鄧路白萍李會芳陳曉福

(1.新疆維吾爾自治區(qū)發(fā)展與改革委員會經(jīng)濟(jì)研究院，新疆 烏魯木齊 830001；2.新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)，新疆 烏魯木齊 830001)

引言

中國是干旱缺水的國家，2018年全國水資源總量為27462.5億m3，約占全球水資源的6%，位居世界第4，但人均水資源擁有量僅為2300m3，是世界平均的1/4，屬于全球最缺水的國家之一。缺水不僅會制約經(jīng)濟(jì)發(fā)展，同時會威脅生命安全。國內(nèi)外學(xué)者圍繞水資源開展了一系列的研究，主要涵蓋水資源供需均衡[1,2]、水資源承載力[3]、水資源配置[4-8]、水資源持續(xù)利用[9,10]、生態(tài)需水[11-13]等方面。美國學(xué)者Charles定性分析了水資源利用對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用和靜態(tài)關(guān)系[14]。路寧等通過建立計量模型對中國經(jīng)濟(jì)增長與水資源利用壓力之間的關(guān)系進(jìn)行了實證檢驗[15]，但是目前的研究大多從承載力的內(nèi)涵及外延[16]、衡量標(biāo)準(zhǔn)[14]等方面開展，這些研究都沒有很好地回答水資源利用和經(jīng)濟(jì)增長之間的動態(tài)聯(lián)系這一問題。

在實證研究中經(jīng)常使用矢量自回歸模型VAR(Vector AutoRegressive)來描述不同變量之間的動態(tài)關(guān)聯(lián)，VAR模型和單方程模型相比，能夠通過脈沖分析發(fā)現(xiàn)不同變量之間的相互作用，以便于研究不同變量之間的動態(tài)聯(lián)系。因此，本研究通過構(gòu)建VAR模型，分別就用水總量、農(nóng)業(yè)用水量、工業(yè)用水量和國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)增長、第一產(chǎn)業(yè)增長、第二產(chǎn)業(yè)增長之間的動態(tài)關(guān)系進(jìn)行研究，以期揭示水資源利用與經(jīng)濟(jì)增長之間的動態(tài)聯(lián)系，為中國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展、水資源持續(xù)利用以及經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展提供支撐。

1 研究方法和數(shù)據(jù)選取

1.1 研究方法

VAR模型是向量自回歸模型的簡稱，其利用當(dāng)期變量對其若干滯后期變量進(jìn)行回歸，通常用來估計相互聯(lián)系的時間序列系統(tǒng)以及分析隨機(jī)擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)關(guān)系[17]。VAR(p)模型的數(shù)學(xué)形式[18]:

yt=A1yt-1+…+Apyt-p+Bxt+εt

式中，yt是內(nèi)生變量;yt-1，…，yt-p表示yt的滯后期;xt是外生變量;A1，…，Ap表示yt的待估系數(shù);B是xt待估系數(shù);εt是隨機(jī)擾動項。VAR模型轉(zhuǎn)化為矩陣:

式中，y1t，…，ykt作為內(nèi)生變量，可以同期相關(guān)，而y1t-1，…，ykt-p作為滯后變量均在等號右邊，因此不會出現(xiàn)同期相關(guān)問題，OLS仍然是有效的。

1.2 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

本研究的主要目的是探明產(chǎn)業(yè)用水與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。在現(xiàn)有的統(tǒng)計指標(biāo)中，一般統(tǒng)計了用水總量、農(nóng)業(yè)用水、工業(yè)用水、生活用水和生態(tài)用水等幾個指標(biāo)。在經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)選取中，GDP是最常用的反映地區(qū)經(jīng)濟(jì)總量的指標(biāo)，將其與用水總量匹配，分析產(chǎn)業(yè)用水與經(jīng)濟(jì)增長的總體關(guān)系；第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值一般用來衡量農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況，將其與農(nóng)業(yè)用水總量匹配，分析第一產(chǎn)業(yè)增長和農(nóng)業(yè)用水之間的關(guān)系；第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值一般用來衡量工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況，將其與工業(yè)用水總量匹配，分析第二產(chǎn)業(yè)增長和工業(yè)用水之間的關(guān)系。為了簡化表達(dá)，下文將使用y1表示GDP總量，y2表示第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，y3表示第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值；x1表示用水總量，x2表示農(nóng)業(yè)用水總量，x3表示工業(yè)用水總量。

綜合考慮數(shù)據(jù)的可獲得性和時效性，本研究將樣本年限確定為2000—2018年。模型所需要的數(shù)據(jù)均來自于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國水資源公報》。為了使數(shù)據(jù)具有較好的平穩(wěn)性、消除數(shù)據(jù)可能存在的異方差性、能更好地分析其經(jīng)濟(jì)學(xué)上的意義，本研究對各個變量進(jìn)行了對數(shù)化處理。

