沈曉梅 ＊，夏語(yǔ)欣，姜明棟，許靜茹，鄭紹萱

（1.鹽城工學(xué)院，江蘇鹽城 224051；2.河海大學(xué)企業(yè)管理學(xué)院，江蘇常州 213022；3.北京大學(xué)環(huán)境科學(xué)與工程學(xué)院，北京 100871；4.天津大學(xué)管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)部，天津 300072）

引言

長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶是覆蓋中國(guó)東、中、西部11 個(gè)省份的高密度經(jīng)濟(jì)區(qū)，被喻為“中國(guó)經(jīng)濟(jì)脊梁”，其2016 年生產(chǎn)總值達(dá)33.72 萬(wàn)億元，占全國(guó)比重近50%，且增速在全國(guó)平均水平之上，顯示出長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶的巨大發(fā)展?jié)摿ΑＨ欢?，隨著經(jīng)濟(jì)的迅猛發(fā)展，各類資源快速消耗對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)的約束效應(yīng)也日益凸顯，成為提升經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量過(guò)程中的重要問(wèn)題[1]。資源約束與社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展間制約與促進(jìn)關(guān)系并存，因此，實(shí)現(xiàn)資源和經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展、減弱資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的約束力是推動(dòng)可持續(xù)發(fā)展的重點(diǎn)所在[2]。經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程必然脫離不了水資源投入，而水資源的稀缺性限制了其可消耗程度，因此持續(xù)且過(guò)度地消耗水資源必將深刻影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)力[3]。然而，部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，水資源對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的影響呈現(xiàn)為阻礙與促進(jìn)的動(dòng)態(tài)交替過(guò)程[4]。由此可見(jiàn)，經(jīng)濟(jì)社會(huì)能否可持續(xù)發(fā)展與水資源要素密切相關(guān)，如何針對(duì)性地做出科學(xué)決策來(lái)實(shí)現(xiàn)水資源與經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展是長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶城市群所共同面臨的問(wèn)題。長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正處于由“高速”向“高質(zhì)量”發(fā)展的重要關(guān)口，“共抓大保護(hù)，不搞大開(kāi)發(fā)”的經(jīng)濟(jì)發(fā)展導(dǎo)向已成為共識(shí)。同時(shí)，長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶各省市間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在顯著差異，水資源供給與利用必將受其影響。解決水資源的最優(yōu)配置問(wèn)題、推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展將為長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶平衡充分發(fā)展提供動(dòng)力。因此，量化水資源消耗與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系將有助于探索在水資源“大保護(hù)”約束下實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)—社會(huì)—生態(tài)的可持續(xù)發(fā)展路徑，對(duì)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶各省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1 文獻(xiàn)綜述

理論界最早探討資源環(huán)境和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的研究主要運(yùn)用到的工具為環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線（EKC）。國(guó)外學(xué)者中，Grossman 和Krueger 最早用其分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境狀況的聯(lián)系[5,6]，Alper 則據(jù)此推導(dǎo)出污染與收入之間的“倒U曲線”關(guān)系[7]。由于國(guó)內(nèi)資源環(huán)境問(wèn)題的日益凸顯，一些學(xué)者開(kāi)始嘗試使用EKC 來(lái)反映我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與資源環(huán)境之間的關(guān)系，如鄭易生等利用其討論了實(shí)現(xiàn)環(huán)境保護(hù)質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正相關(guān)關(guān)系的有效途徑[8]。隨著水資源問(wèn)題的凸顯，越來(lái)越多的學(xué)者開(kāi)始針對(duì)水資源消耗進(jìn)行研究，其與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系亦為研究熱點(diǎn)。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者主要從三個(gè)方面對(duì)水資源消耗與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的關(guān)系進(jìn)行研究：

