呂蘇榆，蔣 娜，張陳俊

(1.河海大學商學院，江蘇 南京 211100； 2.江蘇科技大學經(jīng)濟管理學院，江蘇 鎮(zhèn)江 212100)

水是生命之源，是關系人類生存、社會經(jīng)濟發(fā)展以及生態(tài)環(huán)境質(zhì)量的戰(zhàn)略性資源。中國水資源總量雖居世界前列，但人口基數(shù)大，人均水資源占有率僅為世界人均水平的28%[1]。隨著國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展水平的中高速增長，用水需求持續(xù)增加，水資源短缺、水環(huán)境破壞等已成為區(qū)域可持續(xù)發(fā)展阻礙。江蘇省位處長江、淮河下游，東接上海，西連長江中上游各省市，在長江經(jīng)濟帶中占據(jù)重要戰(zhàn)略位置。近年來，江蘇省一直以長江經(jīng)濟帶地區(qū)生產(chǎn)總值首位引領長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟發(fā)展進程[2]，但獨特的地理位置也造成了其省內(nèi)水資源南豐北缺、水質(zhì)性缺水與資源型缺水并存、人均水資源擁有量僅為全國平均水平1/5的現(xiàn)狀[3]。此外，江蘇省為國內(nèi)制造業(yè)大省，用水總量穩(wěn)居全國前列[4]，加上快速城鎮(zhèn)化過程中存在的水資源浪費、水環(huán)境污染等問題，導致其長期處于缺水狀態(tài)，水資源危機日益加劇，社會經(jīng)濟發(fā)展受到嚴重制約。因此，深入探究江蘇省生產(chǎn)用水量演變的歷史規(guī)律，識別并量化不同驅(qū)動因素與生產(chǎn)用水量變化的動態(tài)關系，對進一步提高江蘇省生產(chǎn)用水效率、減少不必要的水資源消耗具有極強的指導意義。

當前，學界主要利用兩種方法對用水量演變驅(qū)動因素進行分解：一為結構分解方法(SDA)。例如：楊中文等[5]通過構建動態(tài)SDA模型將全國用水量演變分解為消費水平、節(jié)水技術水平、最終需求結構、經(jīng)濟系統(tǒng)效率以及人口規(guī)模5個驅(qū)動因素；鐘歆玥等[6]在SDA模型基礎上引入路徑基礎法，探究用水強度、生產(chǎn)技術以及最終需求對甘肅省生產(chǎn)用水量變化的影響作用。二為指數(shù)分解方法(IDA)。如，于娛等[7-9]利用對數(shù)均值迪式分解(logarithmic mean divisia index， LMDI)模型、GMDI模型從不同區(qū)域、不同產(chǎn)業(yè)角度分解用水量變化驅(qū)動因素發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟效應與技術進步效應分別是影響全國用水量增加的主要促進因素和抑制因素，但不同區(qū)域、不同產(chǎn)業(yè)內(nèi)用水量演變驅(qū)動因素影響效果差異顯著[8]。對用水量變化與驅(qū)動因素間動態(tài)互動關系方面的研究則集中于VAR模型。通過構建VAR模型，學者們主要從對全國各區(qū)域經(jīng)濟增長與水資源利用之間的長期動態(tài)關系進行剖析，結果表明，我國經(jīng)濟發(fā)展與水資源消耗之間存在長期均衡關系，經(jīng)濟高速增長需要大量水資源消耗，但水資源利用對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻率有限[9]；由于資源、環(huán)境以及產(chǎn)業(yè)發(fā)展進程等不同[10]，我國各地區(qū)水資源利用與經(jīng)濟增長之間的互動關系存在明顯差異[11-12]。

