基于VAR模型的水資源利用與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究

許永欣，馬 駿，2，3*

(1.河海大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 211100；2.南京大學(xué) 理論經(jīng)濟(jì)學(xué)博士后流動(dòng)站，江蘇 南京 210093；3.江蘇省水資源與可持續(xù)發(fā)展研究中心，江蘇 南京 210098)

基于VAR模型的水資源利用與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究

許永欣1，馬 駿1，2，3*

(1.河海大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 211100；2.南京大學(xué) 理論經(jīng)濟(jì)學(xué)博士后流動(dòng)站，江蘇 南京 210093；3.江蘇省水資源與可持續(xù)發(fā)展研究中心，江蘇 南京 210098)

基于1997～2014年水資源利用和國內(nèi)生產(chǎn)總值的相關(guān)數(shù)據(jù)，構(gòu)建了水資源利用與經(jīng)濟(jì)增長的VAR模型，通過單位根檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析，探索了中國水資源利用和經(jīng)濟(jì)增長之間的內(nèi)在依存關(guān)系。研究結(jié)果表明：(1)水資源利用和經(jīng)濟(jì)增長之間存在單向因果關(guān)系且存在長期動(dòng)態(tài)關(guān)系，水資源是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的重要因素；(2)農(nóng)業(yè)、工業(yè)和生活用水對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度不同。建議改善水資源利用結(jié)構(gòu)和提高水資源利用效率，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

水資源利用；經(jīng)濟(jì)增長；VAR模型

水資源是基礎(chǔ)性的自然資源和戰(zhàn)略性的經(jīng)濟(jì)資源，全面建設(shè)節(jié)水型社會(huì)，實(shí)現(xiàn)水資源的高效利用、合理配置和可持續(xù)發(fā)展是21世紀(jì)中國國家發(fā)展的重要戰(zhàn)略。而水資源短缺逐漸成為制約經(jīng)濟(jì)發(fā)展和威脅人類生存的重要因素。雖然中國水資源總量位居世界第四，但是由于中國人口眾多，人均水資源占有量一直處于較低水平，2014年人均水資源占有量為1998.6 m3，僅為世界平均水平的1/4，而且時(shí)間空間分布嚴(yán)重不平衡。隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的快速發(fā)展，我國水資源使用量不斷增加，2014年中國總用水量達(dá)到了6094.9億m3，比2000年增長了11%，其中農(nóng)業(yè)、工業(yè)和生活用水比例分別為63%、22%和13%，各行業(yè)之間的用水矛盾日益突出。如何統(tǒng)籌協(xié)調(diào)各行業(yè)用水需求、提高水資源利用效率并保障經(jīng)濟(jì)社會(huì)可持續(xù)發(fā)展是亟需解決的問題。

基于此，本文選取國內(nèi)生產(chǎn)總值、農(nóng)業(yè)用水量、工業(yè)用水量和生活用水量為衡量指標(biāo)，以1997～2014年的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，構(gòu)建了面板VAR模型，通過單位根檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析等，探索了我國水資源利用和經(jīng)濟(jì)增長之間的內(nèi)在因果關(guān)系，并為水資源利用和經(jīng)濟(jì)增長之間協(xié)調(diào)發(fā)展提出了相關(guān)建議。

1 文獻(xiàn)回顧

近年來，水資源利用問題受到國內(nèi)外的廣泛關(guān)注，其研究主要涉及水資源承載力、水資源配置、水資源供需和水資源污染治理等方面。Brown等[1]研究了水資源短缺對(duì)中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。Howe[2]定性分析了水資源利用對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用和靜態(tài)關(guān)系。

