水資源約束下黃河流域產業(yè)結構變遷規(guī)律及其影響因素

（河海大學商學院南京 0098）（華北水利水電大學管理與經濟學院鄭州 450046）

引 言

黃河流經青海、四川、內蒙古、甘肅、寧夏、陜西、山西、河南及山東9省，是我國重要的文明河、生態(tài)河、經濟河。截至2018年底，黃河流域省份總人口4.2億，占全國30.3%，地區(qū)GDP總值23.9萬億元，占全國26.5%。自建國以來，經過長期努力，黃河流域水沙治理成效顯著、生態(tài)環(huán)境持續(xù)向好、經濟發(fā)展水平不斷提升，但改善流域生態(tài)環(huán)境、提升流域發(fā)展質量的任務仍顯緊迫。近年來，黃河流域省份人均GDP、經濟增長速度均顯著低于全國平均水平，農業(yè)及工業(yè)表現(xiàn)尤為突出［1］，統(tǒng)計資料顯示：2018年黃河流域一、二產業(yè)產值占總量的51.25%，而用水占比則達到80.62%，其中農業(yè)部門在貢獻8.16%產值的情況下耗用了67.28%的水資源。然而，從水資源稟賦來看，黃河水資源總量不到長江的7%，流域人均占有量僅為全國平均水平的27%，缺水嚴重。2019年9月，習近平總書記在河南視察黃河時明確指出 “要堅持以水定城，以水定地，以水定人，以水定產，要把水資源作為最大的剛性約束”， “要從實際出發(fā)，宜水則水、宜山則山，宜糧則糧、宜農則農，宜工則工、宜商則商”。集約、節(jié)約利用水資源，促進產業(yè)結構轉型，對黃河流域實現(xiàn)生態(tài)保護和高質量發(fā)展具有重要意義。

1 文獻綜述

在水資源與產業(yè)結構的相關研究中，學者或從水資源對產業(yè)結構調整的約束角度分析［2，3］，或從產業(yè)結構調整對水環(huán)境質量影響的角度入手［4，5］，或從資源與產業(yè)結構雙向耦合角度出發(fā)，探討水資源對產業(yè)結構的作用機制［6-8］。相關研究中，學者多認為水量是水資源約束的基本構成，將 “水量”視為考察水資源約束的 “硬” 指標［9-11］。伴隨研究的深入，越來越多的研究將水質納入水資源約束組成，將水量約束稱為 “水資源短缺”，而水質約束稱為 “水環(huán)境惡化”［12］，或者將二者定義為狹義角度的水資源與水環(huán)境［13］。自水資源管理 “三條紅線”提出以來，學者愈加重視用水效率，更多地從水資源利用的絕對數(shù)量和相對水平綜合視角展開研究［14］?？梢?，對水資源約束的理解是一個從狹義到廣義、逐漸豐富的過程。

水資源是黃河流域產業(yè)結構升級的關鍵瓶頸，水資源的合理配置是調整產業(yè)結構的重要手段，也是發(fā)展生態(tài)經濟的必然要求［15］。對既有文獻進行梳理發(fā)現(xiàn)，水資源與產業(yè)結構調整的相關研究已取得了不少成果，但仍有值得進一步探討的內容：（1）現(xiàn)有研究多使用單一指標對產業(yè)結構變量進行表征，或為二產產值占比，或為非農產值占比，或為三產產值與二產產值之比，均不夠全面；（2）水資源對產業(yè)結構調整構成嚴重約束已成為社會共識，但水資源約束的構成要素仍需要進一步明確。既有成果多強調水量這一 “硬約束”，對水質和水效等 “軟約束”雖有涉及，但多作為綜合評價指標使用［16］，且涉及黃河流域的相關研究尚不多見。鑒于此，本文嘗試從以下3個方面進行拓展：（1）從合理化和高級化兩個維度度量黃河流域產業(yè)結構，結合對流域省份產業(yè)結構變遷的梳理，分析流域產業(yè)結構的演變規(guī)律； （2）把水資源分解為水效、水量和水質3個維度，將水資源對流域產業(yè)結構調整的影響深入到更細致的層面，重點考察水資源效率、數(shù)量、質量等因素的影響效用，同時分析環(huán)境規(guī)制、經濟水平、科技水平等因素的協(xié)同作用；（3）利用面板數(shù)據(jù)探究水資源對產業(yè)結構變遷的影響作用，并進一步分析其空間異質性，并在實證分析的基礎上給出相應的政策建議。

