經濟增長、區域用水與空間溢出
——基于空間面板STIRPAT模型的實證檢驗

王 儒,季小梅,諸裕良

(河海大學港口海岸與近海工程學院，江蘇 南京 210098)

我國目前實施的供給側改革及大規模城鎮化戰略，為經濟高速發展注入新活力的同時，勢必會引發新一輪的水資源消耗，也必將進一步加深社會經濟發展與水資源、水環境承載力之間的矛盾[1]。目前，我國有超過2/3的城市面臨不同程度的缺水，其中嚴重缺水的城市有110多個，嚴重阻礙了我國城鎮化進程及區域可持續發展。如何在有限的水資源基礎上保障經濟社會的穩定發展，成為全社會關注的重大問題。

發達國家的經驗表明，當經濟社會發展及人口增長趨于穩定后，由于節水技術、工藝及節水意識和各項法律的加強和完善，社會經濟的進一步發展將不再以水資源大量消耗為前提，國家和區域用水將進入微/零增長時期[2]。這給了其他發展中國家一個積極的信號，即用水需求不會隨著經濟發展而持續增加，未來的經濟增長不一定以犧牲水資源消耗為代價。就我國而言，從1997年開始，總用水量下降并保持平穩趨勢，雖然偶爾略有上升，但是上升趨勢較為緩慢，用水增長率在不斷減小，從側面反映出我國通過提高水資源利用、控制人口增長等措施，實現用水量的零增長是完全可以實現的[3]。因此，有必要深入研究區域用水問題，弄清經濟增長與區域用水之間的關系，這不僅有助于緩解在經濟發展過程中由于水資源匱乏帶來的制約作用，而且可以為實現資源效益與經濟效益之間的權衡，順利推進新型工業化與城鎮化及水資源可持續利用提供決策依據。

水資源雖然是一種可再生資源，但是可供生存和生產的新鮮用水量在不斷下降[4]，同時人口數量增長、城市化進程加快引起的需水量卻在不斷上升，使得水資源供需呈現出非常明顯的不平衡狀態，而且二氧化碳排放量升高導致的氣候變暖更是進一步加劇了這種供需矛盾[5]。因此，國內外學者以節水為動機對用水量的影響因素進行了大量研究，雖然研究的尺度有所差異，如國外學者主要考察降水和氣候變化[6]、水價、家庭收入[7]、住宅類型[8]以及環保意識和受教育水平[9]等微觀因素，而國內學者則側重于經濟發展、產業調整、技術進步、人口增長[10-13]以及城鎮化和居民消費[14-15]等宏觀因素的探討，但是早期的研究結論都指向一個方向：經濟活動是用水的主要決定因素[16]，用水量與經濟發展存在著長期的正相關關系[17]。

然而隨著時間的推移和研究的深入，這一觀點受到了質疑，此后眾多研究和經驗顯示，地區用水呈現出一定的階段性特征，并不完全與經濟增長表現為簡單的線性或者正相關關系，環境庫茲涅茨曲線[18]的適時提出為進一步研究提供了可操作的方法和工具，并且在美國、瑞典和韓國等地區得到了驗證[19-21]。國內研究中，賈紹鳳等[22]首次引入庫茲涅茨曲線用以描述工業用水與經濟增長的演變規律，此后劉渝等[23]、劉紅梅等[24]、張陳俊等[25]和張兵兵等[26]學者在其基礎上分別檢驗了全國總用水、農業用水和工業用水與經濟增長的關系，發現兩者之間關系較為復雜，表現為“N”型、倒“N”型、倒“U”和“U”型等多種形態。

以往的研究雖然從多個尺度、多個層面分析了地區用水與經濟增長之間的關系，也為后續研究提供了一定的參考價值。但是，研究多是基于截面數據、時間序列或者是面板數據，沒有考慮空間溢出效應對各地區用水的影響作用，事實上，跨區域的水資源調配、水權分配以及區域經濟一體化的快速發展，必然會導致區域用水的聯動效應，此外，由于水資源自身特有的自然和社會經濟屬性，更加會表現出一定程度的空間依賴或空間相關特征。因此，筆者在考察地區用水與經濟增長關系的同時，把地理空間因素納入分析框架中，利用空間計量模型進行實證研究，并對空間溢出效應進行驗證和測算，以期為制定更為合理的水資源發展戰略提供政策啟示。

1 模型構建與數據說明

1.1 模型框架

借鑒STIRPAT模型[27]和EKC假說構建本文的基本理論框架，STIRPAT模型的面板數據形式為

(1)

式中：變量I為環境壓力；P為人口規模；A為富裕程度；T為技術水平；a為常數項；b、c和d分別表示人口、經濟和技術水平的彈性系數；i為地區；e為誤差項。模型兩邊取對數可得：

lnIit=a+blnPit+clnAit+dlnTit+eit

(2)

式中：P以總人口數來衡量，A以人均GDP來衡量，T以二次產業增加值比重和三次產業增加值比重兩個變量來衡量[28]。根據本文研究的問題，對式(2)進行擴展和變形：

lnQit=φ0+φ1lnηit+φ2lnyit+φ3(lnyit)2+φ4(lnyit)3+φ5lnτit+φ6lnβit+eit

(3)

