河南省水資源對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整影響的實(shí)證研究

蘇喜軍 李松華 桂黃寶 周培紅

摘要：為探明河南省水資源對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響，基于1999-2015年河南省的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用協(xié)整、向量誤差糾正估計(jì)、脈沖響應(yīng)和方差分解等方法對(duì)其進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明：河南省水資源對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整具有正向促進(jìn)作用，但該作用相對(duì)有限且被動(dòng);河南省水資源與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制相對(duì)較弱。

關(guān)鍵詞：水資源;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整;協(xié)整;誤差糾正估計(jì);河南省

中圖分類號(hào)：TV213.9 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

水資源是經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展不可或缺的必要條件和物質(zhì)保障，對(duì)經(jīng)濟(jì)總量增長(zhǎng)和社會(huì)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展至關(guān)重要。此外，水資源還是支撐三大產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)和發(fā)展的物質(zhì)保障，對(duì)產(chǎn)業(yè)的空間布局產(chǎn)生影響，是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從低端向高端演化的重要內(nèi)在資源驅(qū)動(dòng)力。因此，探討水資源利用對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響具有重要意義。

前人對(duì)水資源利用與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整影響進(jìn)行了大量研究，取得了豐富的成果，如王卉彤等[1]運(yùn)用灰色關(guān)聯(lián)度分析法研究了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)水資源利用的影響;凡炳文等[2]采用相關(guān)分析法和灰色系統(tǒng)理論，對(duì)甘肅省2000-2010年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)用水系統(tǒng)進(jìn)行了定量分析和比較;蔣桂芹等[3]從定性層面系統(tǒng)梳理了水資源與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)的互動(dòng)關(guān)系，研究表明水資源支撐產(chǎn)業(yè)發(fā)展的同時(shí)又制約了產(chǎn)業(yè)發(fā)展，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)又會(huì)帶動(dòng)用水量、用水結(jié)構(gòu)及用水效率的變化;呂文慧等[4]基于2005-2010年新疆產(chǎn)業(yè)用水?dāng)?shù)據(jù)，通過構(gòu)建產(chǎn)業(yè)用水變化的全要素分解模型，測(cè)度各驅(qū)動(dòng)效應(yīng)帶來的產(chǎn)業(yè)用水量變化，研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和用水強(qiáng)度是改變產(chǎn)業(yè)用水趨勢(shì)的驅(qū)動(dòng)力，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)良性調(diào)整和用水強(qiáng)度降低對(duì)產(chǎn)業(yè)用水的消耗起到較強(qiáng)的抑制作用;郭曉東等[5]以甘肅省河西地區(qū)為例，對(duì)節(jié)水型社會(huì)建設(shè)、節(jié)水措施及節(jié)水效果研究得出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)調(diào)整改善了用水結(jié)構(gòu)，結(jié)構(gòu)調(diào)整和技術(shù)要素是提高水資源利用效率和效益的關(guān)鍵因素;王燕華[6]基于2004-2011年北京市人口及水環(huán)境相關(guān)數(shù)據(jù)，分析人口變動(dòng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)北京市水資源利用的影響，得出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整使得北京市人均年用水量呈現(xiàn)連年下降的趨勢(shì);孫艷芝等[7]采用灰色關(guān)聯(lián)分析方法研究了北京市2000-2012年工業(yè)、農(nóng)業(yè)、生活、環(huán)境用水與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化率、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等的關(guān)聯(lián)程度，結(jié)果表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)水資源利用總量變化的影響最大;張兵兵等[8]對(duì)1998-2012年中國(guó)31個(gè)省（區(qū)、市）工業(yè)水資源利用與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化之間的關(guān)系進(jìn)行研究，得出它們之間長(zhǎng)期均衡且存在雙向因果關(guān)系的結(jié)論，工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)工業(yè)水資源利用具有促進(jìn)作用。

現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)水資源與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系的研究，多聚焦于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)水資源持續(xù)利用的影響，且多采用關(guān)聯(lián)分析和相關(guān)分析等研究方法，使用計(jì)量模型的研究相對(duì)較少。鑒于此，筆者采用協(xié)整和格蘭杰因果檢驗(yàn)方法對(duì)水資源利用和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整二者的長(zhǎng)期關(guān)系進(jìn)行探討，同時(shí)采用方差分解和脈沖響應(yīng)函數(shù)、向量誤差糾正模型（VECM）分析二者之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。

1 變量選取與平穩(wěn)性檢驗(yàn)