2 數(shù)據(jù)、模型及變量選取

2.1 數(shù)據(jù)來源

從地理空間角度來看，9省行政區(qū)劃并非全部屬于黃河流域，但考慮到地方產業(yè)規(guī)劃以及資源投入的整體性，參考劉華軍等［17］的研究，仍以省域為空間單元展開研究。研究所用數(shù)據(jù)除水效率通過SMB-DEA方法另行測度以外，各省GDP總產值、分產業(yè)產值、分產業(yè)人力投入、固定投資水平、電力消費、常住人口數(shù)量、授權專利數(shù)量、工業(yè)治污投入、用水總量、工業(yè)用水量、COD排放及氨氮排放量等主要數(shù)據(jù)均來自各省統(tǒng)計年鑒及水資源公報，2000～2003年間COD排放量及工業(yè)治污投資數(shù)據(jù)來自于 《中國環(huán)境年鑒》。部分缺失數(shù)據(jù)通過測算補充：2000年工業(yè)治污投資額依據(jù)項目個數(shù)，以2001年為基準按比例補充；2018年環(huán)境統(tǒng)計年鑒尚未公布，相應的COD排放及治污投資采用三次曲線回歸方法補齊。

2.2 模型構建

2.2.1 研究模型

本文旨在分析黃河流域產業(yè)結構調整的演變規(guī)律及影響因素，重點考察水資源對產業(yè)結構的影響作用，運用2000～2018年黃河流域9個省份的面板數(shù)據(jù)（N＝171）進行實證分析。產業(yè)結構分別從合理化和高級化兩個維度考察，研究模型設定如方程（1）、（2） 所示：

其中，TL表示產業(yè)結構合理化水平，TS表示產業(yè)結構高級化水平。i表示地區(qū)，t表示時間，W_effit、W_quanit、W_qualiit分別表示t年份i地區(qū)的水效、水量（含生產、生活及生態(tài)用水）以及水質（COD排放強度［18］）。Xit為控制變量，主要包括經濟發(fā)展水平（使用人均GDP的對數(shù)表示，lnPerGDPit）、環(huán)境規(guī)制強度（使用工業(yè)治污投資的對數(shù)表示，lnpinvit）、地方科技水平（使用授權專利數(shù)量表示，patentit）［19］；uit、εit分別表示相應模型的誤差項。需要注意的是，水量與水質均為成本型指標，水效為效益型指標。

2.2.2 被解釋變量

產業(yè)結構的合理化指產業(yè)之間的聚合質量，反映了要素投入與產出之間的耦合程度，一般使用各產業(yè)投入人員與產值水平之比來表示。當產業(yè)結構不平衡時，必然存在部分產業(yè)投入大于產出，這種偏離狀態(tài)越嚴重，產業(yè)結構合理水平就越低。學者干春暉等（2011）在結構偏離度的基礎上引入泰爾指數(shù)（Theil Index），用來度量產業(yè)結構的合理程度［20］，計算公式如下：

其中，Yij表示第j（j＝1，2，3，…，9） 個省第i（i＝1，2，3） 個部門的產值，Lij表示第j個省第i個部門的勞動力投入，n表示產業(yè)部門數(shù)量。TL＝0則表明產業(yè)結構處于均衡狀態(tài)，TL值越大，產業(yè)結構越不合理。

產業(yè)結構的高級化指服務產業(yè)的相對增長速度，用于衡量地區(qū)經濟服務化的推進趨勢。改革開放以來，產業(yè)結構沿著勞動密集、資本密集、技術密集和知識密集的路徑演化升級，傳統(tǒng)研究中使用非農產業(yè)比重來衡量產業(yè)結構的高級化程度已經難以貼合實際情況。參照相關研究成果，本文使用第三產業(yè)產值與第二產業(yè)產值之比來衡量產業(yè)結構高級化程度［21］。

