王文智，李 琦

(1.山西大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，山西 太原 030006；2.東北師范大學(xué) 數(shù)學(xué)與統(tǒng)計學(xué)院，吉林 長春 130024)

一、引言

過去幾十年來，我國經(jīng)濟發(fā)展迅速，為國家實現(xiàn)工業(yè)化和現(xiàn)代化奠定了堅實的基礎(chǔ)，進入新世紀可持續(xù)發(fā)展理念開始在全球盛行，我國也積極行動。2010年國務(wù)院批復(fù)山西省建立國家資源型經(jīng)濟轉(zhuǎn)型綜合配套改革試驗區(qū)，拉開了山西經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的序幕，作為全國重要的原材料和能源供應(yīng)基地，山西省綜合改革試驗區(qū)的設(shè)立具有重要的先行和示范意義。十九大報告提出經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量變革的成功要通過提高全要素生產(chǎn)率和建立健全綠色低碳可持續(xù)發(fā)展的經(jīng)濟體系來實現(xiàn)，山西省通過深化改革，優(yōu)化升級產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和調(diào)整經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，加快科技進步和創(chuàng)新的腳步，實現(xiàn)低碳、綠色、循環(huán)、可持續(xù)發(fā)展，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，建立保障和改善民生的綜合改革試驗區(qū)。

以工業(yè)為主的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)為山西省經(jīng)濟社會發(fā)展做出了重大貢獻，而作為工業(yè)領(lǐng)域大量消耗的能源，清潔和高效利用已迫在眉睫，改革試驗區(qū)的設(shè)立使得提高工業(yè)領(lǐng)域的資源等生產(chǎn)要素利用效率，推進工業(yè)領(lǐng)域的能源消費改革成為實現(xiàn)綠色低碳循環(huán)發(fā)展的必由之路。水資源是工業(yè)領(lǐng)域重要的生產(chǎn)要素，山西省水資源短缺，所以要提高水資源的生產(chǎn)要素利用率。水資源的高效利用離不開能源的投入，而能源的開發(fā)利用也離不開水資源的投入，能源和水資源緊密相關(guān)。以煤炭為主的工業(yè)產(chǎn)業(yè)作為山西省的支柱型產(chǎn)業(yè)，往往既是“耗能大戶”也是“耗水大戶”，是碳排放和水體污染的關(guān)鍵主體。因此，分析山西省工業(yè)領(lǐng)域中水資源和能源的配置關(guān)系，以及它們和經(jīng)濟增長的關(guān)系，對山西省資源型經(jīng)濟轉(zhuǎn)型有重要意義。

本文基于山西省2005—2018年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，建構(gòu)工業(yè)能源耗水系數(shù)，并運用空間自相關(guān)方法分析山西省工業(yè)領(lǐng)域能-水消耗的時空演變規(guī)律；在此基礎(chǔ)上采用面板向量自回歸模型分析水資源、能源、經(jīng)濟三者的關(guān)系，以此來尋求可持續(xù)經(jīng)濟發(fā)展對能源和水資源使用的要求。

二、文獻綜述

進入新世紀全球氣候和環(huán)境變化對人類的經(jīng)濟社會發(fā)展提出了嚴峻挑戰(zhàn)。在此背景下，以低能耗、低污染、低排放和高效能、高效率、高效益為特征的低碳經(jīng)濟受到廣泛關(guān)注，低碳化已經(jīng)成為世界經(jīng)濟未來發(fā)展的必然趨勢。但這對于經(jīng)濟處于快速增長的發(fā)展中國家而言則是挑戰(zhàn)，Lee[1]基于1975—2001年間18個發(fā)展中國家的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，不論長期或短期能源消耗均是GDP增長的影響因素，反之則不然，能源節(jié)約可能短期或長期的抑制發(fā)展中國家的經(jīng)濟增長。能耗尤其是工業(yè)能耗的高效利用至關(guān)重要，相關(guān)研究提供了依據(jù)，Pao[2]的研究顯示，除俄羅斯外的金磚四國為了減少碳排放且不影響經(jīng)濟增長，增加能源供應(yīng)投資和提高能源利用效率，并加強節(jié)能政策，以減少不必要的能源浪費。就我國而言，杜祥琬等[3]提出如按假設(shè)的低碳情景發(fā)展，2020年后我國經(jīng)濟增長與能源消費開始呈現(xiàn)逐步解耦的趨勢，我國煤炭和石油消費量在2030年前達到峰值，且經(jīng)濟增長與高碳能源(煤炭和石油)消費也將在2030年前解耦，至2050年我國經(jīng)濟發(fā)展與能源消費接近絕對解耦。查建平等[4]認為促進工業(yè)經(jīng)濟與能源消費脫鉤措施的重點方向是在進一步提升能效技術(shù)的基礎(chǔ)上,著力推進工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的步伐,提升新型低碳能源的結(jié)構(gòu)比重,改善能源的生產(chǎn)和消費結(jié)構(gòu)。