本研究的數(shù)據(jù)采用Excel進(jìn)行整理，采用Stata14.0進(jìn)行計算。

2 模型建立與結(jié)果分析

2.1 數(shù)據(jù)前置檢驗與模型建立

2.1.1 數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

在使用VAR模型時，必須使所有的數(shù)據(jù)序列滿足平穩(wěn)條件，如果數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的，會使回歸分析中出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，本研究將采用單位根ADF(Augmented Dickey-Fuller test)檢驗，來驗證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，見表1。

表1 變量的ADF檢驗結(jié)果

對各個變量做常用對數(shù)(底數(shù)為10)處理，全國的GDP(lgy1)和用水總量(lgx1)，其檢驗結(jié)果均不顯著，接受原假設(shè)，說明這2個數(shù)據(jù)序列都不平穩(wěn)；將2個變量進(jìn)行一階差分得到dlgy1和dlgy2，再進(jìn)行ADF檢驗(如不平穩(wěn)則繼續(xù)差分)，其檢驗結(jié)果在95%的置信水平下拒絕原假設(shè)，說明這2個變量為平穩(wěn)序列。全國GDP總量和全國用水總量為一階單整序列。

利用上述方法對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、農(nóng)業(yè)用水量和第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、工業(yè)用水量數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，發(fā)現(xiàn)第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和農(nóng)業(yè)用水量為一階單整序列，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和工業(yè)用水量為二階單整序列。

2.1.2 選擇合適的滯后期

本研究采用似然對數(shù)LogL檢驗(LL)、似然比LikelihoodRatio檢驗(LR)、最終預(yù)測誤差Final Prediction Error準(zhǔn)則(FPE)、赤池信息Akaike Information Criterion準(zhǔn)則(AIC)、漢南-奎因Hannan-Quinn Information Criterion準(zhǔn)則(HQIC)、施瓦茨Schwarz Information Criterion準(zhǔn)則(SBIC)5種指標(biāo)來綜合判斷滯后期的期數(shù)，見表2。

表2 VAR模型最佳滯后階數(shù)檢驗結(jié)果

因為全國GDP總量與用水總量中有4項指標(biāo)顯示最佳滯后期為3，所以選擇3期滯后；因為第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與農(nóng)業(yè)用水總量中有5項指標(biāo)顯示最佳滯后期為2，所以選擇2期滯后；雖然第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與工業(yè)用水總量中有3項指標(biāo)顯示最佳滯后期為4，但未通過后期的模型穩(wěn)定性檢驗，因此選擇了有2項指標(biāo)顯示的2期滯后。

2.1.3 建立VAR模型

根據(jù)前面選擇的最佳滯后期，將差分過后的平穩(wěn)數(shù)據(jù)代入模型，利用最小二乘法估計模型相應(yīng)參數(shù)，得到擬合方程分別如下。

A：dlgy1=-0.024dlgy1(t-1)-0.17dlgy1(t-2)-0.50dlgy1(t-3)+0.277dlgx(t-1)+0.67dlgx(t-2)-0.43dlgx(t-3)+0.37

B：dlgy2=0.34dlgy2(t-1)-0.11dlgy2(t-2)-0.83dlgx2(t-1)+0.50dlgx2(t-2)+0.29

C:ddlgy3=-0.47dddlgy3(t-1)-0.31ddlgy3(t-2)+0.71ddlgx3(t-1)+0.17ddlgx3(t-2)

A方程反映了經(jīng)濟(jì)增長與用水總量之間的關(guān)系；B方程反映了第一產(chǎn)業(yè)增長和農(nóng)業(yè)用水量之間的關(guān)系；C方程反映了第三產(chǎn)業(yè)增長和工業(yè)用水量之間的關(guān)系。

2.1.4 模型穩(wěn)定性檢驗

當(dāng)VAR模型所有根的倒數(shù)都在單位圓內(nèi)，認(rèn)為VAR模型是穩(wěn)定的。

圖1 經(jīng)濟(jì)增長和用水總量VAR根的倒數(shù)

2.2 模型結(jié)果分析

2.2.1 格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果檢驗用來判斷2個變量之間的時間先后順序，但是并不能代表2個變量之間存在真正的因果關(guān)系，本研究中VAR模型的3組變量的格蘭杰因果檢驗結(jié)果具體如表3所示。

圖2 第一產(chǎn)業(yè)增長和農(nóng)業(yè)用水總量VAR根的倒數(shù)

圖3 第二產(chǎn)業(yè)增長和工業(yè)用水總量VAR根的倒數(shù)