總體而言，水資源是推動社會經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的重要因素，江蘇省作為長江經(jīng)濟帶發(fā)展的核心區(qū)域之一，長期面臨水資源供需不足問題，產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在較大用水缺口。而當前學界多采用單一的因素分解方法或計量分析方法對區(qū)域用水量變化驅(qū)動因素進行深入探究，少見既從靜態(tài)角度分析特定時間段內(nèi)用水量變化影響因素，又從動態(tài)角度分析變量間的雙向互動關系，捕捉變量面對沖擊的長時間響應趨勢的研究成果。基于此，本文采用LMDI模型考察影響江蘇省生產(chǎn)用水量演變驅(qū)動因素，并在此基礎上利用VAR模型深入探討不同驅(qū)動因素與生產(chǎn)用水總量變化的長期動態(tài)互動關系，結合靜態(tài)與動態(tài)兩方面研究結果提出科學建議，以期為江蘇省制定節(jié)水政策、合理用水提供有益參考。

1 模型構建及數(shù)據(jù)來源

1.1 模型構建

1.1.1LMDI模型

LMDI法是一種指數(shù)分解方法，其在傳統(tǒng)指數(shù)分解法基礎上有效解決了殘差項以及數(shù)據(jù)零值問題，還具備計算過程簡便、分解結果直觀等特性，被廣泛用于水資源消耗、污染物排放等多領域的影響因素研究[13-14]。因此，本文采用LMDI法從強度效應、結構效應以及經(jīng)濟效應三方面考察不同驅(qū)動因素對江蘇省生產(chǎn)用水量演變的實際影響作用?；贚MDI法的LMDI模型計算公式可表達為

(1)

其中

(2)

式中：Ii為第i產(chǎn)業(yè)用水量與第i產(chǎn)業(yè)增加值之間的比值，是生產(chǎn)用水強度指標；Si為第i產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重，是產(chǎn)業(yè)結構指標。

假設從t-1期到t期地區(qū)生產(chǎn)用水總量變化為ΔW，則

ΔW=Wt-Wt-1=ΔWI+ΔWS+ΔWG

(3)

參照Ang等[15]對LMDI模型的詳細推導過程，上述3個變量可分別表示為

(4)

(5)

(6)

式中：ΔWI為生產(chǎn)強度效應，代表不同產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)用水強度變化對地區(qū)生產(chǎn)用水總量影響；ΔWS為產(chǎn)業(yè)結構效應，代表不同產(chǎn)業(yè)結構變化對地區(qū)生產(chǎn)用水總量影響；ΔWG為經(jīng)濟規(guī)模效應，代表地區(qū)經(jīng)濟增長對地區(qū)生產(chǎn)用水總量影響。

1.1.2VAR模型

向量自相關(vector autoregression，VAR)模型是1980年由Sims[16]提出的用于分析變量滯后項對當期變量影響的簡單回歸模型，其中包含的脈沖響應函數(shù)以及方差分解，不僅有助于揭示各變量變化對自身及其他變量的影響，同時也能夠量化不同變量沖擊對系統(tǒng)整體性的相對重要性。因此，本文以江蘇省生產(chǎn)用水演變的驅(qū)動因素數(shù)據(jù)構建VAR模型，考察生產(chǎn)強度效應、產(chǎn)業(yè)結構效應、經(jīng)濟規(guī)模效應與生產(chǎn)用水總量變化間的互動關系。

通常情況下，可將滯后p階的VAR模型表示為

(7)

式中：Yt為內(nèi)生變量；c為常數(shù)項；Ai為回歸系數(shù)；Yt-i為Yt的i階滯后變量；p為滯后階數(shù)；et為隨機干擾項。

1.2 數(shù)據(jù)來源

通過對歷年《中國水資源公報》《中國統(tǒng)計年鑒》等進行整理計算，得到江蘇省2000—2020年生產(chǎn)用水量、產(chǎn)業(yè)增加值以及地區(qū)生產(chǎn)總值等指標數(shù)據(jù)。具體指標解釋如下：