水資源在生產(chǎn)活動中作為重要的生產(chǎn)要素，其高效節(jié)約地使用也越來越重要，用水效率低下阻礙了經(jīng)濟的發(fā)展[5]，保障我國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的重點之一是提高工業(yè)水污染日漸嚴重背景下的工業(yè)用水效率[6]，同時一個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的高低也會影響該地區(qū)的用水效率[7]。姜蓓蕾等[8]認為工業(yè)用水具有用量大、用水集中、污染明顯等特征，其用水效率也受到諸多因素的影響，如水資源條件、高耗水行業(yè)的比重、工業(yè)中科技投入程度和技術(shù)進步等。李靜和任繼達[9]的研究發(fā)現(xiàn)，工業(yè)化占比對工業(yè)用水效率有正向作用，而用水規(guī)模對用水效率有負向作用。張兵兵和沈滿洪[10]研究認為工業(yè)水資源利用與工業(yè)經(jīng)濟增長和工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化之間存在著長期均衡關(guān)系，且分別存在雙向因果關(guān)系。雷玉桃等[11]提出，應(yīng)通過提高節(jié)水意識和節(jié)水技術(shù)、鼓勵循環(huán)用水、調(diào)整產(chǎn)業(yè)布局和優(yōu)化工業(yè)結(jié)構(gòu)，以及根據(jù)區(qū)域差異制定有區(qū)別的管理方案和制度等途徑提高工業(yè)用水效率。

能源和水資源之間的資源配置及耦合對于發(fā)展集約高效的工業(yè)經(jīng)濟和建設(shè)生態(tài)文明具有重要作用。但是，目前并未普遍認識到工業(yè)能源和水資源之間的重要關(guān)系，對能-水的關(guān)注多數(shù)集中在與能源行業(yè)相關(guān)的水資源問題上，集中在煤炭行業(yè)上?？琢钏沟萚12]在技術(shù)層面關(guān)注如何解決我國水資源與能源之間發(fā)展不協(xié)調(diào)關(guān)系等問題；從全球能源貿(mào)易的角度，鐘銳等[13]選取1992—2010年間217個國家和地區(qū)的能源數(shù)據(jù)，計算出能源國際貿(mào)易中的能源隱含水凈流動量，證明了能源與水資源兩者之間有緊密聯(lián)系并且互相影響。

對經(jīng)濟、能源與水資源三者關(guān)系的關(guān)注相對較少。薛婧妍和劉耕源[14]明晰了“耦合”的三種應(yīng)用情景及相應(yīng)定義表述，從物理耦合及政策效果耦合視角進行能—水—食物—土地—氣候變化五系統(tǒng)兩兩之間進行分析總結(jié)，結(jié)論顯示城市中水系統(tǒng)和能源系統(tǒng)兩者之間相互依賴，具有很強的關(guān)聯(lián)性，與水系統(tǒng)有關(guān)的決策會對能源系統(tǒng)產(chǎn)生直接或間接的影響，反之亦然。馬海良、李倩和龐慶華[15]的研究表明2005—2016年間經(jīng)濟發(fā)展與兩種資源之間的脫鉤關(guān)系更為明顯，且其發(fā)展更為協(xié)調(diào)；而水資源和能源之間的脫鉤關(guān)系與此相比有一定差距，但是從時間趨勢角度來看，這種協(xié)調(diào)關(guān)系正在進一步加強。

總結(jié)文獻可以發(fā)現(xiàn)，能源和水資源密切聯(lián)系且相互影響，在工業(yè)經(jīng)濟領(lǐng)域尤其突出。眾多國內(nèi)外學(xué)者關(guān)注了水資源消耗與經(jīng)濟發(fā)展或能源消耗與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系。從能-水互動角度關(guān)注能源和水資源利用及其與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系，既能從新的角度衡量能源和資源等生產(chǎn)要素的利用效率，也能體現(xiàn)資源能源協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展；既促進經(jīng)濟增長，也符合建設(shè)生態(tài)文明的理念，這也正是本研究的出發(fā)點。

三、研究方法與數(shù)據(jù)

(一)相關(guān)指標

本文通過工業(yè)用能強度、工業(yè)用水強度指標衡量能源和水資源消耗程度，分別記為IE和IW，計算公式為：

(1)

(2)