其一是對(duì)水資源消耗與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)脫鉤或耦合等相關(guān)關(guān)系的研究。目前經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（Org-anization for Economic Co-operation and Development,簡(jiǎn)稱OECD）所解釋的“脫鉤”概念應(yīng)用最為廣泛，其認(rèn)為脫鉤是用于量化資源環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)調(diào)關(guān)系的方法[9]；而如何促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與水資源消耗達(dá)到脫鉤，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)區(qū)域全面協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展是新時(shí)代我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展進(jìn)程中不可避免的重要問(wèn)題[10]。國(guó)內(nèi)外學(xué)者在研究這一方面問(wèn)題時(shí)運(yùn)用較為廣泛的方法是Tapio 脫鉤模型[11]及耦合協(xié)調(diào)度模型[12]。從研究方法來(lái)看，Khalid 結(jié)合生產(chǎn)函數(shù)量化經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與資源消耗間的相關(guān)關(guān)系及程度[13]；吳丹圍繞中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與水資源利用的脫鉤關(guān)系，建立了時(shí)態(tài)分析模型對(duì)二者的脫鉤態(tài)勢(shì)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)[14]；劉惠敏則利用脫鉤指數(shù)分析了1979—2014年中國(guó)東部地區(qū)10 個(gè)省份的脫鉤變化趨勢(shì)[15]。而耦合概念主要用于衡量?jī)蓚€(gè)或以上要素之間相互作用的現(xiàn)象[16]，耦合協(xié)調(diào)度是為了測(cè)量系統(tǒng)或要素在發(fā)展過(guò)程中同步共進(jìn)的程度，隨后被引入資源經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域用來(lái)反映經(jīng)濟(jì)社會(huì)與資源環(huán)境間的協(xié)同關(guān)系[17]。馬力陽(yáng)等構(gòu)建系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)模型對(duì)水資源利用系統(tǒng)與鄉(xiāng)村發(fā)展進(jìn)行耦合度測(cè)算[18]，喻笑勇等構(gòu)建了水資源與經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展程度評(píng)價(jià)指標(biāo)體系[19]，二者均利用耦合協(xié)調(diào)度模型研究各因素間協(xié)調(diào)發(fā)展關(guān)系，體現(xiàn)出該方法具有較強(qiáng)的實(shí)用性。

其二是研究經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)水資源消耗的影響。Pearce 等認(rèn)為隨著城市的發(fā)展，城市水生態(tài)環(huán)境逐步惡化，并據(jù)此提出了一系列促進(jìn)二者協(xié)調(diào)發(fā)展的策略[20]。國(guó)內(nèi)外學(xué)者中，Stoevener 運(yùn)用投入產(chǎn)出模型進(jìn)行水資源利用的效益成本分析[21]，王成金等設(shè)計(jì)TOPSIS 模型和DEA-SBM 模型，主要研究資源投入—經(jīng)濟(jì)效益—污染排放三者的關(guān)系[22]，馬海良等以城鎮(zhèn)化進(jìn)程為視角，運(yùn)用格蘭杰檢驗(yàn)方法探討中國(guó)水資源利用效率與用水結(jié)構(gòu)受城鎮(zhèn)化水平的影響程度[23]。

其三是水資源消耗對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的約束作用。目前國(guó)內(nèi)外對(duì)于量化水資源影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)程度的研究尚少，且覆蓋范圍較為狹窄。國(guó)外學(xué)者中，Brown 認(rèn)為中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展在受到水資源約束的情況下也將影響世界糧食安全[24]；Badeeb及Bruvoll 主要運(yùn)用動(dòng)態(tài)CGE 模型，量化環(huán)境約束的影響[25,26]。萬(wàn)永坤等利用改進(jìn)后的大衛(wèi)·羅默生產(chǎn)函數(shù)，用勞動(dòng)效率變化反映要素替代彈性，構(gòu)建阻尼模型，量化了資源約束對(duì)北京經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響程度[27]。

綜上可以看出，目前在水資源與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面的研究大多集中在前兩方面。在資源消耗對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)約束作用方面，雖有一些學(xué)者開(kāi)始嘗試?yán)眯碌哪Ｐ秃头椒ㄟM(jìn)行量化測(cè)算，但已有研究主要針對(duì)土地資源以及化石能源消耗的約束作用，鮮有針對(duì)水資源的研究。基于此，本文立足于長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶水資源約束問(wèn)題，綜合考慮水資源消耗總量及水資源消耗結(jié)構(gòu)，利用Romer 增長(zhǎng)阻尼模型和改進(jìn)的生產(chǎn)函數(shù)量化分析長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶水資源消耗對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響及影響程度，以獲悉水資源消耗和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的內(nèi)在聯(lián)系，以此為長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶實(shí)現(xiàn)水資源“大保護(hù)”約束下的經(jīng)濟(jì)發(fā)展提出針對(duì)性的政策建議。