a. 地區(qū)生產(chǎn)用水量。鑒于國家統(tǒng)計局、水利部等均未按三次產(chǎn)業(yè)口徑劃分用水量指標，而根據(jù)農(nóng)業(yè)、工業(yè)、生活以及生態(tài)4類用水對地區(qū)用水量進行數(shù)據(jù)統(tǒng)計，為與我國三次產(chǎn)業(yè)結構劃分標準相對應，本文參照前人處理方法對用水劃分指標進行了重新調(diào)整，忽略比重極小的建筑用水以及生態(tài)用水，將農(nóng)業(yè)用水量作為第一產(chǎn)業(yè)用水量，將工業(yè)用水量近似作為第二產(chǎn)業(yè)用水量，同時鑒于云逸等[17]研究證實生活用水量與第三產(chǎn)業(yè)總值具有高度相關關系，將生活用水量近似作為第三產(chǎn)業(yè)用水量。調(diào)整后的三次產(chǎn)業(yè)用水量相加即可得到地區(qū)生產(chǎn)用水總量，不同產(chǎn)業(yè)用水量與產(chǎn)業(yè)增加值相除為不同產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)用水強度。

b. 產(chǎn)業(yè)增加值及地區(qū)生產(chǎn)總值。為避免產(chǎn)業(yè)增加值以及地區(qū)生產(chǎn)總值受到價格因素的不必要影響，以2000年價格不變重新調(diào)整了三次產(chǎn)業(yè)增加值，調(diào)整后的三次產(chǎn)業(yè)增加值相加即可得到地區(qū)生產(chǎn)總值。

2 結果與分析

2.1 描述統(tǒng)計分析

分析圖1可知，2000—2020年，江蘇省生產(chǎn)用水總量以及三次產(chǎn)業(yè)用水量均呈上升趨勢。此期間內(nèi)，江蘇省生產(chǎn)用水總量由445.6億m3增至567.2億m3，總增長量為121.6億m3，累計增長率為27.29%，年均增長6.08億m3，年均增長率為1.21%。在2003年，受到全國供水不足以及新《中華人民共和國水法》頒布帶來的節(jié)水熱潮的影響，江蘇省生產(chǎn)用水總量出現(xiàn)了較大幅度的下降，由2002年的289.19億m3降至2003年的223.1億m3，共計下降66.09億m3。盡管江蘇省生產(chǎn)用水總量于2004年立即恢復原先水平，但自此生產(chǎn)用水總量增速有所放緩，總體呈小幅穩(wěn)步上升。

圖1 2000—2020年江蘇省生產(chǎn)用水總量及三次產(chǎn)業(yè)用水量演變趨勢

從不同產(chǎn)業(yè)用水量來看，江蘇省第一產(chǎn)業(yè)用水量占據(jù)生產(chǎn)用水總量半數(shù)以上份額，其變化趨勢與生產(chǎn)用水總量變化趨勢相一致，均于2003年出現(xiàn)較大幅度下降，并在2004年內(nèi)回復原先水平后趨于平穩(wěn)。總體而言，第一產(chǎn)業(yè)用水量增速相對緩慢。2000—2020年，第一產(chǎn)業(yè)用水量僅上升了5.18億m3，總增長率為1.98%，年均增長0.259億m3，年均增長率為0.098%。這一現(xiàn)象的出現(xiàn)可能與我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)用水及灌溉方式不斷優(yōu)化相關聯(lián)[18-19]。第二產(chǎn)業(yè)用水量由142.41億m3增至236.9億m3，共計增長了94.49億m3，累計增長率為66.35%，年均增長額為4.72億m3，年均增長率為2.58%，整體上升趨勢明顯，在很大程度上直接影響生產(chǎn)用水總量變化。江蘇省第三產(chǎn)業(yè)用水量自2000年的41.77億m3增至2020年的63.7億m3，累計增長21.93億m3，總增長率為52.5%，年均增長額為1.1億m3，年均增長率為2.13%。第三產(chǎn)業(yè)用水量僅占生產(chǎn)用水總量10%左右，但近年來增速十分明顯，對生產(chǎn)用水總量變化影響也在逐步擴大。因此，在對江蘇省生產(chǎn)用水量進行控制時應重點關注第二及第三產(chǎn)業(yè)用水量變化，并盡可能維持第一產(chǎn)業(yè)用水平穩(wěn)趨勢。

