河南省水資源對產業結構調整影響的實證研究

蘇喜軍 李松華 桂黃寶 周培紅

摘要：為探明河南省水資源對產業結構調整的影響，基于1999-2015年河南省的相關數據，采用協整、向量誤差糾正估計、脈沖響應和方差分解等方法對其進行了實證檢驗，結果表明：河南省水資源對產業結構調整具有正向促進作用，但該作用相對有限且被動;河南省水資源與產業結構調整之間的短期動態調整機制相對較弱。

關鍵詞：水資源;產業結構調整;協整;誤差糾正估計;河南省

中圖分類號：TV213.9 文獻標志碼：A

水資源是經濟社會發展不可或缺的必要條件和物質保障，對經濟總量增長和社會長遠發展至關重要。此外，水資源還是支撐三大產業生產和發展的物質保障，對產業的空間布局產生影響，是產業結構從低端向高端演化的重要內在資源驅動力。因此，探討水資源利用對產業結構調整的影響具有重要意義。

前人對水資源利用與產業結構調整影響進行了大量研究，取得了豐富的成果，如王卉彤等[1]運用灰色關聯度分析法研究了產業結構調整對水資源利用的影響;凡炳文等[2]采用相關分析法和灰色系統理論，對甘肅省2000-2010年產業結構與產業用水系統進行了定量分析和比較;蔣桂芹等[3]從定性層面系統梳理了水資源與產業結構演進的互動關系，研究表明水資源支撐產業發展的同時又制約了產業發展，而產業結構演進又會帶動用水量、用水結構及用水效率的變化;呂文慧等[4]基于2005-2010年新疆產業用水數據，通過構建產業用水變化的全要素分解模型，測度各驅動效應帶來的產業用水量變化，研究發現產業結構和用水強度是改變產業用水趨勢的驅動力，產業結構良性調整和用水強度降低對產業用水的消耗起到較強的抑制作用;郭曉東等[5]以甘肅省河西地區為例，對節水型社會建設、節水措施及節水效果研究得出，產業結構調整和農業種植結構調整改善了用水結構，結構調整和技術要素是提高水資源利用效率和效益的關鍵因素;王燕華[6]基于2004-2011年北京市人口及水環境相關數據，分析人口變動、產業結構調整對北京市水資源利用的影響，得出產業結構調整使得北京市人均年用水量呈現連年下降的趨勢;孫艷芝等[7]采用灰色關聯分析方法研究了北京市2000-2012年工業、農業、生活、環境用水與產業結構、城市化率、經濟發展水平等的關聯程度，結果表明產業結構調整對水資源利用總量變化的影響最大;張兵兵等[8]對1998-2012年中國31個省（區、市）工業水資源利用與工業經濟增長、產業結構變化之間的關系進行研究，得出它們之間長期均衡且存在雙向因果關系的結論，工業經濟增長、產業結構變化對工業水資源利用具有促進作用。

現有文獻對水資源與產業結構關系的研究，多聚焦于產業結構調整對水資源持續利用的影響，且多采用關聯分析和相關分析等研究方法，使用計量模型的研究相對較少。鑒于此，筆者采用協整和格蘭杰因果檢驗方法對水資源利用和產業結構調整二者的長期關系進行探討，同時采用方差分解和脈沖響應函數、向量誤差糾正模型（VECM）分析二者之間的短期動態關系。

1 變量選取與平穩性檢驗

1.1 變量選取及處理

本文所有數據均來源于歷年《河南統計年鑒》和河南省水資源公報，指標體系設計選取工業用水量作為水資源（WR）的替代指標，河南省第二三產業增加值之和與第一產業增力口值之比作為產業結構（IS）的替代指標。實證中采用取自然對數的處理方法，降低數據每年增長帶來的影響，處理后分別以In WR和ln IS表示河南省水資源和產業結構，并采用Eviews6.0進行計算。

1.2 變量平穩性ADF檢驗（單位根檢驗）

為檢驗變量的平穩性，采用ADF檢驗方法對河南省水資源In WR和產業結構ln IS兩個序列進行了平穩性檢驗，結果見表1。

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

2 水資源對產業結構調整影響的實證研究

2.1 協整檢驗

采用E-G兩步法對.河南省產業結構ln IS和水資源ln WR之間的關系進行協整檢驗。E-G兩步法的協整檢驗步驟：第一步，對兩個變量進行最小二乘回歸分析，得到回歸方程和殘差序列;第二步，對殘差序列進行平穩性檢驗，如果殘差是平穩的，則說明協整關系存在。河南省產業結構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產業結構的影響;R²為判定系數。

式（1）等號右端的常數項-4.924 3和水資源ln WR的回歸系數1.697對應的變量顯著性t檢驗值分別為-6.393 0和8.5414，表明水資源對河南省產業結構具有顯著影響;判定系數R²為0.8295，說明回歸方程對樣本觀測值擬合良好。對殘差ε序列的平穩性檢驗結果見表2。

由表2可知，殘差ε序列的ADF檢驗值在5%的顯著性水平下接受不存在單位根的備選假設，從而是平穩過程。因此，序列ln IS和In WR之間存在著長期穩定的均衡關系。式（1）中水資源的回歸系數1.697表示水資源每增加1%，將導致河南省產業結構優化調整1.697%，即河南省水資源對產業結構的優化調整具有促進作用。

2.2 格蘭杰因果檢驗

為進一步探討河南省水資源與產業結構的關系，采用格蘭杰因果檢驗法對其進行分析，結果見表3。

從表3可以看出，河南省產業結構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系，說明河南省水資源對產業結構優化的促進作用是被動的。