2 研究方法

2.1 水資源增長(zhǎng)阻尼模型構(gòu)建

“阻尼”由學(xué)者Nordhaus 引入經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域，將自然資源與索洛增長(zhǎng)模型結(jié)合，建立了存在資源約束和不存在資源約束的經(jīng)濟(jì)模型，用以描述資源消耗對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的約束作用[28]。新增長(zhǎng)理論認(rèn)為，水資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)約束作用的實(shí)現(xiàn)路徑是由水資源不足或者水資源過(guò)度利用等情況導(dǎo)致人均水資源利用率受到限制，從而出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型速度低于沒(méi)有水資源約束時(shí)的情況，而其速度降低程度即為增長(zhǎng)阻尼或增長(zhǎng)尾效[29]。本文引用美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家Romer 于2001 年提出的環(huán)境約束下的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型，在生產(chǎn)函數(shù)中加入水資源要素。當(dāng)存在水資源約束的限制時(shí)，W(t1)=nW(t)，即指水資源隨著勞動(dòng)力的增長(zhǎng)而同比增長(zhǎng)。上式中，n為勞動(dòng)力增長(zhǎng)率，W(t)、W(t1)分別指第t年和第t1年的水資源投入量。以上述假設(shè)改變?cè)Ｐ图僭O(shè)中水資源長(zhǎng)期不變的情況，構(gòu)建出水資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的阻尼模型：

式中，Y(t)為第t年的產(chǎn)出；K(t)、W(t)、A(t)及L(t)分別為第t年的資本投入、水資源投入、技術(shù)進(jìn)步及勞動(dòng)投入。α為資本產(chǎn)出彈性；β為水資源產(chǎn)出彈性，且α、β＞0，α+β＜1。對(duì)（1）式兩邊取對(duì)數(shù)可得式（2）：

變量的對(duì)數(shù)對(duì)時(shí)間的導(dǎo)數(shù)為該變量的增長(zhǎng)率，因此對(duì)式（2）左右求導(dǎo)，同時(shí)視經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)處于平衡路徑上時(shí)的產(chǎn)出增長(zhǎng)率等于資本增長(zhǎng)率。計(jì)算水資源約束存在與不存在時(shí)的單位勞動(dòng)力產(chǎn)出增長(zhǎng)率分別如式（3）、式（4）所示：

式中，gW(t)、gA(t)、gL(t)分別表示相應(yīng)要素的增長(zhǎng)率。根據(jù)增長(zhǎng)阻尼定義可知，單位勞動(dòng)力產(chǎn)出增長(zhǎng)率在水資源受約束與不受約束兩種情況下的差值為水資源約束產(chǎn)生的阻礙效應(yīng)大小，即上述公式（3）-公式（4）。在平衡增長(zhǎng)路徑下，令，可得水資源增長(zhǎng)阻尼系數(shù)測(cè)算公式為：

式中，Z即為水資源約束而產(chǎn)生的增長(zhǎng)阻尼；w為水資源投入增長(zhǎng)率。由公式推導(dǎo)結(jié)果可知，水資源增長(zhǎng)阻尼與資本產(chǎn)出彈性、水資源產(chǎn)出彈性和勞動(dòng)生產(chǎn)率正相關(guān)，而與水資源投入增長(zhǎng)率負(fù)相關(guān)。此外，對(duì)于勞動(dòng)力增長(zhǎng)率n和水資源投入增長(zhǎng)率w的計(jì)算，借鑒米國(guó)芳[30]等的方法，計(jì)算公式如式（6）、式（7）所示：

式中，Y0為基期該變量的值；Yt為末期該變量的數(shù)值；t-1 為增長(zhǎng)期。

2.2 數(shù)據(jù)來(lái)源與說(shuō)明

論文所需數(shù)據(jù)包括長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶2000—2016 年11 個(gè)省市的相關(guān)指標(biāo)，以及資本投入、勞動(dòng)力投入以及三次產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出和水資源消耗情況，具體指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)來(lái)源如下：