1.1 變量選取及處理

本文所有數(shù)據(jù)均來源于歷年《河南統(tǒng)計(jì)年鑒》和河南省水資源公報(bào)，指標(biāo)體系設(shè)計(jì)選取工業(yè)用水量作為水資源（WR）的替代指標(biāo)，河南省第二三產(chǎn)業(yè)增加值之和與第一產(chǎn)業(yè)增力口值之比作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IS）的替代指標(biāo)。實(shí)證中采用取自然對(duì)數(shù)的處理方法，降低數(shù)據(jù)每年增長(zhǎng)帶來的影響，處理后分別以In WR和ln IS表示河南省水資源和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，并采用Eviews6.0進(jìn)行計(jì)算。

1.2 變量平穩(wěn)性ADF檢驗(yàn)（單位根檢驗(yàn)）

為檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性，采用ADF檢驗(yàn)方法對(duì)河南省水資源In WR和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)ln IS兩個(gè)序列進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果見表1。

由表1可知，水資源In WR序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)值不滿足5%顯著性水平檢驗(yàn)，說明存在單位根，而其一階差分序列Δln WR的ADF檢驗(yàn)值小于臨界值，說明不存在單位根，因此水資源序列In WR為1（1）平穩(wěn)過程。同樣，將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)ln IS及其一階差分序列Oln IS的ADF檢驗(yàn)值與5%顯著性水平下臨界值進(jìn)行比較可知，ln IS不平穩(wěn)，Δln IS平穩(wěn)，因此ln IS也是，（1）平穩(wěn)過程。

2 水資源對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整影響的實(shí)證研究

2.1 協(xié)整檢驗(yàn)

采用E-G兩步法對(duì).河南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)ln IS和水資源ln WR之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。E-G兩步法的協(xié)整檢驗(yàn)步驟：第一步，對(duì)兩個(gè)變量進(jìn)行最小二乘回歸分析，得到回歸方程和殘差序列;第二步，對(duì)殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，如果殘差是平穩(wěn)的，則說明協(xié)整關(guān)系存在。河南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)ln IS和水資源ln WR之間的回歸方程為

ln IS=-4.9243+1.697ln WR+ε（R²=0.8295）

（1）式中：ε為回歸的殘差，表示水資源以外因素對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響;R²為判定系數(shù)。

式（1）等號(hào)右端的常數(shù)項(xiàng)-4.924 3和水資源ln WR的回歸系數(shù)1.697對(duì)應(yīng)的變量顯著性t檢驗(yàn)值分別為-6.393 0和8.5414，表明水資源對(duì)河南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有顯著影響;判定系數(shù)R²為0.8295，說明回歸方程對(duì)樣本觀測(cè)值擬合良好。對(duì)殘差ε序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

由表2可知，殘差ε序列的ADF檢驗(yàn)值在5%的顯著性水平下接受不存在單位根的備選假設(shè)，從而是平穩(wěn)過程。因此，序列l(wèi)n IS和In WR之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。式（1）中水資源的回歸系數(shù)1.697表示水資源每增加1%，將導(dǎo)致河南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整1.697%，即河南省水資源對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整具有促進(jìn)作用。

2.2 格蘭杰因果檢驗(yàn)

為進(jìn)一步探討河南省水資源與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系，采用格蘭杰因果檢驗(yàn)法對(duì)其進(jìn)行分析，結(jié)果見表3。

從表3可以看出，河南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)ln IS和水資源In WR之間存在由ln IS到In WR的單向格蘭杰因果關(guān)系，說明河南省水資源對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的促進(jìn)作用是被動(dòng)的。

2.3 VECM估計(jì)

采用向量誤差糾正模型（VECM）來考察河南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)ln IS和水資源In WR之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。ln IS和In WR之間的VECM表達(dá)式為式中：α₁，與α₂為誤差糾正系數(shù)，表示在變量偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)下，變量向均衡狀態(tài)調(diào)整的速度和方向;ecm_t-1為式（1）中殘差項(xiàng)的滯后值，表示河南省水資源In WR與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)ln IS的長(zhǎng)期均衡關(guān)系;φ_1i、φ_2i為短期調(diào)整系數(shù)，反映短期狀態(tài)下解釋變量變動(dòng)對(duì)被解釋變量的影響;c₁、c₂為常數(shù)項(xiàng);ε_1t、ε_2t為回歸方程的殘差;m為變量的滯后階數(shù)。VECM估計(jì)結(jié)果見表4。