2.2 用水量演變的驅(qū)動因素分析

根據(jù)式(3)～(6)，可計算得出2000—2020年江蘇省生產(chǎn)用水總量演變驅(qū)動因素及絕對貢獻率，具體分解結果如表1所示。由表1可知，生產(chǎn)強度效應對江蘇省生產(chǎn)用水總量上升總體上具有負向抑制作用，考察期內(nèi)累計下降565.95億m3，絕對值占總效應比重為465.42%，絕對貢獻率為28.22%。但在2003—2004年以及2018—2019年出現(xiàn)了反向波動，其中2003—2004年的波動幅度較大，主要是全國性供水不足以及節(jié)水熱潮后生產(chǎn)水平恢復帶來影響；2018—2019年波動幅度較小，可能與當年江蘇省降雨量變化有關。產(chǎn)業(yè)結構效應數(shù)值始終保持在零水平線以下，考察期內(nèi)累計下降375.82億m3，絕對值占總效應比重為309.09%，絕對貢獻率為18.74%。由此說明產(chǎn)業(yè)結構效應對生產(chǎn)用水總量上升同樣具有負向抑制作用，但產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整所帶來的節(jié)水效果要弱于各產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)用水強度下降所帶來的節(jié)水效果。

經(jīng)濟規(guī)模效應數(shù)值始終保持在零水平線以上，其對江蘇省生產(chǎn)用水總量上升具有正向促進作用，考察期內(nèi)累計上升1 063.37億m3，絕對值占總效應比重為874.48%，絕對貢獻率為53.03%。可見，考察期內(nèi)經(jīng)濟規(guī)模效應對江蘇省生產(chǎn)用水總量上升的正向促進作用強于生產(chǎn)強度效應與產(chǎn)業(yè)結構效應的負向抑制作用之和，經(jīng)濟發(fā)展水平仍為影響生產(chǎn)用水總量變化的主導因素。結合總效應以及各驅(qū)動效應變化趨勢來看(圖2)，考察期內(nèi)經(jīng)濟規(guī)模效應實際上呈倒“U”形變化，這表明經(jīng)濟高速發(fā)展帶來的用水量激增已逐步放緩，雖然當前整體變化幅度并不明顯，但可以預見的是，隨著近年來江蘇省經(jīng)濟發(fā)展模式的優(yōu)化轉(zhuǎn)變，未來因社會經(jīng)濟快速增長帶來的水資源大量消耗問題會有所緩解。此外，鑒于生產(chǎn)強度效應變化趨勢與總效應變化趨勢具有高度相似性，總效應隨生產(chǎn)強度效應波動而產(chǎn)生大幅度波動，而產(chǎn)業(yè)結構效應變化幅度并不明顯，因此，江蘇省未來在對水資源進行控制過程中應對各產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)用水強度下降帶來的用水總量變化予以重點關注。

表1 2000—2020年江蘇省生產(chǎn)用水總量演變驅(qū)動效應及絕對貢獻率

圖2 2000—2020年江蘇省生產(chǎn)用水總量演變驅(qū)動效應變化

2.3 驅(qū)動因素的互動關系分析

通過對江蘇省生產(chǎn)用水量驅(qū)動因素進行LMDI分解可知，經(jīng)濟規(guī)模效應、生產(chǎn)強度效應以及產(chǎn)業(yè)結構效應均為影響江蘇省生產(chǎn)用水量變化的關鍵因素。其中，經(jīng)濟規(guī)模效應為用水量增加的促進因素，生產(chǎn)強度效應以及產(chǎn)業(yè)結構效應分別為用水量增加的主要抑制因素和次要抑制因素。為進一步量化不同驅(qū)動因素對用水量變化總效應的具體影響以及動態(tài)互動關系，從動態(tài)計量視角構建VAR模型，深入研究各驅(qū)動因素與總效應間的關系。