2.2.3 解釋變量

研究重點考察水資源量、效、質3個核心要素對產業(yè)結構的合理化與高級化的影響作用。其中水效指標使用超效率SBM-DEA方法進行測算（輸入指標包括勞動力投入量（萬人）、固定資產投資（億元）、用水量（億m3）以及用電量（億千瓦時），輸出指標為GDP產值（億元） ）［22］。由測算結果可得，山西、陜西、山東和四川用水效率相對較高，而甘肅、青海和寧夏相對偏低，且與其他地區(qū)用水效率的差距始終較為顯著；河南省和內蒙古呈現(xiàn)較明顯U型變化趨勢，在2000～2010年間有下降趨勢，而后逐漸提升。整體上，黃河中下游的用水效率要好于中上游，“資源詛咒”效應凸顯［23］（如圖1 所示）。

模型主要變量的描述統(tǒng)計結果如表1所示。各指標中，工業(yè)治污投資和授權專利數(shù)量差異最為顯著，變量差異越大往往表明指標選取越合理。

圖1 黃河流域水資源利用效率空間分布

3 結果與分析

3.1 黃河流域產業(yè)結構變遷規(guī)律分析

總體上，黃河流域2000～2018年間產業(yè)結構合理化指數(shù)（TL值）與高級化指數(shù)（TS值）的相關系數(shù)僅為-0.0489，表明流域各省產業(yè)結構的合理化與高級化相關性極低且不同步，也從側面論證了產業(yè)結構需從兩個維度分別考察的必要性與合理性。

TL值及TS值變遷趨勢如圖2所示，反映各省產業(yè)結構有如下演變規(guī)律：（1）總體上，各省產業(yè)結構的合理化水平比高級化水平差別更大，區(qū)域分化明顯；（2）從合理化角度來看，各省產業(yè)結構TL值波動不大。其中，四川省和山東省產業(yè)結構合理化程度相對較好，各年份TL值均處于較低水平，而甘肅和內蒙古地區(qū)產業(yè)結構偏離程度較大，均衡性相對略差；山東省產業(yè)結構均衡程度逐步增強，但甘肅、寧夏產業(yè)結構均衡性偏離趨勢愈加明顯；（3）從高級化角度來看，各省產業(yè)結構TS值在2012年前呈微弱下降趨勢，自2013年起均有顯著上升趨勢。四川、山西和甘肅產業(yè)高級化趨勢更為明顯，而陜西在升級過程中則逐漸落后；河南產業(yè)結構的高級程度一直偏低，但上升趨勢明顯，與其他省份的差距逐漸縮小。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

圖2 黃河流域產業(yè)結構合理化及高級化演變趨勢（上圖為TL，下圖為TS）

3.2 黃河流域產業(yè)結構變遷影響因素分析

3.2.1 全流域估計

使用Hausman統(tǒng)計量對面板數(shù)據(jù)進行檢驗，結果顯示在1%的統(tǒng)計水平上不顯著，即未拒絕使用隨機效應的原假設。研究使用隨機效應模型，分別對TL和TS進行面板回歸分析，結果如表2所示。