表4中，最優(yōu)滯后階數(shù)按AIC原則確定為1，誤差糾正系數(shù)α₁的估計(jì)值為-0.1293，符合誤差糾正的理論意義，但不顯著，說明短期狀態(tài)下系統(tǒng)偏離長(zhǎng)期均衡的動(dòng)態(tài)機(jī)制較弱;誤差糾正系數(shù)α₂的估計(jì)值為0.4012，大于0，不符合誤差糾正的理論意義，即誤差糾正機(jī)制不存在，表明短期中系統(tǒng)對(duì)其長(zhǎng)期均衡狀態(tài)的偏離態(tài)勢(shì)被進(jìn)一步放大。

2.4 基于VAR模型的脈沖響應(yīng)和方差分解分析

（1）脈沖響應(yīng)分析。由于VAR建模要求變量是平穩(wěn)序列，因此通過建立關(guān)于Δln WR和Δln IS的VAR（1）模型來分析河南省水資源對(duì)其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)影響過程，即當(dāng)水資源序列Δln WR發(fā)生一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)誤差的正向沖擊時(shí)，河南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)Δln IS對(duì)其的動(dòng)態(tài)響應(yīng)過程，見圖1。

由表5可知，在不考慮河南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)其自身波動(dòng)的貢獻(xiàn)情況下，水資源對(duì)河南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的相對(duì)方差貢獻(xiàn)率較?。ㄗ畲笾禐?.764879%），與上述脈沖響應(yīng)的分析結(jié)論一致。相比較而言，對(duì)于水資源的波動(dòng)，不考慮其自身的貢獻(xiàn)，河南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)水資源波動(dòng)的貢獻(xiàn)率最大只有2.956735%?？梢哉f，一定程度上河南省的水資源只是被動(dòng)地來適應(yīng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的需要，與上文格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果“河南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是水資源的格蘭杰原因”相契合。

3 結(jié)語

由圖1可知，河南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)Δln IS對(duì)水資源Δln WR沖擊響應(yīng)呈遞增趨勢(shì)，于第2期達(dá)到最大，為1.262%，之后逐漸下降，2.6期之后為負(fù)值，在第3期達(dá)到最小，然后逐步回升，于第6期收斂于0。該脈沖響應(yīng)表明水資源對(duì)河南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的正向影響不大，且不夠持久。

（2）預(yù)測(cè)誤差方差分解分析。將上述VAR（1）模型進(jìn)行預(yù)測(cè)誤差方差分解，進(jìn)一步考量水資源沖擊對(duì)河南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的貢獻(xiàn)度，結(jié)果見表5。

（1）河南省的水資源對(duì)其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整具有正效應(yīng)。E-G兩步法的協(xié)整檢驗(yàn)表明，河南省水資源與其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，即河南省水資源每增加1%，其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)將優(yōu)化調(diào)整1.697%?；赩AR模型的脈沖響應(yīng)分析也表明河南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)水資源沖擊具有正向響應(yīng)。因此，從長(zhǎng)期來說，水資源約束將對(duì)河南省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整產(chǎn)生顯著影響，可以通過政策制定和實(shí)施調(diào)控水資源分配來促進(jìn)河南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的進(jìn)一步優(yōu)化調(diào)整。

（2）河南省水資源對(duì)其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的促進(jìn)作用有限且被動(dòng)。脈沖響應(yīng)分析表明河南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)水資源沖擊響應(yīng)的最大值為1%左右，預(yù)測(cè)誤差方差分解表明河南省水資源對(duì)其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)波動(dòng)的相對(duì)方差貢獻(xiàn)率最大為1.764879%。格蘭杰因果檢驗(yàn)說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與水資源之間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，從側(cè)面說明河南省水資源對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的促進(jìn)作用是被動(dòng)的。因此，河南省水資源對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整不是一蹴而就的，涉及用水意識(shí)、用水行為習(xí)慣、發(fā)展方式轉(zhuǎn)變等問題，需要建立水資源對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的長(zhǎng)效機(jī)制。

（3）河南省水資源與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間不存在短期動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制。由VECM檢驗(yàn)結(jié)果可知，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方程誤差糾正系數(shù)估計(jì)值為負(fù)，且不顯著，說明短期狀態(tài)下系統(tǒng)偏離長(zhǎng)期均衡的動(dòng)態(tài)機(jī)制較弱;水資源方程糾正系數(shù)估計(jì)值為正值，即誤差糾正機(jī)制不存在，表明短期狀態(tài)下系統(tǒng)對(duì)均衡狀態(tài)的偏離程度被進(jìn)一步放大。

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