式(1)(2)中，INDW為工業(yè)用水量/億m3；INDE為工業(yè)能源消費量(標準煤)/萬t;IGDP為工業(yè)總產(chǎn)值/億元。

從式(1)和(2)可以看出，工業(yè)用能強度和工業(yè)用水強度分別反映在工業(yè)生產(chǎn)過程中能源和水資源所創(chuàng)造的經(jīng)濟價值。此外，為了刻畫工業(yè)能源消耗和工業(yè)用水之間的關(guān)系，定義工業(yè)能源耗水系數(shù)，記為WE，計算公式為：

(3)

代入式(1)和式(2)得出：

(4)

式(3)用來表示工業(yè)領(lǐng)域生產(chǎn)單位經(jīng)濟價值的產(chǎn)品所消耗的水資源和能源比例，從式(4)的表達可以看出，能源耗水系數(shù)即是工業(yè)領(lǐng)域單位能源消耗所對應(yīng)的水資源消耗的量，可以反映工業(yè)能源消耗和水資源消耗的脫鉤狀況。

(二)空間自相關(guān)方法

莫蘭指數(shù)是用來度量空間相關(guān)性的一個重要指標，分為全局莫蘭指數(shù)(I)和局部莫蘭指數(shù)(Ii)。

1.全局莫蘭指數(shù)

全局莫蘭指數(shù)用來描述整個研究區(qū)域上所有空間單元之間的平均關(guān)聯(lián)程度的指標，公式為：

(5)

(6)

全局莫蘭指數(shù)的取值為[-1,1]，I越接近1表示區(qū)域間的正相關(guān)程度越強；越接近-1，表示區(qū)域間的負相關(guān)程度越強；接近0表示區(qū)域之間不存在空間自相關(guān)性。此外，可以通過服從標準正態(tài)分布的Z統(tǒng)計量判斷空間相關(guān)性的顯著程度。其中，

(7)

其中，E[I]=-1/(n-1)，V[I]=E[I2]-E[I]2。

2.局部莫蘭指數(shù)

局部莫蘭指數(shù)可以體現(xiàn)空間位置不同時可能存在的不同空間關(guān)聯(lián)模式，以體現(xiàn)局部空間的不穩(wěn)定性，發(fā)現(xiàn)研究區(qū)域?qū)傩缘目臻g異質(zhì)特性，表示為：

(8)

若Ii為正，表示區(qū)域i與其臨近區(qū)域存在相似的空間聚集，均為高值區(qū)時屬于高高(H-H)聚集，或者均為低值區(qū)時屬于低低(L-L)聚集。若Ii為負，表示區(qū)域i與其臨近區(qū)域的屬性值成負相關(guān)，即區(qū)域i存在相異值的空間聚集，區(qū)域i為高值則其鄰近區(qū)域為低，反之亦然。

(三)面板向量自回歸模型

面板向量自回歸模型(PVAR)是采用面板數(shù)據(jù)擬合自回歸模型(VAR)，VAR模型是用模型中所有當期變量對所有變量的若干滯后變量進行回歸，用來估計聯(lián)合內(nèi)生變量的動態(tài)關(guān)系，而不帶任何事先約束條件。VAR(p)模型的數(shù)學(xué)表達是：

Yt=c+A1Yt-1+A2Yt-2+…+ApYt-p+εt,

t=1,2,…，N.

(9)

式中，Yt是k維內(nèi)生變量向量；c是k維常數(shù)向量；εt是隨機擾邊項；p是滯后階數(shù)；N為樣本個數(shù);k×k維矩陣A1，A2，…，Ap為待估計系數(shù)矩陣。應(yīng)用VAR模型更多的是將其作為一個動態(tài)平衡系統(tǒng)，分析該系統(tǒng)受到某種沖擊時系統(tǒng)中各個變量的動態(tài)變化，以及每一個沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻度，即脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析。

(四)數(shù)據(jù)來源及變量說明

本文選取山西省11個地級市2005—2018年的面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于各年份的《山西省統(tǒng)計年鑒》和公開發(fā)布的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。研究中所涉及變量包括工業(yè)用水INDW，表示工業(yè)用水情況；工業(yè)用能INDE，由單位地區(qū)工業(yè)生產(chǎn)總值能源消耗與地區(qū)工業(yè)生產(chǎn)總值乘積計算而得；用工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)(PPI)將名義工業(yè)生產(chǎn)總值調(diào)整為實際地區(qū)工業(yè)生產(chǎn)總值IGDP。