國內(nèi)學(xué)者對(duì)水資源利用問題進(jìn)行了較多研究。在水資源供需分析中，郭瑋[3]主要介紹了修建蓄水工程、引水工程、合理開發(fā)地下水等措施對(duì)于解決水資源短缺的重要性；秦長海[4]、鐘帥[5]、嚴(yán)冬[6]等通過構(gòu)建CGE模型分析了水資源價(jià)格變動(dòng)和水價(jià)改革對(duì)水資源供應(yīng)、使用和國民經(jīng)濟(jì)的影響，結(jié)果表明，提高水價(jià)可以有效地降低水資源使用量，對(duì)緩解水資源短缺、減少由于水資源過度開發(fā)導(dǎo)致的水資源耗減和水環(huán)境退化問題具有積極作用。由于中國地域遼闊而且是農(nóng)業(yè)大國，面臨著水資源在空間上、時(shí)間上的分布不均衡以及用水結(jié)構(gòu)不均衡的現(xiàn)狀，所以國內(nèi)學(xué)者對(duì)我國水資源分布和配置進(jìn)行了較多的研究。王飛等[7]利用VAR模型分析了經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出、水資源消費(fèi)和相應(yīng)水價(jià)之間的變動(dòng)關(guān)系，提出利用水價(jià)杠桿進(jìn)行水資源配置。張吉輝等[8]通過計(jì)算各地區(qū)水資源與人口、面積和GDP等經(jīng)濟(jì)發(fā)展要素的基尼系數(shù)，研究了我國水資源分布、配置與經(jīng)濟(jì)發(fā)展要素匹配關(guān)系的時(shí)間演變規(guī)律。另外，水污染加劇了水資源的供需矛盾，近年來受到了廣泛關(guān)注。沈大軍[9]、陳雯[10]、金艷鳴[11]等分別分析了征收水資源費(fèi)、水污染稅和排污染交易等對(duì)污染物減排和經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的影響，結(jié)果表明，征收水污染稅會(huì)造成宏觀經(jīng)濟(jì)受損，但是會(huì)減少重金屬、氨氮和化學(xué)需氧量等污染物的排放，而跨區(qū)域排污權(quán)交易比區(qū)域內(nèi)排污權(quán)交易更能緩解減排約束帶來的經(jīng)濟(jì)負(fù)面影響，且有利于促進(jìn)高能耗部門提高能源使用效率。本文構(gòu)建了AR模型探索水資源利用和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，以及如何實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

2 數(shù)據(jù)來源與研究方法

2.1 變量選取和數(shù)據(jù)來源

本文主要分析水資源利用和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，我國水資源的使用主要分為農(nóng)業(yè)、工業(yè)、生活和生態(tài)用水，其中生態(tài)用水占比較小且近幾年剛分開單獨(dú)核算，所以在不考慮生態(tài)用水影響的情況下，僅選取農(nóng)業(yè)用水(AW)、工業(yè)用水(PW)和生活用水(LW)作為水資源利用的衡量指標(biāo)。另外，GDP是一個(gè)國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)在一定時(shí)間內(nèi)生產(chǎn)的全部產(chǎn)品和服務(wù)的價(jià)值，可以較好地衡量一個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)狀況，所以選取GDP作為經(jīng)濟(jì)增長的衡量指標(biāo)。

數(shù)據(jù)的樣本區(qū)間為1997～2014年，主要來源于歷年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國水資源公報(bào)》。此外，為了避免數(shù)據(jù)異方差的存在，需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，分別命名為lnGDP、lnAW、lnPW和lnLW。

2.2 研究方法

向量自回歸(Vector Auto Regression,簡稱VAR)模型是分析因變量對(duì)另一個(gè)或多個(gè)解釋變量的統(tǒng)計(jì)依賴關(guān)系，被用來分析和預(yù)測宏觀經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，并追蹤政策變化和外部刺激對(duì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的影響，已經(jīng)成為現(xiàn)代研究中的一個(gè)主要工具[12]。本文以1997～2014年數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)建立VAR模型，通過單位根檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析等，探索了我國水資源利用和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。具體模型設(shè)定如下：

(1)

式(1)中，t為觀測期；p為滯后期數(shù)；α、βi、βj、βm、βn分別為待估參數(shù)，表示解釋變量對(duì)因變量影響的大??；εt為模型的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

3 實(shí)證研究

3.1 單位根檢驗(yàn)

基于時(shí)間序列數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究，假定所依據(jù)的時(shí)間序列是平穩(wěn)的，而且數(shù)據(jù)不平穩(wěn)會(huì)導(dǎo)致“偽回歸”的現(xiàn)象以及各項(xiàng)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)無意義，所以需要先檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，即單位根檢驗(yàn)。本文采用ADF檢驗(yàn)(Augmented Dickey-Fuller Test)，結(jié)果如表1所示。

結(jié)果表明，在10%的置信水平所有變量的原序列均是不平穩(wěn)的，一階差分以后均為平穩(wěn)序列。

3.2 Granger因果檢驗(yàn)

Granger因果檢驗(yàn)主要是分析一個(gè)變量的滯后項(xiàng)是否對(duì)其他變量能夠產(chǎn)生影響，若一個(gè)變量受到其他變量滯后項(xiàng)的影響，則稱兩者之間存在Granger因果關(guān)系。