長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶總產(chǎn)出指標(biāo)（Y）采用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）表示。數(shù)據(jù)均來(lái)自2001—2017 年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，并調(diào)整至以2000 年作為基期，從而消除價(jià)格因素對(duì)數(shù)據(jù)造成的影響。

資本投入指標(biāo)（L）用固定資產(chǎn)投資存量表示。由于本文采用的改進(jìn)的C-D 生產(chǎn)函數(shù)中資本使用量應(yīng)當(dāng)使用資本存量衡量，而相關(guān)統(tǒng)計(jì)年鑒公布的資本投入數(shù)據(jù)均屬于流量而非存量。鑒于此，本文采用永續(xù)盤存法估算資本存量，方法如式（9）所示：

式中，K(t)、K(t-1)分別為t期及t-1 期期末資本存量；I(t)為t期投資額；δ為折舊率。數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及各省市統(tǒng)計(jì)年鑒，并以2000 年為基期進(jìn)行了調(diào)整。

勞動(dòng)投入指標(biāo)（L）及水資源投入指標(biāo)（W）分別采用各地區(qū)全社會(huì)就業(yè)人口數(shù)和總用水量表示，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及各省市統(tǒng)計(jì)年鑒、水資源公報(bào)。對(duì)于勞動(dòng)投入指標(biāo)，統(tǒng)計(jì)年鑒中的數(shù)據(jù)多為年底就業(yè)人數(shù)，無(wú)法完全代替一年的均值。因此，本文參考熊立春等的做法，取各年就業(yè)人口數(shù)的中間值[31]，可減少采取年底數(shù)時(shí)帶來(lái)的誤差。具體方法如式（10）所示：

式中，L(t) 為第t年勞動(dòng)投入量。分別為上年及該年年末各地區(qū)全社會(huì)就業(yè)人口數(shù)。

3 阻尼效應(yīng)分析

3.1 整體回歸分析

本文首先對(duì)資本產(chǎn)出彈性α以及水資源產(chǎn)出彈性β進(jìn)行測(cè)算，從而計(jì)算水資源增長(zhǎng)阻尼。對(duì)模型整體進(jìn)行最小二乘估計(jì)后的結(jié)果如式（11）所示：

即α=0.689，β=0.193，R2=0.996，DW=0.345。計(jì) 算 發(fā)現(xiàn)，模型DW 值0.345 遠(yuǎn)小于2.000，可能存在多重共線性。對(duì)模型進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)后的輸出結(jié)果如表1 所示，可見(jiàn)水資源投入的變異系數(shù)值高于10%的顯著性水平。此情況說(shuō)明所選指標(biāo)之間存在著多重共線性，最小二乘估計(jì)不適用。因此，本文采取嶺回歸分析法作回歸測(cè)算。嶺回歸是一種犧牲回歸的部分無(wú)偏性而達(dá)到有效減少均方誤差目的的估計(jì)方法，有助于得到精度更高且更為穩(wěn)定的模型，緩解方程的多重共線性[32]。

表1 多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果

本文利用省際面板數(shù)據(jù)使用嶺回歸法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸處理后的結(jié)果如表2 所示，可見(jiàn)各系數(shù)均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。模型擬合優(yōu)度為98.1%，F(xiàn)檢驗(yàn)值為280.368，在5%的顯著性水平下顯著，回歸結(jié)果可靠[33]。此外，資本產(chǎn)出彈性系數(shù)為0.452，水資源產(chǎn)出彈性系數(shù)為0.232，從而計(jì)算得出長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶2000—2016年平均水資源增長(zhǎng)阻尼系數(shù)約為0.15%（表3）。該數(shù)據(jù)表明長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度由于水資源的約束作用使得經(jīng)濟(jì)增速比沒(méi)有水資源約束的情形降低了0.15%。

表2 嶺回歸結(jié)果

表3 2000—2016年長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶年均水資源增長(zhǎng)阻尼