四、實證分析

(一)空間部分特征

工業(yè)用水、工業(yè)用能及工業(yè)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)顯示各年份各地區(qū)工業(yè)用水、用能及工業(yè)產(chǎn)值的絕對量。長期以來，高工業(yè)用能城市是臨汾市、呂梁市和長治市，其中臨汾市多年平均工業(yè)用能量最高；而陽泉市、忻州市和大同市多年來都是低工業(yè)用能城市，其中陽泉市各年平均能耗量最低，忻州市各年的工業(yè)用能量更為平穩(wěn)。對工業(yè)用水而言，用水量較高城市是太原市、晉城市和長治市，其中太原市多年平均工業(yè)用水量最高，居于第一，而朔州市、忻州市、陽泉市多年來都是工業(yè)用水量較低的城市，其中朔州市多年的平均用水量最低，晉中市和臨汾市各年的工業(yè)用水量保持相對平穩(wěn)。對工業(yè)總產(chǎn)值而言，總產(chǎn)值較高的城市是太原市、長治市和呂梁市，其中太原市各年平均工業(yè)生產(chǎn)總值最高，工業(yè)生產(chǎn)總值低的城市是忻州市和陽泉市，其中忻州市多年平均工業(yè)生產(chǎn)總值最低。總體來說，2005—2018年，山西各市的工業(yè)生產(chǎn)總值呈現(xiàn)向上增長的趨勢，其中2005—2009年上升趨勢較為平緩，2009—2014年上升趨勢變得劇烈，而2014—2015年各市的工業(yè)生產(chǎn)總值下降，在2015年之后山西各市的工業(yè)生產(chǎn)總值的趨勢展現(xiàn)出不同的方向變化。表1所示為2005—2018年山西省各市平均的工業(yè)用能和用水情況。

表1 2005—2018年山西省各市平均的工業(yè)用能和用水情況

工業(yè)用能強度、用水強度及能源耗水系數(shù)反映能源和水資源的相對消耗。工業(yè)用水強度、用能強度越高，說明創(chuàng)造單位工業(yè)產(chǎn)值消耗的能源和水資源越多；單位能源、水資源創(chuàng)造的工業(yè)產(chǎn)值越低，表示水資源、能源的利用效率相對低下。在本文研究的時間段內(nèi)，高用能強度城市是臨汾市、運城市和呂梁市，其中臨汾市各年的平均用能強度最高；低用能強度城市是太原市、大同市和晉城市，其中太原市多年平均用能強度最低；各市的用能強度總體逐年下降。高用水強度城市是忻州市、陽泉市和大同市，其中忻州市多年的平均用水強度最高；低用水強度城市是臨汾市和呂梁市，其中臨汾市各年平均用水強度最低；各市的用水強度總體均有降低的趨勢，其中2010年前下降趨勢明顯，之后趨勢明顯放緩。能源耗水系數(shù)表示單位能源消耗所對應(yīng)的水資源消耗的量，反映工業(yè)生產(chǎn)中能源與水資源消耗的相對數(shù)量關(guān)系。能源耗水系數(shù)高的城市是太原市、大同市和陽泉市，其中太原市各年平均能源耗水系數(shù)最高；能源耗水系數(shù)低的城市是臨汾市和呂梁市，臨汾市各年來平均能源耗水系數(shù)最低，且兩市多年的能源耗水系數(shù)十分平穩(wěn)；總體上，各市的能源耗水系數(shù)呈現(xiàn)了先降低后提高的過程。

太原市作為山西的省會城市工業(yè)生產(chǎn)總值在全省居首，其工業(yè)發(fā)展對能源依賴較低，用能強度全省最低，工業(yè)發(fā)展需要的工業(yè)用水絕對量全省最高，高能源耗水系數(shù)也印證了這一點；工業(yè)產(chǎn)值較高的長治市盡管用能和用水絕對量較高，但是其使用強度水平居中，可見其工業(yè)經(jīng)濟對能源和資源依賴并不嚴重；工業(yè)產(chǎn)值較高的呂梁市的工業(yè)用能絕對和相對量均較高，但用水強度低，能源耗水系數(shù)較低，因此工業(yè)發(fā)展對能源的依賴嚴重；忻州市和陽泉市作為工業(yè)產(chǎn)值較低的兩個城市，其對能源和水資源的消耗也呈現(xiàn)出共同的特征，工業(yè)發(fā)展所需的能源和水資源消耗的絕對量均在全省處于較低水平，但用水強度均較高，因此其工業(yè)發(fā)展對水資源消耗嚴重；臨汾市工業(yè)能源消耗絕對量和強度均為全省第一，而用水強度全省最低，工業(yè)發(fā)展對能源依賴嚴重。山西省其他城市如大同市工業(yè)用水強度高，用能強度低，屬于水資源依賴型工業(yè)；運城市用能強度較高，屬于高耗能型工業(yè)；而晉城市用能強度較低，屬于低能耗型工業(yè)；晉中市、朔州市工業(yè)發(fā)展中對能源和水資源依賴在全省居中。