回歸（1）顯示，用水效率和用水量系數(shù)均為負值且表現(xiàn)出顯著性，而水質系數(shù)為正但未表現(xiàn)出顯著性，說明： （1）水效越高，相應TL值越低，則產業(yè)結構越合理，這表明提高用水效率，能夠促進產業(yè)結構趨于平衡。具體來說，提高用水效率，尤其是流域中耗水大戶農業(yè)部門的水效是改善流域產業(yè)結構合理水平、促進產業(yè)結構平衡的關鍵。樣本期內農業(yè)部門勞動力產出均值為1.12萬元／人，遠低于工業(yè)部門的10.48萬元／人及服務業(yè)的5.71萬元／人，在考慮水量投入的情況下，這種差距更加顯著；（2）用水總量較少的省份，相應的TL值越高，即合理化水平較差。這一結論看似矛盾，但事實是用水總量較少的地區(qū)，人均用水量反而較高。如用水總量最低的青海?。颖酒趦染禐?8.81億m3）相應的人均用水量為516.03m3，約為用水總量均值較高地區(qū)山東省人均用水量的2.20倍。這一結論解釋了水資源較為充裕地區(qū)的產業(yè)結構化合理水平反而偏低的原因，也驗證了前述文獻分析中的 “資源詛咒”效應?；貧w（2）在引入控制變量后，水資源核心變量的系數(shù)符號及顯著性均未發(fā)生變化，體現(xiàn)了結果的穩(wěn)健性。此外，控制變量中僅有科技水平因素（授權專利）表現(xiàn)出顯著性，負號說明授權專利越多，TL值越低，產業(yè)結構合理化水平越高。因此，要提高地區(qū)產業(yè)結構的合理性，加大科技投入、改善地區(qū)技術水平仍然是最有效的手段。

回歸（3）顯示，用水效率和水質均表現(xiàn)出顯著性，前者系數(shù)為正、后者為負，而水量系數(shù)為負但未表現(xiàn)出顯著性?？梢钥闯觯г礁?，相應地區(qū)產業(yè)高級化程度越強，從系數(shù)值對比來看，水效對產業(yè)結構高級化水平比合理化水平的影響更為強烈。這表明非農產業(yè)對用水效率具有較為靈敏的響應，提高水效能夠使得服務業(yè)的增值速度快于工業(yè)的增值速度，形成比較優(yōu)勢，使得產業(yè)結構更加趨近服務化。結合用水效率的時空分析，水效較高的山東、內蒙古及四川地區(qū)，服務產業(yè)占比相對較高，單位水耗的產值亦相對更高。水質的負向影響表明水質越好（水質為成本型指標，值越大表明COD排放強度越高），產業(yè)高級化程度越高，其邏輯在于COD排放主要來自于工業(yè)生產，因此COD排放強度越大，二產占比就越高，相應降低了三產與二產的比值?；貧w（4）在引入控制變量后，水效與水質的顯著性均未發(fā)生變化，但水量表現(xiàn)出顯著性，符號仍為負。這一負向關系與TL分析中邏輯基本相同，總用水量較低的背后隱藏著人均用水量偏高的事實。從某種角度來看，水資源的豐裕對地區(qū)產業(yè)結構的合理化和高級化并未產生正向影響，可能反而使得相關地區(qū)缺乏用水壓力，缺少推進節(jié)水的緊迫性。相反地，水資源匱乏地區(qū)可能更愿意加大創(chuàng)新力度，集約、節(jié)約用水，這一點從控制變量中科技水平對產業(yè)結構高級化的正向影響也得到了一定程度的驗證。此外，治污投資對產業(yè)結構高級化表現(xiàn)出顯著的負向影響，表明在當前階段，地區(qū)環(huán)境管制越嚴格，產業(yè)轉移效應越高于產業(yè)結構調整效應。有文獻認為環(huán)境規(guī)制對產業(yè)結構升級存在倒U型非線性的影響［24］，本文也對此進行了分析，但從黃河流域實證結果來看，仍處在前一階段，尚未出現(xiàn)拐點。

表2 全流域面板回歸分析結果

3.2.2 地區(qū)異質性分析

為討論水資源對產業(yè)結構調整的約束是否存在區(qū)域差異，將黃河流域分成中上游和中下游兩個部分：中上游包括青海、四川、甘肅、寧夏和內蒙古5省區(qū)，中下游包括山西、陜西、河南和山東4省區(qū)。分析結果如表3所示。