3.2 時(shí)間序列演變

根據(jù)研究期內(nèi)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶11 個(gè)省份各指標(biāo)的數(shù)據(jù)，得出2001—2016 年的勞動(dòng)力增長(zhǎng)率及水資源增長(zhǎng)率，并以此計(jì)算各年度水資源增長(zhǎng)阻尼系數(shù)（表4）。從表4 反映的水資源增長(zhǎng)阻尼系數(shù)逐年變化情況來(lái)看，2003 年之前，長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受水資源約束是顯著的；在2004 年經(jīng)歷了一次跌落后基本穩(wěn)定在-1 至1 之間，處于中間水平。這種現(xiàn)象與勞動(dòng)力增長(zhǎng)率和水資源投入增長(zhǎng)率的協(xié)調(diào)性有關(guān)：2005—2013 年長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶11 個(gè)省份的平均勞動(dòng)力增長(zhǎng)率是全研究期的5.75 倍，水資源投入增長(zhǎng)率則是全研究期的7.62 倍；而2001—2004 年及2014—2016 年的阻尼數(shù)值波動(dòng)較大，其中2001 年、2014 年的增長(zhǎng)阻尼數(shù)值處于峰值。

表4 2001—2016年各年水資源增長(zhǎng)阻尼系數(shù)變化情況

將研究期等分為前期（2001—2008年）和后期（2009—2016年）兩階段，測(cè)算各階段的水資源增長(zhǎng)阻尼系數(shù)分別為0.125%和0.034%。由表5 可以發(fā)現(xiàn)，從前期到后期資本產(chǎn)出彈性明顯降低，勞動(dòng)力增長(zhǎng)率和水資源投入增長(zhǎng)率的差值有所減少，水資源產(chǎn)出彈性也下降了較大幅度，進(jìn)而導(dǎo)致了水資源增長(zhǎng)阻尼顯著降低。由此可見(jiàn)，在研究期內(nèi)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受水資源的約束效用減弱主要是由勞動(dòng)力增長(zhǎng)與水資源投入的協(xié)調(diào)度改善所貢獻(xiàn)的，而在如何降低資本產(chǎn)出彈性、發(fā)展集約型經(jīng)濟(jì)方面仍有進(jìn)一步發(fā)展的空間。

表5 2001—2008年、2009—2016年水資源增長(zhǎng)阻尼

為進(jìn)一步反映水資源約束對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，將2000—2016 年水資源增長(zhǎng)阻尼系數(shù)的變化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的變化進(jìn)行比較（圖1）。從圖1 來(lái)看，水資源增長(zhǎng)阻尼系數(shù)于2005—2012 年最為穩(wěn)定，基本上與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈反向變化，從總體來(lái)看水資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的約束作用程度經(jīng)歷了較為明顯的強(qiáng)弱變化。研究期內(nèi)，在2009—2010 年、2012—2013 年、2014—2016 年三個(gè)時(shí)間段期間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與水資源增長(zhǎng)阻尼系數(shù)呈現(xiàn)正向變化的情況。究其原因發(fā)現(xiàn)，2009—2010 年國(guó)家經(jīng)濟(jì)形勢(shì)明顯好轉(zhuǎn)，尤其金融經(jīng)濟(jì)取得高速發(fā)展，逐步觸底復(fù)蘇，此階段水資源對(duì)經(jīng)濟(jì)的約束作用不明顯。2010 年開(kāi)始，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率降低、驅(qū)動(dòng)力不足導(dǎo)致水資源阻尼出現(xiàn)明顯波動(dòng)，在2012 年及2014 年呈現(xiàn)小的峰值。而后水資源約束在促進(jìn)開(kāi)發(fā)“長(zhǎng)江黃金水道”、2014年“長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶戰(zhàn)略”等政府多項(xiàng)政策的支持下有所緩解，因此出現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與水資源阻尼同步變化的情況。其余時(shí)間段水資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均顯示出阻礙作用。值得注意的是，2004 年水資源增長(zhǎng)阻尼系數(shù)出現(xiàn)了較大幅度的下降，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受水資源約束有所減弱。而2002 年通過(guò)的《中華人民共和國(guó)水法》，對(duì)國(guó)家治水方針進(jìn)行了修訂。因此可以認(rèn)為，在積極的政策導(dǎo)向下，水環(huán)境改善成效于2004 年有了顯著體現(xiàn)。同時(shí)，從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)層面來(lái)看，2004 年之前我國(guó)為緩解通貨緊縮對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不利影響，長(zhǎng)期放松貨幣政策與財(cái)政政策，使得國(guó)民經(jīng)濟(jì)取得較快發(fā)展。因此，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率保持上升態(tài)勢(shì)，至2004 年達(dá)到峰值，從而出現(xiàn)了低阻尼情況。2004 年之后的水資源阻尼系數(shù)波動(dòng)減緩，且在2014 年后經(jīng)濟(jì)增速有明顯回升，同時(shí)水資源阻尼呈下降趨勢(shì)。究其原因不難發(fā)現(xiàn)，2014 年底開(kāi)始，《水污染防治行動(dòng)計(jì)劃》的實(shí)施被提上日程，其影響范圍逐步擴(kuò)大。在該政策的指導(dǎo)下，各地對(duì)污染物排放的控制力度不斷增強(qiáng)，因此水資源利用效率得到顯著提高，水資源在各區(qū)域、各產(chǎn)業(yè)間的配置趨向合理。綜上可見(jiàn)，長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶水資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響呈現(xiàn)阻礙和促進(jìn)交替作用的動(dòng)態(tài)過(guò)程。從總體來(lái)看，在研究期內(nèi)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶水資源增長(zhǎng)阻尼系數(shù)有降低的趨勢(shì)，顯示了長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶建設(shè)的成效以及水資源對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展約束力逐步減弱的良好前景。