(二)空間自相關(guān)性分析

2010年12月13日經(jīng)國務(wù)院同意，國家發(fā)展改革委員會正式批復(fù)設(shè)立山西省國家資源型經(jīng)濟轉(zhuǎn)型綜合配套改革試驗區(qū)。為了更好地比較分析山西省資源型經(jīng)濟轉(zhuǎn)型前后的發(fā)展情況，選取2006、2010、2018年作為時間節(jié)點，分別反映傳統(tǒng)經(jīng)濟發(fā)展階段、資源型經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時及資源型經(jīng)濟轉(zhuǎn)型改革后的經(jīng)濟狀況，計算分析山西省各市工業(yè)用水強度、用能強度和能源耗水系數(shù)的全局和局部莫蘭指數(shù)。

1.全局空間自相關(guān)分析

全局莫蘭指數(shù)反映各市相關(guān)指標總體的空間相關(guān)關(guān)系，其結(jié)果如表2所示。

表2中給出了全局莫蘭指數(shù)、統(tǒng)計量Z及P值。2006年用能強度全局莫蘭指數(shù)為負且不顯著，表明空間聚集特征不明顯；2010年和2018年指數(shù)變?yōu)檎龜?shù)，且到2018年指數(shù)在10%水平下顯著，表明用能強度空間聚集程度增強。用水強度的全局莫蘭指數(shù)呈現(xiàn)的變化趨勢和用能強度相反。2006年用水強度全局莫蘭指數(shù)為正且在10%水平下顯著，表明城市間用水強度呈現(xiàn)了正向的空間聚集，即用水強度較高的城市相互接近，用水強度較低的城市相互接近；2010年和2018年全局莫蘭指數(shù)及其Z值顯示用水強度空間集聚程度顯著減弱，且由2006年的正全局相關(guān)轉(zhuǎn)變?yōu)樨撊窒嚓P(guān)，即用水強度較高和用水強度較低的城市均分散分布。2006年能源耗水系數(shù)的全局莫蘭指數(shù)在5%的水平下顯著，且有正向的空間聚集，即能源耗水系數(shù)高的城市聚集，能源耗水系數(shù)較低的城市聚集，比用能強度和用水強度的聚集程度更強；2010年和2018年呈現(xiàn)了與用水強度的全局莫蘭指數(shù)類似的變化趨勢，聚集程度逐漸減弱甚至為負。

表2 全局莫蘭指數(shù)及其統(tǒng)計量

2.局部莫蘭指數(shù)分析

為了體現(xiàn)資源和能源消耗的城市間差異，本研究計算局部莫蘭指數(shù)。從計算結(jié)果可以看出，空間關(guān)聯(lián)類型分為五類：高-高聚集、低-低聚集、高-低聚集、低-高聚集、不顯著。其中，高-高聚集、低-低聚集表示正相關(guān)性；高-低聚集、低-高聚集表示負相關(guān)性。總體而言，不同時間點工業(yè)用水強度、用能強度、能源耗水系數(shù)的局部莫蘭指數(shù)所顯示的局部空間相關(guān)性在大部分城市中不顯著，部分城市出現(xiàn)相似值聚集或相異值聚集。

工業(yè)用能強度的局部空間自相關(guān)結(jié)果如圖1所示。2006年的低-高聚集區(qū)為晉城市，晉城市的用能強度低，而其周邊城市臨汾市、運城市和長治市的用能強度都較高。2010年低-高聚集仍然為晉城市，新增加高-高聚集區(qū)臨汾市。2006—2010年，各市的用能強度均在減小，雖然臨汾市及其周邊的呂梁市、晉中市、長治市和運城市的用能強度也在下降，但其工業(yè)用能強度仍顯著高于其他各市，而臨汾市尤其突出。2018年高-高聚集和低-高聚集與2010年相比沒有變化，新增了低-低聚集區(qū)陽泉市，因為陽泉市及其周邊城市忻州、太原和晉中在2010年資源型經(jīng)濟轉(zhuǎn)型試驗改革的推動下，伴隨著能源使用效率的提高，工業(yè)對能源依賴降低，工業(yè)用能強度在全省處于較低水平。

(a) 2006年用能強度空間自相關(guān)

(b) 2010年用能強度空間自相關(guān)

(c) 2018年用能強度空間自相關(guān)