2.3 VECM估計

采用向量誤差糾正模型（VECM）來考察河南省產業結構ln IS和水資源In WR之間的短期動態關系。ln IS和In WR之間的VECM表達式為式中：α₁，與α₂為誤差糾正系數，表示在變量偏離長期均衡狀態下，變量向均衡狀態調整的速度和方向;ecm_t-1為式（1）中殘差項的滯后值，表示河南省水資源In WR與產業結構ln IS的長期均衡關系;φ_1i、φ_2i為短期調整系數，反映短期狀態下解釋變量變動對被解釋變量的影響;c₁、c₂為常數項;ε_1t、ε_2t為回歸方程的殘差;m為變量的滯后階數。VECM估計結果見表4。

表4中，最優滯后階數按AIC原則確定為1，誤差糾正系數α₁的估計值為-0.1293，符合誤差糾正的理論意義，但不顯著，說明短期狀態下系統偏離長期均衡的動態機制較弱;誤差糾正系數α₂的估計值為0.4012，大于0，不符合誤差糾正的理論意義，即誤差糾正機制不存在，表明短期中系統對其長期均衡狀態的偏離態勢被進一步放大。

2.4 基于VAR模型的脈沖響應和方差分解分析

（1）脈沖響應分析。由于VAR建模要求變量是平穩序列，因此通過建立關于Δln WR和Δln IS的VAR（1）模型來分析河南省水資源對其產業結構的動態影響過程，即當水資源序列Δln WR發生一個標準誤差的正向沖擊時，河南省產業結構Δln IS對其的動態響應過程，見圖1。

由表5可知，在不考慮河南省產業結構對其自身波動的貢獻情況下，水資源對河南省產業結構變動的相對方差貢獻率較小（最大值為1.764879%），與上述脈沖響應的分析結論一致。相比較而言，對于水資源的波動，不考慮其自身的貢獻，河南省產業結構對水資源波動的貢獻率最大只有2.956735%。可以說，一定程度上河南省的水資源只是被動地來適應產業結構調整的需要，與上文格蘭杰因果檢驗結果“河南省產業結構調整是水資源的格蘭杰原因”相契合。

3 結語

由圖1可知，河南省產業結構Δln IS對水資源Δln WR沖擊響應呈遞增趨勢，于第2期達到最大，為1.262%，之后逐漸下降，2.6期之后為負值，在第3期達到最小，然后逐步回升，于第6期收斂于0。該脈沖響應表明水資源對河南省產業結構調整的正向影響不大，且不夠持久。

（2）預測誤差方差分解分析。將上述VAR（1）模型進行預測誤差方差分解，進一步考量水資源沖擊對河南省產業結構調整的貢獻度，結果見表5。

（1）河南省的水資源對其產業結構調整具有正效應。E-G兩步法的協整檢驗表明，河南省水資源與其產業結構調整之間存在長期穩定的均衡關系，即河南省水資源每增加1%，其產業結構將優化調整1.697%。基于VAR模型的脈沖響應分析也表明河南省產業結構調整對水資源沖擊具有正向響應。因此，從長期來說，水資源約束將對河南省的產業結構調整產生顯著影響，可以通過政策制定和實施調控水資源分配來促進河南省產業結構的進一步優化調整。

（2）河南省水資源對其產業結構調整的促進作用有限且被動。脈沖響應分析表明河南省產業結構對水資源沖擊響應的最大值為1%左右，預測誤差方差分解表明河南省水資源對其產業結構波動的相對方差貢獻率最大為1.764879%。格蘭杰因果檢驗說明產業結構與水資源之間存在單向的格蘭杰因果關系，從側面說明河南省水資源對產業結構調整的促進作用是被動的。因此，河南省水資源對產業結構的調整不是一蹴而就的，涉及用水意識、用水行為習慣、發展方式轉變等問題，需要建立水資源對產業結構調整的長效機制。

（3）河南省水資源與產業結構之間不存在短期動態調整機制。由VECM檢驗結果可知，產業結構方程誤差糾正系數估計值為負，且不顯著，說明短期狀態下系統偏離長期均衡的動態機制較弱;水資源方程糾正系數估計值為正值，即誤差糾正機制不存在，表明短期狀態下系統對均衡狀態的偏離程度被進一步放大。

參考文獻：

[1]王卉彤，王妙平.基于水耗視角的產業結構調整：以北京市海淀北部地區為例[J].城市發展研究，2011，18（3）：58-65.

[2]凡炳文，陳文.基于GST的甘肅省產業結構與用水系統分析[J].人民黃河，2012，34（5）：92-95.

[3]蔣桂芹，趙勇，于福亮.水資源與產業結構演進互動關系[J].水電能源科學，2013，31（4）：139-143.

[4]呂文慧，高志剛.新疆產業用水變化的驅動效應分解及時空分異[J].資源科學，2013，35（7）：1380-1387.

[5]郭曉東，陸大道，劉衛東，等.節水型社會建設背景下區域節水措施及其節水效果分析：以甘肅省河西地區為例[J].干旱區資源與環境，2013，27（7）：1-7.

[6]王燕華.北京市人口變動及產業結構調整對水資源利用的影響[J].中國水土保持科學，2014，12（3）：48-52.

[7]孫艷芝，魯春霞，謝高地，等.北京城市發展與水資源利用關系分析[J].資源科學，2015，37（6）：1124-1132.

[8]張兵兵，沈滿洪.工業用水與工業經濟增長、產業結構變化的關系[J].中國人口·資源與環境，2015，25（2）：9-14.