表1 變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：D表示一階差分。

由表2可知，在滯后階數(shù)分別為1、2階時(shí)，農(nóng)業(yè)用水量(lnAW)均是國內(nèi)生產(chǎn)總值(lnGDP)的Granger原因，而工業(yè)用水量(lnPW)和生活用水量(lnLW)在滯后1、2、3階的情況下均是國內(nèi)生產(chǎn)總值(lnGDP)的Granger原因。相反地，在滯后1、2、3階的情況下，國內(nèi)生產(chǎn)總值(lnGDP)均不是農(nóng)業(yè)用水量(lnAW)、工業(yè)用水量(lnPW)和生活用水量(lnLW)的Granger原因，即國內(nèi)生產(chǎn)總值(lnGDP)是弱外生的。由此可知，國內(nèi)生產(chǎn)總值(lnGDP)與農(nóng)業(yè)用水量(lnAW)、工業(yè)用水量(lnPW)和生活用水量(lnLW)之間僅存在單向的因果關(guān)系，國內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)水資源利用的影響不明顯，而水資源利用卻可以影響經(jīng)濟(jì)增長，因此，必須合理有效地利用水資源，維持經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

表2 水資源利用與經(jīng)濟(jì)增長Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

3.3 VAR方程構(gòu)建與分析

為了進(jìn)一步分析水資源利用和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，本文構(gòu)建了如下VAR模型，考慮到自由度和滯后階數(shù)之間的均衡，本文選定滯后階數(shù)為2，具體形式如式(2)所示：

(2)

式(2)中，方程的系數(shù)表示相應(yīng)滯后期的相應(yīng)變量每變化一個(gè)單位，國內(nèi)生產(chǎn)總值會(huì)變化幾個(gè)單位。

此外，需要通過單位圓檢驗(yàn)VAR方程的有效性，落入圓內(nèi)的點(diǎn)越多，則VAR方程越有效，實(shí)證結(jié)果如圖1所示。從結(jié)果可以看出，本文建立的VAR方程是非常有效的。

圖1 單位圓檢驗(yàn)

3.4 脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)主要是分析當(dāng)某個(gè)變量受到外部沖擊時(shí)會(huì)對(duì)其他變量產(chǎn)生多大的影響，可以用來分析水資源利用和經(jīng)濟(jì)增長之間的動(dòng)態(tài)影響關(guān)系，本文將沖擊響應(yīng)期設(shè)為10期，實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線表示政府兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶，具體結(jié)果如圖2所示。

3.4.1 農(nóng)業(yè)用水與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系 由圖2可知，當(dāng)對(duì)農(nóng)業(yè)用水(lnAW)施加一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(lnGDP)有負(fù)向影響且逐漸增加，當(dāng)期反應(yīng)為0，到第6期達(dá)到最大值(-0.03987)，隨后影響開始減弱。整個(gè)分析期內(nèi)，lnGDP對(duì)lnAW的累積響應(yīng)值為-0.264，表明農(nóng)業(yè)用水量的變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)面影響。

圖2 農(nóng)業(yè)用水與經(jīng)濟(jì)增長脈沖響應(yīng)曲線

3.4.2 工業(yè)用水與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系 由圖3可知，當(dāng)對(duì)工業(yè)用水(lnPW)施加一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(lnGDP)先是產(chǎn)生正向影響且逐漸增加，第2期達(dá)到最大值(0.0225)，隨后開始下降，在第5期以后變成負(fù)向影響，第7期(-0.0057)以后逐漸趨于平緩。在整個(gè)分析期內(nèi)，lnPW對(duì)lnGDP的累積響應(yīng)值為0.0726，表明工業(yè)用水量變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正面影響。

3.4.3 生活用水與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系 由圖4可知，當(dāng)對(duì)生活用水(lnLW)施加一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(lnGDP)有正向影響且逐漸增加，當(dāng)期反應(yīng)值為0，第7期達(dá)到最大值(0.0566)，隨后趨于平穩(wěn)。在整個(gè)分析期內(nèi)，lnGDP對(duì)lnLW的累積響應(yīng)值為0.3793，表明生活用水變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正面影響，而且影響較大。

圖3 工業(yè)用水與經(jīng)濟(jì)增長脈沖響應(yīng)曲線

圖4 生活用水與經(jīng)濟(jì)增長脈沖響應(yīng)曲線

3.5 方差分解分析

方差分解主要是分析某個(gè)內(nèi)生變量沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，分析其對(duì)其他內(nèi)生變量的影響程度，進(jìn)而評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。本文方差分解結(jié)果如表3所示。

從表3可以看出：(1)國內(nèi)生產(chǎn)總值增長的波動(dòng)主要來自于自身的沖擊，第1期和第2期的方差貢獻(xiàn)率分別達(dá)到100%和74%，隨后幾期的貢獻(xiàn)率趨于平穩(wěn)且均大于40%；(2)農(nóng)業(yè)用水、工業(yè)用水和生活用水對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值的方差貢獻(xiàn)率分別在20%、30%和5%左右，即國內(nèi)生產(chǎn)總值預(yù)測方差的20%可由農(nóng)業(yè)用水量的變動(dòng)來解釋，30%可由工業(yè)用水量的變動(dòng)來解釋，5%由生活用水量的變動(dòng)來解釋，從而可以看出農(nóng)業(yè)用水和工業(yè)用水對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響較大。