工業(yè)用水強度的局部空間自相關(guān)結(jié)果如圖2所示。2006年運城市、臨汾市和長治市為低-低聚集區(qū)，這三個市的工業(yè)用水強度都低于其他城市；低-高聚集區(qū)僅有朔州市，朔州市的用水強度較低，而周邊的大同市和忻州市的工業(yè)用水強度高。2010年低-低聚集區(qū)只有晉中市，原2006年的低-低聚集區(qū)和低-高聚集區(qū)變?yōu)椴伙@著。2018年各市局部空間自相關(guān)均不顯著，2010年的聚集區(qū)消失。結(jié)合各年份各城市的用水強度指標變化可以發(fā)現(xiàn)，隨著時間的推移，各市的用水效率得到提高，用水強度顯著下降，到2018年均處于較低水平，且各市間的差別較小，因此聚集性相較2006年減弱甚至消失。

(a) 2006年用水強度局部空間自相關(guān)

(b) 2010年用水強度局部空間自相關(guān)

(c) 2018年用水強度局部空間自相關(guān)

工業(yè)能源耗水系數(shù)的局部空間自相關(guān)結(jié)果如圖3所示。2006年低-低聚集區(qū)為臨汾市、長治市和晉城市，表示工業(yè)能源和水資源消耗脫鉤更明顯，但是其原因不同，臨汾市和長治市工業(yè)生產(chǎn)用能強度較大，而用水強度小，故能源耗水系數(shù)低；晉城市因為工業(yè)用水強度和工業(yè)用能強度都較小，但用水強度相對更小，故能源耗水系數(shù)低。到2010年，低-低聚集區(qū)與2006年相比少了長治市和晉城市，增加了晉中市，且晉城市變?yōu)楦?低聚集區(qū)，臨汾的能耗消耗結(jié)構(gòu)和其2006年的類似，晉中市也是高用能強度、低用水強度，導(dǎo)致這兩個城市比其周邊城市具有更低的能耗系數(shù)。和2006年相比，2010年晉城市的用能強度和用水強度都有一定的下降，但是用能強度下降更加明顯，導(dǎo)致能源耗水系數(shù)比周邊城市的顯著增高，形成了高-低聚集區(qū)。2018年，高-低聚集區(qū)晉城市變得不顯著，低-低聚集區(qū)晉中市變得不顯著，僅剩臨汾市。臨汾市仍然保持了和前兩個時間節(jié)點一致的高用能強度、低用水強度的結(jié)構(gòu)，保持了能源耗水系數(shù)低-低區(qū)聚集特征。晉中市用能強度下降程度更大，因此其能耗系數(shù)的低-低聚集區(qū)特征不再顯著。晉城市用能強度和用水強度不同程度下降，導(dǎo)致能源耗水系數(shù)的變化，使其不再顯著比周邊城市更高。

(a) 2006年能源耗水系數(shù)空間自相關(guān)

(b) 2010年能源耗水系數(shù)空間自相關(guān)

(c) 2018年能源耗水系數(shù)空間自相關(guān)

對比能源耗水系數(shù)的三個圖形可以發(fā)現(xiàn)：臨汾市的工業(yè)發(fā)展盡管能源水資源脫鉤程度更大，但其建立在能源依賴的基礎(chǔ)上，距離清潔低碳工業(yè)發(fā)展還有一定距離；長治市工業(yè)能源和水資源消耗強度下降使其能源耗水系數(shù)處于全省中等水平；晉中市能源耗水系數(shù)在2010年短暫地維持了低-低聚集區(qū)特征，其能源和資源消耗強度均逐漸下降，使能源耗水系數(shù)的空間聚集特征不明顯；晉城市的工業(yè)發(fā)展顯示了其低能耗和低水耗的特征，由于相對水平的變化導(dǎo)致其在2010年呈現(xiàn)了高-低聚集區(qū)特征，但也難掩蓋其工業(yè)發(fā)展在全省更低碳可持續(xù)的特征；其他城市的能耗水系數(shù)空間聚集特征并不顯著，但其能源和水資源消耗狀況在上文用能強度和用水強度的分析中是明確的。

(三)基于面板向量自回歸模型的工業(yè)能-水關(guān)系分析

建立PVAR模型，將工業(yè)用水量、工業(yè)用能量和工業(yè)生產(chǎn)總值三個變量納入到一個系統(tǒng)中,通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗和脈沖響應(yīng)分析三者動態(tài)關(guān)系，為消除異方差對變量進行對數(shù)處理。

1.單位根檢驗及面板VAR模型建立

針對面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗，本文通過IPS檢驗對三個變量序列的平穩(wěn)性進行檢驗。由表3可得，lnINDW、lnINDE和lnIGDP的單位根檢驗統(tǒng)計量的P值明顯大于0.1，即不顯著，故原序列存在單位根，即是不平穩(wěn)的序列；故對取差分后的序列DlnINDW、DlnINDE和DlnIGDP進行單位根檢驗，檢驗可見DlnINDW、DlnINDE的單位根檢驗統(tǒng)計量的P值均小于0.01，因此,在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，而DlnIGDP可在10%水平下拒絕原假設(shè)，因此差分后序列不存在單位根，即數(shù)據(jù)平穩(wěn)。