圖1 2001—2016年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與水資源增長(zhǎng)阻尼系數(shù)對(duì)比

3.3 空間特征探討

2001—2016 年長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶省際水資源增長(zhǎng)阻尼系數(shù)以及其他各要素的彈性系數(shù)結(jié)果如表6 所示。不難發(fā)現(xiàn)，在研究期內(nèi)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶11 個(gè)省份中有7 個(gè)?。ㄊ校┐嬖诿黠@的水資源增長(zhǎng)阻尼，按阻尼大小排序如下：浙江（0.679%）、上海（0.402%）、江西（0.397%）、湖北（0.326%）、云南（0.126%）、湖南（0.108%）和江蘇（0.075%）；其中4 個(gè)省份水資源增長(zhǎng)阻尼系數(shù)超過(guò)了0.150%。

表6 2001—2016年分省市水資源增長(zhǎng)阻尼系數(shù)

其中江蘇的水資源產(chǎn)出彈性為負(fù)值，出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因之一是江蘇經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)，出現(xiàn)用水量隨經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而降低的趨勢(shì)。對(duì)于水資源增長(zhǎng)阻尼最高的浙江省來(lái)說(shuō)，勞動(dòng)力增長(zhǎng)率（2.084%）顯著高于水資源增長(zhǎng)率（-0.717%）是造成其增長(zhǎng)阻尼過(guò)高的主要原因。此外，產(chǎn)出彈性對(duì)各省份的阻尼系數(shù)亦產(chǎn)生了影響。具有代表性的省市為湖南、湖北，兩個(gè)省份的資本產(chǎn)出彈性（0.666、0.603）明顯高于大多數(shù)省市，以至于其增長(zhǎng)阻尼受勞動(dòng)力增長(zhǎng)率與水資源增長(zhǎng)率的影響不顯著，但是其增長(zhǎng)阻尼依舊較高。而反觀資本產(chǎn)出彈性最高的貴州（0.827），其勞動(dòng)力增長(zhǎng)率（0.142%）顯著低于水資源增長(zhǎng)率（3.578%），使得其增長(zhǎng)阻尼系數(shù)最小，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)幾乎不受水資源約束。在水資源增長(zhǎng)阻尼系數(shù)為負(fù)數(shù)的四個(gè)省市中，重慶和安徽的情況與貴州類似，勞動(dòng)力增長(zhǎng)率顯著低于水資源增長(zhǎng)率。作為傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)大省，兩省近年來(lái)也在不斷推進(jìn)實(shí)施工業(yè)強(qiáng)省戰(zhàn)略，努力向新型工業(yè)化發(fā)展，而在轉(zhuǎn)型過(guò)程中水資源用量也隨之增長(zhǎng)。因此，雖然“十二五”期間綠色發(fā)展和新型城鎮(zhèn)化成果顯著，導(dǎo)致2010 年之后用水量呈縮減趨勢(shì)，但較基期相比，2016 年的用水量增幅較大；此外，長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶各省份資本產(chǎn)出彈性均明顯大于水資源產(chǎn)出彈性，其中江蘇省的水資源產(chǎn)出彈性甚至為負(fù)值。由此表明長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶的經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)資本和技術(shù)的依賴性有所提升。