2.3.1VAR模型構建與檢驗

為避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，在構建VAR模型之前通常需對數(shù)據(jù)進行單位根檢驗確定其穩(wěn)定性。因此，本文在采用ADF檢驗法對ΔW、ΔWI、ΔWS、ΔWG以及相應的一階差分序列DΔW、DΔWI、DΔWS、DΔWG進行平穩(wěn)性檢驗(表2)。ΔW、ΔWI的ADF檢驗值均小于5%顯著性水平下的臨界值，為原序列平穩(wěn)數(shù)據(jù)；ΔWS、ΔWG的ADF檢驗值均大于10%顯著性水平下的臨界值，為非平穩(wěn)數(shù)據(jù)。對所有變量進行一階差分處理發(fā)現(xiàn)，在5%顯著性水平下，DΔW、DΔWI、DΔWS、DΔWG的ADF檢驗值小于臨界值，均為平穩(wěn)序列，可進行下一步檢驗。

表2 ADF單位根檢驗結果

在ADF檢驗基礎上，分別構建生產(chǎn)用水量變化總效應與經(jīng)濟規(guī)模效應、生產(chǎn)強度效應以及產(chǎn)業(yè)結構效應的VAR模型。按照少數(shù)服從多數(shù)原則，利用LogL、LR、FPB、AIC、SC以及HQ等標準確定最優(yōu)滯后階數(shù)。結果表明：總效應與經(jīng)濟規(guī)模效應、產(chǎn)業(yè)結構效應組成的VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)為1階，總效應與生產(chǎn)強度效應組成的VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)為2階。對上述VAR模型進行單位圓檢驗發(fā)現(xiàn)，模型所有特征根均小于1，在單位圓內(nèi)。由此認定本文建立的VAR模型均穩(wěn)定有效，可利用脈沖響應分析及方差分解揭示不同驅(qū)動因素與總效應間的動態(tài)響應關系。

2.3.2脈沖響應分析

脈沖響應函數(shù)描述的是VAR模型內(nèi)任意內(nèi)生變量在受到誤差沖擊時的響應，具體指在隨機擾動項上施加一個標準差的沖擊給內(nèi)生變量當期和未來數(shù)值所帶來的影響，能夠直觀反映各變量在一定時間內(nèi)的相互影響與互動關系[20]。本文設定響應期為10期，對用水量變化總效應、經(jīng)濟規(guī)模效應、生產(chǎn)強度效應以及產(chǎn)業(yè)結構效應進行脈沖響應分析(圖3)。鑒于用水量變化總效應與不同驅(qū)動因素之間的響應結果存在較大差異，下文對其進行分別討論。

a. 經(jīng)濟規(guī)模效應與總效應的動態(tài)關系。由圖3(a)可知，當給經(jīng)濟規(guī)模效應一個標準差的沖擊后，用水量變化總效應當期響應值為0，在第二期達到最高值7.29，快速下降后又開始緩慢上升，但始終保持在零水平線以上。這說明，短期內(nèi)經(jīng)濟水平的快速增長會帶來用水量的極速增加，但在產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整、技術進步等多因素作用下，經(jīng)濟高速增長帶來的用水量激增會有所下降。從長期來看，隨著經(jīng)濟水平的逐漸提高，生產(chǎn)用水量也會隨著緩慢上升，與LMDI分解結論一致，經(jīng)濟發(fā)展水平是促進用水量增加的重要因素。從經(jīng)濟規(guī)模效應對用水變化總效應的脈沖響應曲線(圖3(b))來看，用水量變化與經(jīng)濟發(fā)展水平一直呈正相關關系，但此種關系相對平穩(wěn)。與經(jīng)濟增長帶來的用水量激增對照來看，即江蘇省生產(chǎn)用水量變化能夠促進經(jīng)濟增長，但用水效率相對較低，難以實現(xiàn)對水資源價值的最大化利用。