表3 單位根檢驗結(jié)果

由以上單位根檢驗可知序列均為I(1)，通過LR、FPE和AIC標準所確定的最佳滯后階數(shù)為2，因此建立滯后2階的VAR模型，穩(wěn)定性檢驗中所有AR特征多項式逆根都在單位圓內(nèi)，回歸殘差滿足正態(tài)性，不存在相關(guān)性和異方差，是平穩(wěn)系統(tǒng)模型。利用KAO檢驗進行協(xié)整檢驗，其原假設(shè)是變量之間不存在協(xié)整關(guān)系。KAO檢驗統(tǒng)計量ADF對應(yīng)P值為0.0704，因此在10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即變量之間存在長期均衡關(guān)系。

2.格蘭杰因果關(guān)系檢驗

在滯后2階的VAR模型估計結(jié)果基礎(chǔ)上，對變量進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗以揭示變量間的因果關(guān)系，結(jié)果如表4所示。

表4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

在顯著性水平為5%的情況下，工業(yè)生產(chǎn)總值是工業(yè)用水和工業(yè)用能的格蘭杰原因，即工業(yè)生產(chǎn)總值會影響工業(yè)用水和工業(yè)用能；而在顯著性水平為10%的情況下，可以認為工業(yè)用水是工業(yè)生產(chǎn)總值的格蘭杰原因，即工業(yè)用水會影響工業(yè)生產(chǎn)總值；在顯著性水平進一步放寬時，也可認為工業(yè)用能是工業(yè)產(chǎn)值的格蘭杰原因；工業(yè)用能和工業(yè)用水之間沒有直接的格蘭杰因果關(guān)系，從時間維度上體現(xiàn)了工業(yè)用水和工業(yè)用能的脫鉤。

3.脈沖響應(yīng)

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述了來自某個隨機擾動項的一個標準差沖擊(稱之為“脈沖”)對模型變量當期和未來期取值的影響，能形象地刻畫出變量之間的動態(tài)作用的路徑變化。根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果，本部分關(guān)注工業(yè)生產(chǎn)總值對工業(yè)用能和工業(yè)用水脈沖下的響應(yīng)，以及工業(yè)生產(chǎn)總值脈沖下工業(yè)用能和工業(yè)用水的響應(yīng)。

圖4(a)和圖4(b)分別為工業(yè)用能和工業(yè)用水對工業(yè)生產(chǎn)總值沖擊的響應(yīng)，實線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線表示正負2倍標準差偏離帶。從圖中可以看出，工業(yè)生產(chǎn)總值的沖擊均會在短期內(nèi)使工業(yè)用能和工業(yè)用水產(chǎn)生程度相當?shù)恼蚱x，之后再逐漸回歸到原來的水平，工業(yè)用能回歸的速度更快，所需時間更短，而工業(yè)用水這一過程更慢。因此，工業(yè)用水脈沖會導(dǎo)致工業(yè)用能和工業(yè)用水產(chǎn)生正向的響應(yīng)，之后這種響應(yīng)逐步變小，直至趨近于0。

圖4(c)和圖4(d)分別表示工業(yè)用能和工業(yè)用水沖擊下工業(yè)生產(chǎn)總值的響應(yīng)，可以看出工業(yè)用水和工業(yè)用能沖擊下，工業(yè)生產(chǎn)總值不會同步做出響應(yīng)，在第1期及以后響應(yīng)才產(chǎn)生。工業(yè)生產(chǎn)總值對工業(yè)用能的沖擊做出了先上升后下降的正向響應(yīng)，之后響應(yīng)程度逐步減?。欢鴮I(yè)用水的沖擊做出了先正向后負向的響應(yīng)，之后響應(yīng)程度逐漸減小，而且后者減小的速度更明顯。對比圖4(a)、圖4(b)和圖4(c)、圖4(d)可以發(fā)現(xiàn)，工業(yè)生產(chǎn)總值對工業(yè)用能和工業(yè)用水的沖擊持續(xù)時間更短，而工業(yè)用水和工業(yè)用能對工業(yè)生產(chǎn)總值沖擊持續(xù)時間更長。

圖4(e)和圖4(f)分別表示工業(yè)用水和工業(yè)用能受到外生沖擊時對方的響應(yīng)，工業(yè)用水沖擊下工業(yè)用能產(chǎn)生負向的響應(yīng)，呈現(xiàn)先增大后緩慢減小的趨勢直至恢復(fù)到?jīng)_擊前水平；工業(yè)用能沖擊下工業(yè)用水在大部分時期產(chǎn)生負向的響應(yīng)，并且在更短的時間內(nèi)恢復(fù)到受沖擊前的水平。