4 結(jié)論與建議

4.1 研究結(jié)論

本文基于改進(jìn)的C-D 生產(chǎn)函數(shù)并結(jié)合Romer 阻尼模型，利用2000—2016 年長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶各省市生產(chǎn)總值、資本存量、從業(yè)人數(shù)和水資源投入量等數(shù)據(jù)，對(duì)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶水資源增長(zhǎng)阻尼進(jìn)行了時(shí)間和空間兩個(gè)層面的探討，研究得出結(jié)論如下：

（1）2000—2016 年，長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受水資源約束作用顯著。在受到水資源約束的情況下，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度比不受約束時(shí)降低了0.15%。從水資源阻尼形成原因來(lái)看，較高的資本彈性系數(shù)及勞動(dòng)力增長(zhǎng)率與水資源增長(zhǎng)投入增長(zhǎng)率間的過(guò)大差距是水資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的約束效用為正的主要原因。

（2）從水資源增長(zhǎng)阻尼變化的時(shí)間差異來(lái)看，研究期內(nèi)水資源對(duì)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響呈現(xiàn)約束和促進(jìn)作用交替進(jìn)行的動(dòng)態(tài)過(guò)程，以約束作用為主；2003 年之前水資源對(duì)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的約束作用較高，峰值達(dá)到2.139%，而之后水資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的約束作用顯著降低，基本穩(wěn)定在0 附近，僅有微弱波動(dòng)。此外，研究期前半段的水資源增長(zhǎng)阻尼值為0.125%，后半段降至0.034%。此結(jié)果表明，長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受水資源的約束作用依舊是正向的，但從整體來(lái)看有減弱的趨勢(shì)，主要原因是水資源產(chǎn)出彈性系數(shù)降低和勞動(dòng)力增長(zhǎng)與水資源投入?yún)f(xié)調(diào)度的明顯改善。因此，促進(jìn)水資源的高效利用以降低經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)水資源的依賴程度并促進(jìn)勞動(dòng)力投入與水資源投入的協(xié)調(diào)性是減弱約束效應(yīng)的有效措施。

圖2 各省市從業(yè)人口增長(zhǎng)率與總用水量增長(zhǎng)率對(duì)比

（3）從水資源增長(zhǎng)阻尼分布的空間差異來(lái)看，各省份經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受水資源約束的程度及影響因素存在顯著不同。安徽、重慶、四川及貴州水資源阻尼為負(fù)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受到水資源的促進(jìn)作用。其他7 個(gè)省份的水資源阻尼為正，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受到水資源的約束作用。就原因而言，浙江、上海、江西和云南4 個(gè)省份由于勞動(dòng)力增長(zhǎng)率與水資源增長(zhǎng)率不協(xié)調(diào)使得水資源約束顯著；湖北和湖南兩省的資本產(chǎn)出彈性過(guò)大、江西省的水資源產(chǎn)出彈性為負(fù)數(shù)使得水資源阻尼系數(shù)較大，反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受水資源約束程度高。因此，水資源對(duì)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的約束作用在作用程度和形成原因上均具有顯著空間差異，實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶各省份間的協(xié)調(diào)發(fā)展依然有較大空間。勞動(dòng)力增長(zhǎng)率與水資源增長(zhǎng)率的協(xié)調(diào)性有待提高，而對(duì)資本投入的依賴性亟須進(jìn)一步減弱。

4.2 政策建議

為了響應(yīng)政府在長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展問(wèn)題上堅(jiān)持的“生態(tài)優(yōu)先”“共抓大保護(hù)”原則，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展及水環(huán)境改善，本文結(jié)合研究結(jié)論和“長(zhǎng)江大保護(hù)”的實(shí)現(xiàn)條件提出以下針對(duì)性建議，以期促進(jìn)區(qū)域間、?。▍^(qū)、市）間在降低水資源約束、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高效增長(zhǎng)方面的協(xié)同發(fā)展。