表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

從格蘭杰檢驗結(jié)果來看，在95%的置信水平下，dlgx1不是dlgy1的格蘭杰原因，dlgy1是dlgx1的格蘭杰原因；dlgx2不是dlgy2的格蘭杰原因，dlgy2是dlgx2的格蘭杰原因；ddlgx3不是ddlgy3的格蘭杰原因，ddlgy3不是ddlgx3的格蘭杰原因。

以上數(shù)據(jù)說明，經(jīng)濟(jì)總量的增長帶動了用水量的不斷增加，但用水量的增長并不能很好地推動經(jīng)濟(jì)增長；第一產(chǎn)業(yè)增長會帶來用水量的增加，但農(nóng)業(yè)用水量增加不能很好的帶動第一產(chǎn)業(yè)增長；第二產(chǎn)業(yè)增長和工業(yè)用水量之間雙向不相關(guān)。

2.2.2 脈沖響應(yīng)分析

利用GDP總量和用水總量2個指標(biāo)構(gòu)建脈沖響應(yīng)分析圖，分析之間的動態(tài)關(guān)聯(lián)，見圖4。

圖4 dlgy1和dlgx1的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

dlgy1對dlgx1前2期的沖擊為正，第3期、第4期為負(fù)，第5期為正，隨后趨于平穩(wěn)，后期正負(fù)交替出現(xiàn)，但幅度明顯變小，并最終收斂。說明經(jīng)濟(jì)增長前期對水資源依賴較大，但有時也會呈現(xiàn)出抑制作用，隨著時間推移，經(jīng)濟(jì)增長對水資源的依賴會逐漸減弱。

dlgx1對dlgy1的影響也呈現(xiàn)出正負(fù)交替出現(xiàn)的規(guī)律，幅度也逐漸減小，并最終收斂。說明前期水資源的使用對經(jīng)濟(jì)增長有較好的作用，但隨著時間的推移，這種作用越來越小。

利用第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和農(nóng)業(yè)用水量2個指標(biāo)構(gòu)建脈沖響應(yīng)分析圖，分析之間的動態(tài)關(guān)聯(lián)，見圖5。

圖5 dlgy2和dlgx2的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

dlgy2對dlgx2的影響呈現(xiàn)正負(fù)交替出現(xiàn)的規(guī)律，幅度逐漸減小。說明第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值前期對水資源依賴較大，后期需求趨于平穩(wěn)。

dlgx2對dlgy2的影響首先是負(fù)面的，隨后正負(fù)交替出現(xiàn)，并逐漸收斂，說明單純增加水資源的投入并不能有效提升農(nóng)業(yè)產(chǎn)值，甚至?xí)a(chǎn)生負(fù)面影響，隨著農(nóng)業(yè)節(jié)水措施的升級，第二產(chǎn)業(yè)增長對水資源的依賴日趨減小。

利用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和工業(yè)用水量2個指標(biāo)構(gòu)建脈沖響應(yīng)分析圖，分析之間的動態(tài)關(guān)聯(lián)，見圖6。

圖6 ddlgy3和ddlgx3的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

ddlgy3對ddlgx3的影響首先是負(fù)面的，說明隨著工業(yè)技術(shù)進(jìn)步，第二產(chǎn)業(yè)對水資源的依賴是有可能減小的，并且影響期數(shù)相對于第一產(chǎn)業(yè)要短；ddlgx3對ddlgy3的影響正負(fù)交替出現(xiàn)，但初期較強(qiáng)，后期較弱，并最終收斂。說明工業(yè)用水對第二產(chǎn)業(yè)的影響在前期較強(qiáng)，但后期逐漸減弱，這可能是由于較高節(jié)水水平的企業(yè)能創(chuàng)造更大的產(chǎn)值。

2.2.3 方差分解分析

方差分解能較好地描述系統(tǒng)的動態(tài)變化過程，通過分析未來每一期的沖擊對變量的貢獻(xiàn)度，評價不同變量之間相互的影響力。

經(jīng)濟(jì)增長和總用水量之間的方差分解關(guān)系見表4。

從表4中可以看出，經(jīng)濟(jì)增長的主要動力還是依賴于自身，水資源的利用對其貢獻(xiàn)度較小，到第20期，水資源的利用對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度也僅有1.5%，說明增加水資源的用量并不能很好地提高經(jīng)濟(jì)總量，全國的經(jīng)濟(jì)增長條件多樣。同時，經(jīng)濟(jì)增長對水資源利用的貢獻(xiàn)度一直很高，說明經(jīng)濟(jì)增長的過程中伴隨著水資源的利用，其中可能存在過度利用的情況。