b. 生產(chǎn)強度效應與總效應的動態(tài)關系。由圖3(c)可知，在生產(chǎn)強度效應沖擊下，用水量變化總效應當期響應值為0，在第二期達到最低值-8.14，在第三期達到最高值7.19，隨后呈上下波動趨勢，但波動幅度逐漸放緩。類似地，在用水量變化總效應沖擊下，生產(chǎn)強度效應也呈上下波動趨勢，且長期內(nèi)波動幅度逐漸放緩(圖3(d))。從短期來看，生產(chǎn)用水效率提高確能達到節(jié)約水資源效果，但從長期來看，這一效果存在“反彈作用”，且反彈幅度在不斷減弱，究其根本在于江蘇省有限水資源總量難以滿足其經(jīng)濟社會發(fā)展需要。盡管近年來農(nóng)業(yè)灌溉設備更新及工業(yè)生產(chǎn)技術進步帶來了用水效率的顯著提高，而在江蘇省大力發(fā)展第二、三產(chǎn)業(yè)背景下，用水效率提高所節(jié)約的水資源很快又會被投入長期存在用水缺口的產(chǎn)業(yè)增值進程，由此循環(huán)，生產(chǎn)強度效應與總效應動態(tài)關系即會呈現(xiàn)上下波動趨勢。此外，由于第三產(chǎn)業(yè)耗水量較第一、二產(chǎn)業(yè)相對較少，且通過技術進步持續(xù)提高各產(chǎn)業(yè)用水效率難度較高，在江蘇省產(chǎn)業(yè)結構向“三二一”模式轉(zhuǎn)變的長期作用下，生產(chǎn)強度效應與總效應之間的動態(tài)變化將逐步趨向穩(wěn)定，這也就解釋了圖3(c)與3(d)上下波動幅度逐步平緩的趨勢。

c. 產(chǎn)業(yè)結構效應與總效應的動態(tài)關系。由圖3(e)(f)可知，在產(chǎn)業(yè)結構效應沖擊下，用水量變化總效應快速下降，于第二期達到最小值-5.66，第三期快速上升至-0.84，長期內(nèi)呈波動趨勢，波動幅度逐步放緩，但始終保持在零水平線以下。類似地，在用水量變化總效應沖擊下，產(chǎn)業(yè)結構效應也呈現(xiàn)先下后上的波動趨勢，且波動幅度逐步放緩。與LMDI分解結果一致，產(chǎn)業(yè)結構效應確為生產(chǎn)用水量上升的抑制因素。但產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整僅能在短期內(nèi)存在顯著影響，長期來看，產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整對生產(chǎn)用水量上升的抑制作用將逐步減弱。這可能與江蘇省產(chǎn)業(yè)結構近年來趨于穩(wěn)定相關。眾所周知，江蘇省早期經(jīng)濟發(fā)展以第二產(chǎn)業(yè)為主，耗水量相對較大，產(chǎn)業(yè)結構向第三產(chǎn)業(yè)主導調(diào)整能夠在短期內(nèi)有效降低水資源消耗。自2015年起，江蘇省第三產(chǎn)業(yè)增加值已超過第二產(chǎn)業(yè)增加值，三次產(chǎn)業(yè)結構比實現(xiàn)向“三二一”模式成功轉(zhuǎn)變，隨著江蘇省三次產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整趨于較優(yōu)模式，產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整難度將逐漸加大，調(diào)整幅度即開始減弱。

2.3.3方差分解分析

由于脈沖響應分析是從時間維度上量化脈沖沖擊對VAR模型任意內(nèi)生變量的影響，而方差分解則是通過分析變量脈沖對任意內(nèi)生變量方差改變的占比，分析每個隨機沖擊對模型內(nèi)生變量變化的貢獻率[21]。因此，本文采用方差分解對生產(chǎn)用水量變化總效應、經(jīng)濟規(guī)模效應、生產(chǎn)強度效應和產(chǎn)業(yè)結構效應進行了分析，以此量化不同變量間的相互影響程度。