回歸（5）和（7）顯示，水資源核心變量對于上、下游的影響存在差異化，但具有顯著性的變量意義并未改變。對于中上游5省市，影響其產業(yè)結構合理化的因素主要包括水效、水質、經濟發(fā)展水平以及科技發(fā)展水平，而對于中下游4省市，影響因素主要包括水量、經濟發(fā)展水平以及科技發(fā)展水平。進一步分析發(fā)現(xiàn)，經濟發(fā)展水平對于不同地區(qū)的影響截然相反，中上游地區(qū)經濟水平相對較好地區(qū)的產業(yè)結構合理性較差（TL值高），而中下游地區(qū)經濟水平較好的地區(qū)產業(yè)結構合理性較好（TL值低）。究其原因，在于中上游經濟較好的內蒙古地區(qū)資源豐富，工業(yè)相對發(fā)達，而服務業(yè)勞動力單位產值相對偏低；中下游地區(qū)資源稟賦較差但區(qū)位優(yōu)勢明顯，服務業(yè)更為發(fā)達，因此經濟發(fā)展水平更多由服務業(yè)支撐，因此合理化水平較高。此外，科技投入對中上游地區(qū)的影響更為顯著，也更具現(xiàn)實意義。

回歸（6）和（8）顯示，水資源核心變量中水量和水質對中上、中下游產業(yè)結構的高級化影響相同，但水效的影響存在部分差異。中上游地區(qū)產業(yè)結構對水效的影響更為敏感，提高用水效率能夠顯著促進產業(yè)的服務化，而中下游地區(qū)則并不明顯。由于中上游地區(qū)水效相對較低，因此提升的余地較大，結合科技水平的正向影響，可知要改善流域產業(yè)結構高級化水平的重點在中上游，而中上游地區(qū)改進的重點則是加大科技投入，促進用水效率提升，通過良性循環(huán)，實現(xiàn)地區(qū)產業(yè)結構的升級。

表3 分區(qū)域面板回歸分析結果

4 產業(yè)結構均衡性討論及穩(wěn)健性檢驗

為了進一步豐富研究結論，本文計算各省2000～2018年TL和TS均值，并繪制產業(yè)結構的區(qū)位分布圖，如圖3所示（圖中水平及垂直虛線分別表示全樣本TL、TS均值，氣泡大小表示該省用水效率均值）。圖中分為4個區(qū)域： （1）第一象限具有高TL值、高TS值特點，屬于合理化水平低但高級化程度高，典型地區(qū)為甘肅省。該象限省份產業(yè)結構不均衡，農業(yè)人口多但產值少，表現(xiàn)為TL值偏高；服務業(yè)較制造業(yè)更為發(fā)達，工業(yè)偏弱；（2）第二象限具有高TL值、低TS值特點，屬于合理化水平低且高級化程度也低，黃河流域尚無產業(yè)結構 “雙滯后”的典型省份。陜西、青海、山西、內蒙古、寧夏等省份的產業(yè)結構合理化水平及高級化程度雖然不高，但仍處于相對均衡狀態(tài)； （3）第三象限具有低TL值、低TS值特點，屬于合理化水平高但高級化程度低，典型代表為河南省、山東省。該象限省份產業(yè)結構總體均衡，但制造業(yè)基礎較好，服務業(yè)增長速度相對較慢，經濟服務化水平偏低；（4）第四象限具有低TL值、高TS值特點，屬于合理化水平高且高級化程度高，典型地區(qū)為四川省。四川省各產業(yè)投入產出相對均衡，三產增長速度快于二產，在觀察期內呈現(xiàn)出U型變化，近年趨勢良好?？紤]到四川省大部分屬于長江流域，因此對于黃河流域其他省份而言更多地是借鑒意義。總體上，并沒有地區(qū)表現(xiàn)出典型的高TL值、低TS值特點，表明黃河流域各省份產業(yè)結構整體并沒有表現(xiàn)出嚴重失衡問題，但產業(yè)結構的兩個維度尚未達到很好的協(xié)調。