表4 經(jīng)濟(jì)增長和用水總量物產(chǎn)的方差分解

第一產(chǎn)業(yè)增長和農(nóng)業(yè)用水量之間的方差分解關(guān)系見表5。

從表5可以看出，第一產(chǎn)業(yè)的增長對農(nóng)業(yè)用水呈現(xiàn)出一定程度的依賴，但一直不強(qiáng)，到第20期，農(nóng)業(yè)用水對第一產(chǎn)業(yè)增長的貢獻(xiàn)度達(dá)到了14.8%；而第一產(chǎn)業(yè)增長對農(nóng)業(yè)用水的需求一直保持較高的水平，說明隨著農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的提升，對于農(nóng)業(yè)用水的需求一直較大。

表5 第一產(chǎn)業(yè)增長和農(nóng)業(yè)用水的方差分解

第二產(chǎn)業(yè)增長和工業(yè)用水量之間的方差分解關(guān)系見表6。

從表6可以看出，工業(yè)用水對第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長的作用一直保持在一個較為穩(wěn)定的狀態(tài)，一直在14%左右；而工業(yè)產(chǎn)值的增加對于工業(yè)用水的需求很大，一直在50%左右。

表6 第二產(chǎn)業(yè)增長和工業(yè)用水的方差分解

3 結(jié)論和建議

本研究選取了2000—2018年全國的經(jīng)濟(jì)增長數(shù)據(jù)和水資源消耗數(shù)據(jù)，構(gòu)建VAR模型，驗證了大尺度經(jīng)濟(jì)環(huán)境中經(jīng)濟(jì)增長和用水量的單整關(guān)系，隨后利用格蘭杰因果檢驗、脈沖響應(yīng)分析、方差分解分析等手段，探究全國范圍內(nèi)水資源利用和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，得到以下結(jié)論。

經(jīng)濟(jì)增長和用水總量之間存在穩(wěn)定的一階單整關(guān)系，最佳滯后期數(shù)為3。格蘭杰因果檢驗顯示，用水量增加不能有效帶動經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中需要一定量的水資源。脈沖響應(yīng)分析顯示，總體上經(jīng)濟(jì)增長對水資源需求較大，但有時也存在抑制效應(yīng)；用水量對經(jīng)濟(jì)增長有一定影響，但其影響小于經(jīng)濟(jì)增長對用水量的影響。方差分析顯示，用水量對經(jīng)濟(jì)增長的影響較小，而經(jīng)濟(jì)增長對用水量的影響較大。

第一產(chǎn)業(yè)增長和農(nóng)業(yè)用水總量之間存在穩(wěn)定的一階單整關(guān)系，最佳滯后期數(shù)為2。格蘭杰因果檢驗顯示，農(nóng)業(yè)用水量增加不能有效帶動第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展，但第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展需要一定量的水資源。脈沖響應(yīng)分析顯示，第一產(chǎn)業(yè)前期對用農(nóng)業(yè)水量需求較大，但是后期有可能抑制用水量；單純增加農(nóng)業(yè)用水量可能對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生負(fù)面影響，但總體來看影響是正面的。方差分析顯示，農(nóng)業(yè)用水量對第一產(chǎn)業(yè)增長的影響較小，而第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展對農(nóng)業(yè)用水量影響較大。

第二產(chǎn)業(yè)增加值和工業(yè)用水之間存在二階單整關(guān)系，最佳滯后期數(shù)為2。格蘭杰因果檢驗顯示，二者之間雙向不相關(guān)，說明水資源和工業(yè)之間的依賴程度不強(qiáng)。脈沖響應(yīng)分析顯示，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和工業(yè)用水量之間相互影響，但其影響力小于農(nóng)業(yè)用水和第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之間的影響。方差分析顯示，單純增加工業(yè)用水對第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值影響較小，而第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加對工業(yè)用水的需求較大。

綜上所述，經(jīng)濟(jì)增長和用水之量間存在穩(wěn)定的動態(tài)關(guān)聯(lián)。整體來看，單純增加用水總量、農(nóng)業(yè)用水量、工業(yè)用水量無法帶來經(jīng)濟(jì)總量、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增加，但是經(jīng)濟(jì)增長、第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增加對于用水量的需求較強(qiáng)，未來中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步發(fā)展，對水資源的需求將會持續(xù)增長。

為保障水資源的供給，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長可以從以下方面入手：進(jìn)一步強(qiáng)化用水總量控制和定額管理，提高用水效率；加強(qiáng)不同區(qū)域之間的水資源協(xié)調(diào)利用，通過大型的調(diào)水工程，平衡協(xié)調(diào)不同區(qū)域之間的水資源；節(jié)約高效利用水資源，通過水權(quán)配置、水價改革、節(jié)水技術(shù)等經(jīng)濟(jì)、行政、技術(shù)手段的綜合應(yīng)用，不斷提高水資源的綜合利用效率。