表3為總效應與經(jīng)濟規(guī)模效應的方差分解結果。從經(jīng)濟規(guī)模效應對總效應的方差分解貢獻率來看，經(jīng)濟發(fā)展水平大力促進用水量增加，雖僅列出10期，但可以看出，10期內(nèi)經(jīng)濟規(guī)模效應對總效應的貢獻率并未收斂，增長速率有逐期上升趨勢，與脈沖響應結果一致。經(jīng)濟規(guī)模效應的波動主要來源于自身，雖然在一二兩期用水量變化總效應對經(jīng)濟規(guī)模效應存在上升趨勢，但總體而言用水量變化對經(jīng)濟發(fā)展的影響程度呈下降趨勢。這說明經(jīng)濟發(fā)展對水資源的依賴程度有所下降，可能與江蘇省長期內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展轉(zhuǎn)型相關。

(a)總效應對經(jīng)濟規(guī)模效應脈沖響應 (b)經(jīng)濟規(guī)模效應對總效應的脈沖響應

(c)總效應對生產(chǎn)強度效應的脈沖響應 (d)生產(chǎn)強度效應對總效應的脈沖響應

(e)總效應對產(chǎn)業(yè)結構的脈沖響應 (f)產(chǎn)業(yè)結構效應對總效應的脈沖響應

表3 生產(chǎn)用水量變化總效應與經(jīng)濟規(guī)模效應的方差分解結果

由表4可知，生產(chǎn)強度效應對生產(chǎn)用水量變化總效應的方差分解貢獻率逐步上升，但總體水平不高，自第4期起即穩(wěn)定在10.6%左右。生產(chǎn)用水量變化總效應對生產(chǎn)強度效應的貢獻率逐漸下降，但總體水平較高，最終穩(wěn)定在80%左右。這表明總效應對生產(chǎn)強度效應影響程度較高，用水量變化能夠有效激發(fā)生產(chǎn)用水效率改善，但生產(chǎn)強度效應對總效應影響程度較低，用水效率提升無法大幅度降低生產(chǎn)用水量，節(jié)水措施僅在控制用水總量上升問題上起到輔助作用，符合現(xiàn)實情況。

表4 生產(chǎn)用水量變化總效應與生產(chǎn)強度效應的方差分解結果

由表5可知，產(chǎn)業(yè)結構效應的波動主要來源于自身，用水量變化總效應對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的影響程度較低，但呈緩慢上升趨勢，自第2期起即穩(wěn)定在2%～3%。產(chǎn)業(yè)結構效應對生產(chǎn)用水量變化總效應的方差分解貢獻率相對較低，10期內(nèi)穩(wěn)定在3.74%，說明產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整雖能夠抑制生產(chǎn)用水量變化，但作用相對較小，與LMDI分解結果一致。

表5 生產(chǎn)用水量變化總效應與產(chǎn)業(yè)結構效應的方差分解結果

3 結論與建議

3.1 結論

a. 通過LMDI因素分解法分解江蘇省生產(chǎn)用水量演變驅(qū)動因素發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟規(guī)模效應是促進江蘇省生產(chǎn)用水量增加的主要因素，生產(chǎn)強度效應、產(chǎn)業(yè)結構效應分別是抑制江蘇省生產(chǎn)用水量變化的主要因素與次要因素。然而，考察期內(nèi)經(jīng)濟規(guī)模效應對用水量變化產(chǎn)生的促進作用要高于生產(chǎn)強度效應以及產(chǎn)業(yè)結構效應對用水量變化產(chǎn)生的抑制作用之和，因此江蘇省2000—2020年生產(chǎn)用水量演變整體呈緩慢上升態(tài)勢。