可以看出，工業(yè)生產(chǎn)總值的沖擊導(dǎo)致了工業(yè)用能和工業(yè)用水產(chǎn)生正向的響應(yīng)，之后逐漸回落到受沖擊前水平，工業(yè)用能回落速度更快。當工業(yè)用能和工業(yè)用水受到?jīng)_擊時，工業(yè)生產(chǎn)總值表現(xiàn)出不同的響應(yīng)，前者受沖擊時工業(yè)生產(chǎn)總值的響應(yīng)是逐漸增大又變小的正向響應(yīng)，而后者受沖擊時工業(yè)生產(chǎn)總值的響應(yīng)呈現(xiàn)出了先正后負的波動響應(yīng)；此外，工業(yè)用能和工業(yè)用水沖擊后，工業(yè)生產(chǎn)總值回落到受沖擊前的水平需要更長的時間。工業(yè)用能和工業(yè)用水各自對對方脈沖的響應(yīng)均表現(xiàn)出了負向的響應(yīng)，并且響應(yīng)持續(xù)的時間也近似。

圖4 工業(yè)生產(chǎn)總值、工業(yè)用能、工業(yè)用水各變量脈沖響應(yīng)函數(shù)

五、結(jié)論與建議

根據(jù)以上研究內(nèi)容，得出如下結(jié)論。

(1)山西省工業(yè)用能和工業(yè)用水強度表現(xiàn)出明顯的地區(qū)差異，總體均呈現(xiàn)下降趨勢；能源耗水呈現(xiàn)的地區(qū)差異和波動趨勢揭示了工業(yè)能水的依賴關(guān)系。

(2)全局莫蘭指數(shù)顯示綜合改革配套試驗區(qū)建設(shè)使得工業(yè)用能的空間聚集程度增強，即工業(yè)用能強度較高的城市相互接近，工業(yè)用能強度較低的城市相互接近；同時工業(yè)用水的空間聚集程度減弱，即用水強度較高的城市、用水強度較低城市分散分布；能源耗水系數(shù)的空間聚集呈現(xiàn)了和工業(yè)用能相似的變化趨勢，可見對能水依賴地區(qū)分化明顯。

(3)局部莫蘭指數(shù)顯示綜合改革配套試驗區(qū)的建設(shè)使工業(yè)用能強度局部聚集特點呈現(xiàn)出地區(qū)差異；局部莫蘭指數(shù)顯示工業(yè)用水強度隨著綜合改革試驗區(qū)的建設(shè)推進，局部聚集區(qū)逐步消失；局部莫蘭指數(shù)顯示工業(yè)能源耗水系數(shù)聚集性較弱，表明相鄰地市的能水依賴關(guān)系存在一定差異。

(4)能水動態(tài)關(guān)系中，工業(yè)生產(chǎn)總值是工業(yè)用能和工業(yè)用水的格蘭杰原因，工業(yè)用水也是工業(yè)生產(chǎn)總值的格蘭杰原因；工業(yè)用能和工業(yè)用水并沒有表現(xiàn)出因果關(guān)系；脈沖響應(yīng)顯示工業(yè)用能和工業(yè)用水在工業(yè)總產(chǎn)值沖擊后立即產(chǎn)生正向的響應(yīng)，隨后逐步恢復(fù)到原來的水平；而工業(yè)用能和工業(yè)用水的沖擊對工業(yè)生產(chǎn)總值造成的影響更加復(fù)雜，影響的時間持續(xù)更長；工業(yè)用能和工業(yè)用水各自對對方脈沖的響應(yīng)均表現(xiàn)出了負向的響應(yīng)，并且響應(yīng)持續(xù)的時間也近似。

針對以上研究結(jié)論，提出如下建議。

(1)工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展既要轉(zhuǎn)變能源結(jié)構(gòu)，水資源集約化使用也亟須關(guān)注，改變傳統(tǒng)的能水依賴關(guān)系，實現(xiàn)工業(yè)能水脫鉤是新型工業(yè)化的必由之路。

(2)資源型地區(qū)綜合改革配套試驗區(qū)的建設(shè)應(yīng)持續(xù)關(guān)注經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的地區(qū)差異，進一步減少工業(yè)用能和用水的空間關(guān)聯(lián)與聚集。

(3)避免工業(yè)經(jīng)濟、工業(yè)用能和用水的外生沖擊，才能保證工業(yè)經(jīng)濟平穩(wěn)發(fā)展，實現(xiàn)工業(yè)能水的高效利用。