（1）提升水資源利用效率，降低水資源產(chǎn)出彈性。首先，發(fā)展新型作業(yè)技術(shù)和節(jié)水技術(shù)，完善各地區(qū)農(nóng)田灌溉及排水系統(tǒng)，從技術(shù)和硬件設(shè)施方面入手推動(dòng)水資源利用效率的提升。其次，當(dāng)前我國(guó)缺水問(wèn)題由水量性缺水和水質(zhì)性缺水共同構(gòu)成，在關(guān)注水資源使用量約束的同時(shí)，水質(zhì)性缺水問(wèn)題的緩解亦會(huì)減弱水資源的供需矛盾。各省份應(yīng)加強(qiáng)對(duì)農(nóng)工業(yè)用水污染情況的監(jiān)督及生活污水的治理。

（2）優(yōu)化勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)，提高就業(yè)人員質(zhì)量。首先，加大高新技術(shù)人才和高層次創(chuàng)新人才的培養(yǎng)和引入力度，完善就業(yè)政策和創(chuàng)新激勵(lì)機(jī)制。其次，各省份應(yīng)進(jìn)一步優(yōu)化高校和科研院所等創(chuàng)新要素，以促進(jìn)勞動(dòng)力資源在各產(chǎn)業(yè)間的合理配置及產(chǎn)學(xué)研協(xié)同發(fā)展。

（3）加大資本投入，強(qiáng)化技術(shù)支撐。根據(jù)各地產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況合理安排資本投入并積極引導(dǎo)資本向發(fā)展現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)、高新技術(shù)等領(lǐng)域流動(dòng)，對(duì)經(jīng)濟(jì)相對(duì)不發(fā)達(dá)地區(qū)給予生態(tài)補(bǔ)償。其次，各省份應(yīng)高度重視核心技術(shù)的發(fā)展。由科技部門牽頭引導(dǎo)，重點(diǎn)研發(fā)先進(jìn)農(nóng)田灌溉及疏浚技術(shù)、可利用水資源開(kāi)發(fā)技術(shù)、污水廢水凈化處理和其他前沿技術(shù)。

（4）加強(qiáng)區(qū)域間合作，構(gòu)建跨省水權(quán)市場(chǎng)交易機(jī)制。實(shí)現(xiàn)“長(zhǎng)江大保護(hù)”的關(guān)鍵條件是要打破各區(qū)域“各自為政”的現(xiàn)狀，構(gòu)建水權(quán)交易機(jī)制便是調(diào)控區(qū)域經(jīng)濟(jì)—生態(tài)差異的重要手段之一。各省份水行政主管部門應(yīng)協(xié)調(diào)推進(jìn)，以水資源需求量為基礎(chǔ)合理分配水權(quán)，發(fā)揮市場(chǎng)機(jī)制作用，緩解用水需求大的區(qū)域的缺水問(wèn)題，促進(jìn)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域間平衡發(fā)展，經(jīng)濟(jì)—社會(huì)—生態(tài)系統(tǒng)充分發(fā)展。

5 總結(jié)與展望

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)脫離不了水資源投入，因此在水資源稀缺的情況下量化其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的約束效應(yīng)并分析約束力形成的原因?qū)Υ龠M(jìn)經(jīng)濟(jì)綠色可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。本文將水資源要素納入科布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，結(jié)合Romer 阻尼模型探討了長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶11 個(gè)省份經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受水資源的約束程度。然而，本研究仍存在以下局限：其一，在研究方法層面，本文以科布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)，采用國(guó)內(nèi)學(xué)者的常用做法，用勞動(dòng)投入與技術(shù)進(jìn)步的乘積表示有效勞動(dòng)，進(jìn)而探討水資源消耗對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的阻尼效應(yīng)，但該方法在解釋內(nèi)生性問(wèn)題時(shí)仍存在一定的缺陷，因此本文使用的理論模型還有進(jìn)一步優(yōu)化的空間。其二，在研究對(duì)象層面，本文主要從整體和區(qū)域?qū)用婵紤]水資源約束下的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)阻尼效應(yīng)，而若針對(duì)不同產(chǎn)業(yè)的情況展開(kāi)探討則具有更大的指導(dǎo)意義。針對(duì)本文研究的局限性，從研究方法改進(jìn)、研究對(duì)象細(xì)化等層面進(jìn)一步探討水資源高效利用與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的“雙贏”路徑將成為今后的研究方向。