b. 利用VAR模型脈沖響應分析以及方差分解深入研究LMDI分解結論。脈沖響應分析結果顯示，江蘇省經(jīng)濟高速發(fā)展長期以水資源大量消耗為代價，但水資源消耗對經(jīng)濟發(fā)展的促進作用相對較弱，且長期內(nèi)存在速率下降趨勢，經(jīng)濟發(fā)展模式存在弊端。產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整能夠抑制用水量變化，但長期來看影響幅度逐步下降至零水平線上下。生產(chǎn)強度效應與用水量變化總效應互動關系相對復雜。短期內(nèi)技術進步帶來的生產(chǎn)強度下降能夠有效減少水資源消耗，但長期來看存在反彈現(xiàn)象，響應曲線呈波動減弱趨勢。方差分解結果顯示，10期內(nèi)不同驅(qū)動因素對用水量變化總效應的方差分解率從大到小排序為經(jīng)濟規(guī)模效應、生產(chǎn)強度效應、產(chǎn)業(yè)結構效應。經(jīng)濟規(guī)模效應與產(chǎn)業(yè)結構效應的波動主要來源于自身，用水量變化總效應對其影響程度相對較低，生產(chǎn)強度效應的波動主要來源于用水量變化總效應，但影響程度在逐步下降。

3.2 建議

由上述結論可知，目前經(jīng)濟規(guī)模效應是江蘇省生產(chǎn)用水量變化的首要驅(qū)動因素，且對用水量增長有極強的正向驅(qū)動作用，但水資源加速消耗所帶來的經(jīng)濟增長卻并不明顯，水資源的邊際經(jīng)濟效應越來越低，依靠增加水資源消耗的經(jīng)濟發(fā)展模式已經(jīng)不再適用于江蘇。隨著我國經(jīng)濟逐步從高速發(fā)展轉(zhuǎn)變?yōu)楦哔|(zhì)量發(fā)展，江蘇作為長江經(jīng)濟帶的核心地區(qū)之一，其發(fā)展模式也應契合國家發(fā)展路徑，在保障經(jīng)濟平穩(wěn)發(fā)展的同時考慮資源及生態(tài)環(huán)境的可持續(xù)性。因此，結合對江蘇省用水量演變驅(qū)動因素及互動關系的分析，提出如下建議：

a. 大力推動生產(chǎn)及節(jié)水等技術革新，提高水資源利用效率。在農(nóng)業(yè)方面，建立科學合理的農(nóng)業(yè)節(jié)水補貼政策體系，鼓勵農(nóng)民根據(jù)農(nóng)田規(guī)模引進適合的農(nóng)業(yè)節(jié)水技術并組織專家對節(jié)水技術的選擇應用進行指導，提高灌溉用水效率。在工業(yè)方面，通過嚴格控制企業(yè)用水批示及給予企業(yè)適當節(jié)水獎勵的方式，引導企業(yè)加大對低耗水耗能生產(chǎn)設備及生產(chǎn)技術的研發(fā)投入或引進，充分利用江蘇省內(nèi)豐富的高校及科研院所資源，積極開展其與企業(yè)之間的技術交流與合作，逐步淘汰或改造耗水量高的落后生產(chǎn)工具及生產(chǎn)技術。

b. 主動與被動相結合，培養(yǎng)全社會節(jié)水意識?？紤]到近年來江蘇省第三產(chǎn)業(yè)的飛速發(fā)展，而第三產(chǎn)業(yè)用水來源主要為服務帶來的生活性用水，因此可通過宣傳節(jié)水知識與調(diào)整水價組成等方式，從培養(yǎng)居民主動節(jié)水意識和價格驅(qū)動帶來的被動節(jié)水兩方面，減少第三產(chǎn)業(yè)水資源的浪費。

c. 注重產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整，加快江蘇省經(jīng)濟發(fā)展模式升級改造。淘汰火電、紡織、機械、食品等高耗水耗能產(chǎn)業(yè)中的低效能部分，通過財政、稅收、信貸等政策引導其向低耗水耗能的綠色技術產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型，大力發(fā)展大數(shù)據(jù)、云計算、高端裝備等高新產(chǎn)業(yè)，持續(xù)推進江蘇省產(chǎn)業(yè)結構向“三二一”模式轉(zhuǎn)變，減小經(jīng)濟快速增長對水資源消耗的強促進作用，使用水量變化與經(jīng)濟發(fā)展脫鉤，實現(xiàn)在經(jīng)濟平穩(wěn)發(fā)展的同時，用水總量的零增長甚至負增長。