圖3 黃河流域產業(yè)結構水平分布

為驗證結果的準確性，進一步對相關結論進行穩(wěn)健性分析。本文的核心解釋變量是水資源的水效、水量和水質3個方面，參考相關文獻分別使用萬元產值用水量（單位：m3／萬元）、工業(yè)用水量（單位：萬噸）和人均氨氮排放量（單位：kg／人）予以代替［25］。在產業(yè)結構合理化的回歸結果中，各解釋變量的系數(shù)方向與回歸（2）相同，除水質、水量和專利授權數(shù)量表現(xiàn)出顯著性外，水量（系數(shù)為-0.0747，P-value為0.033）和人均GDP變量（彈性系數(shù)為-0.0058，P-value為0.020）也表現(xiàn)了顯著性，說明使用替代變量后，用水量和經濟發(fā)展水平都表現(xiàn)出對產業(yè)結構合理化的積極影響，這一點在回歸（5）和（7）的區(qū)域回歸中分別得到驗證。在產業(yè)結構高級化的回歸結果中，各解釋變量的系數(shù)方向與回歸（4）相同，除原有變量表現(xiàn)出顯著性外，人均GDP變量（彈性系數(shù)為0.0708，P-value為0.057）也表現(xiàn)出顯著性，表明在使用替代變量后，經濟水平也顯示出對產業(yè)結構高級化的正向影響，即經濟狀況改善有助于提升產業(yè)結構向服務化轉型?？傮w上，估計模型主要回歸結果及核心變量意義均保持不變，由此可認為該結論是穩(wěn)健的。

5 結 論

根據(jù)前文分析，得出主要研究結論如下：

（1）產業(yè)結構合理化與高級化的相關程度較低，各省產業(yè)結構合理化程度差別更加顯著。從合理化角度來看，四川省和山東省總體情況較好，而甘肅和內蒙古地區(qū)均衡程度相對較差；從高級化角度來看，各省均處于產業(yè)升級過程，其中四川、山西和甘肅地區(qū)總體水平較高，而河南省產業(yè)結構服務化趨勢更為明顯。

（2）從全流域的分析結果來看，水效和水質對產業(yè)結構合理化和高級化均有影響。提高用水效率，既有助于改善產業(yè)結構均衡性，也有利于促進產業(yè)結構服務化；降低人均用水量，節(jié)約和集約利用水資源同樣有助于實現(xiàn)上述目標。水質僅對產業(yè)結構高級化有負向影響，表明污染排放強度大的地區(qū)，往往是工業(yè)主導型產業(yè)結構，服務業(yè)所占比重相對較低。促進產業(yè)結構均衡、推動產業(yè)結構升級，是經濟周期變革的重要推動力量，也是實現(xiàn)流域高質量發(fā)展的本質要求，應當將水資源作為重要抓手，充分發(fā)揮水資源對產業(yè)結構的調整作用。在水資源的構成中，要重點把握用水效率這一突出影響因素，同時重視科技投入的正向影響作用，加大科技創(chuàng)新力度，實現(xiàn)水資源的集約節(jié)約利用，實現(xiàn)地區(qū)科技投入與用水效率提升的聯(lián)動。

（3）從分區(qū)域的分析結果來看，水效、水量和水質對產業(yè)結構合理化與高級化的影響均存在區(qū)域差異，且中上游敏感程度更強。對控制變量分析發(fā)現(xiàn)科技發(fā)展水平在各種情境下均有較強的顯著性，經濟發(fā)展水平的影響更多表現(xiàn)在中上游區(qū)域，而環(huán)境規(guī)制的影響并不明顯。促進區(qū)域產業(yè)平衡，應結合地區(qū)資源稟賦、產業(yè)定位和發(fā)展水平，因地制宜，分類施策。對于中下游地區(qū)而言，產業(yè)結構合理化水平高但高級化水平低，應當重點關注產業(yè)結構高級化的影響因素，在降低用水量、加強科技投入上下功夫。對于中上游地區(qū)則更應關注產業(yè)結構的合理化，重點提升用水效率，以科技創(chuàng)新為突破口，實現(xiàn)三產投入產出的均衡發(fā)展，尤其是耗水較多的農業(yè)產業(yè)，更應進入產業(yè)內部，針對不同產業(yè)類型，結合地方特色，避免 “一刀切”。同時應加強流域各地區(qū)協(xié)同機制，以水資源合理分配與使用為紐帶，以節(jié)水減排技術交流為示范，推動新技術、新方法在省域間合理的流動。