4 結(jié)論

本文以1997～2014年中國水資源利用與經(jīng)濟(jì)增長的時(shí)間序列數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)建立VAR模型，通過單位根檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)和方差分解等，實(shí)證分析了水資源利用和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，得出以下結(jié)論和建議。

表3 VAR模型方差分解結(jié)果

(1)由Granger因果檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)分析可以得出水資源利用和經(jīng)濟(jì)增長之間存在單向因果關(guān)系且存在長期動(dòng)態(tài)關(guān)系，即水資源利用的變動(dòng)可以影響經(jīng)濟(jì)增長。其中，農(nóng)業(yè)用水量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有負(fù)向作用，工業(yè)用水量和生活用水量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有正向作用，農(nóng)業(yè)用水量和生活用水量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響相對(duì)較大?，F(xiàn)階段我國農(nóng)業(yè)仍然是粗放式發(fā)展，工業(yè)化處于中期階段，水資源浪費(fèi)情況嚴(yán)重，隨著用水量的增加，水資源損耗量也不斷增加，容易造成水資源短缺，進(jìn)而制約經(jīng)濟(jì)增長。建議通過提高水價(jià)、收取水資源費(fèi)以及相應(yīng)的節(jié)水措施等提高水資源利用效率，以達(dá)到經(jīng)濟(jì)發(fā)展用水量的零增長乃至負(fù)增長的目標(biāo)。

(2)方差分解結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)、工業(yè)和生活用水對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值的方差貢獻(xiàn)率分別在20%、30%和5%左右，其中農(nóng)業(yè)用水和工業(yè)用水影響較大。由統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)可知，農(nóng)業(yè)、工業(yè)和生活耗水率差別較大，2014年農(nóng)業(yè)、工業(yè)和生活耗水率分別為65%、23%和43%。因此可以通過改變用水結(jié)構(gòu)，統(tǒng)籌協(xié)調(diào)農(nóng)業(yè)、工業(yè)和生活用水，合理配置水資源，在保證生活用水的同時(shí)，優(yōu)化配置生產(chǎn)經(jīng)營用水，這樣可以減少水資源損耗，提高水資源利用效率，進(jìn)而有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

[1] Brown L R, Halweil B. China’s water shortage could shake world food security[J]. World Watch, 1998, 11(4): 10-16.

[2] Howe C W. Water Resources and Regional Economic Growth in the United States,1950～1960[J]. Southern Economic Journal, 1968, 34(4): 477.

[3] 郭瑋.國外水資源開發(fā)利用戰(zhàn)略綜述[J].經(jīng)濟(jì)研究參考,2001(49):58-62.

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(責(zé)任編輯：管珊紅)

Study on Relationship between Water Resource Utilization and Economic Growth Based on VAR Model

XU Yong-xin1, MA Jun1,2,3*

(1. School of Business, Hohai University, Nanjing 211100, China; 2. Postdoctoral Research Station of Theoretical Economics, Nanjing University, Nanjing 210093, China; 3. Water Resources and Sustainable Development Research Center of Jiangsu Province, Nanjing 210098, China)

Based on the data of water resource utilization and gross domestic product from 1997 to 2014, the author built an VAR model describing the relationship between water resource utilization and economic growth, and explored the inherent dependence relationship between water resource utilization and economic growth of China through the unit root test, Granger causality test, pulse response analysis and variance decomposition analysis. The results showed that there was a one-way causal relationship and a long-term dynamic relationship between water resource utilization and economic growth, and water resource was an important factor promoting the growth of economy. Agricultural water, industrial water and domestic water had different contribution degrees to the economic growth. It is suggested that improving the structure of water resource utilization, and enhancing the efficiency of water resource utilization to promote the sustainable development of economy.

Water resource utilization; Economic growth; VAR model

2016-09-11

江蘇省社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“蘇北地區(qū)湖泊保護(hù)戰(zhàn)略研究”(12EYB008)；江蘇省博士后科研基金項(xiàng)目“蘇北地區(qū)湖泊保護(hù) 與經(jīng)濟(jì)發(fā)展協(xié)同機(jī)理與路徑”(1202087C)；中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)項(xiàng)目“水利風(fēng)景區(qū)水利旅游功能差異及影響因素研 究”(2015B10114)。

許永欣(1990—)，女，江蘇宿遷人，碩士研究生，研究方向：人口、資源與環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)。*通訊作者：馬駿。

C812

A

1001-8581(2017)02-0104-04