式中：Q為總用水量；φ0為常數項；η為總人口數；y為人均GDP；τ、β分別為二次產業和三次產業增加值占總GDP比重；φ1～φ6為各變量對用水量的彈性系數；t為年份。加入人均GDP的立方項，是為了得到更為精確的估計結果，而且已經被證實是較為合理的[29]。

1.2 空間計量模型

為了考察地區用水的空間溢出效應，在式(3)的基礎上引入空間自相關因素建立空間面板數據模型：

空間滯后模型(Spatial Lag Model，SLM)：

φ3(lnyit)2+φ4(lnyit)3+φ5lnτit+

φ6lnβit+δi+μi+eit

(4)

空間誤差模型(Spatial Error Model，SEM)：

lnQit=φ0+φ1lnηit+φ2lnyit+φ3(lnyit)2+

φ4(lnyit)3+φ5lnτit+φ6lnβit+δi+

μi+eit

(5)

(6)

式中：λ、ρ分別為空間回歸系數和空間誤差系數；δi為空間特質效應；μi為時期特質效應；νit為服從正太分布的隨機誤差項；wij為空間權重矩陣w第i行第j列的元素。由于采用不同形式的空間權重矩陣并不會從本質上改變最終的回歸結果[30]，故本文中仍然采用傳統的0～1臨接矩陣作為空間權重矩陣的具體形式。

綜合考慮SLM和SEM兩模型的特點可得空間Dubin模型，具體形式如下：

(7)

式中：Xit為式(3)中右側所有解釋變量構成的向量；φ為這些解釋變量系數構成的向量?？臻g面板模型主要圍繞零假設H0:θ=0和H0:θ+λφ=0進行選擇，方法主要參考Wald檢驗和LR檢驗，若兩個零假設均被拒絕，則選擇空間Dubin模型，否則在空間滯后和空間誤差模型之間選擇。

1.3 數據來源與說明

基于數據的可獲得性，本文以我國30個省市區(西藏部分地區數據無法獲取，故未將其納入)為研究對象，時間跨度為1998—2015年。采用的指標包括總用水量(億m3)、國內生產總值(萬元)、總人口數(萬人)、二次產業增加值(萬元)、三次產業增加值(萬元)。為了消除價格因素的影響，以上涉及的經濟數據均按照價格指數轉換為1997年不變價格。其中用水量數據來源于《新中國60年統計資料匯編》《中國水資源公報》(1998—2015)和《中國統計年鑒》(1999—2016)；總人口數、國內生產總值、二次產業增加值比重和三次產業增加值的數據主要來源于《新中國60年統計資料匯編》和《中國統計年鑒》(1999—2016)。對于部分缺失的數據按照各省、市、自治區的統計年鑒進行增補。

表1 空間自相關檢驗

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著,下同

表2 全國層面的估計結果

表3 全國層面的檢驗結果

2 實證分析

2.1 空間模型選擇

在進行空間計量分析之前，需要通過空間自相關檢驗來選擇合適的空間面板模型，如表1所示。可以看出，Moran’s I值為9.85，且在1%的水平下顯著，說明全國用水量存在空間自相關性。LM檢驗的統計量也均在1%的水平下顯著，可以判定采用包含空間要素的面板模型是更優的選擇。而且根據下文假設檢驗中的Wald檢驗和LR檢驗均拒絕了H0:θ=0和H0:θ+λφ=0的原假設，說明空間滯后與空間誤差兩種效應同時存在，空間杜賓模型能簡化為空間誤差和空間滯后模型。同時，Hausman檢驗結果在1%的水平下顯著，拒絕了面板模型是隨機效應模型的原假設，因此本文最終采用雙固定的空間Dubin模型對結果進行分析。

2.2 結果分析

2.2.1全國層面分析

由前文的分析可知，空間Dubin模型是最適合測算用水量EKC的空間計量經濟學模型，表2、表3給出了全國層面用水量的空間Dubin模型估計結果和檢驗項結果。

空間Dubin模型同時包含因變量和自變量的空間滯后性，能更好更全面地反映空間效應對回歸結果的影響。可以看出，表2中空間滯后項ρ的系數為0.235，且在1%的水平下顯著，說明我國用水量與經濟增長之間存在顯著的空間依賴特征，且表現為一種空間趨同效應，臨近地區的用水需求增長會刺激本地區的用水需求也相應上升，即相鄰地區用水量增長1%，會導致本地區用水量也上升0.235%，用水需求存在空間聚集現象。由于水資源特有的自然屬性和社會經濟屬性，無論是自然界中河水的流淌，或者是區域間的產品貿易，均會發生水要素交換，一個地區的用水需求必定會受到相鄰地區的影響，而且由于我國長期以來實施的“塊狀”區域發展戰略，區域間存在的示范效應和模仿效應也會進一步加深用水需求的空間相關性，各自為政的治理模式難以從根本上解決我國目前的缺水問題。因變量中只有人均GDP及其的冪與w的乘機項的系數是顯著的，說明臨近地區經濟發展的外溢效應會顯著影響本地區的用水需求。

由于表2中變量的系數不能直接反映出變量之間的邊際變化關系[31]，因此為了準確測算出空間效應下的EKC曲線拐點，需進一步計算解釋變量在空間Dubin模型中的直接效應、間接效應及兩者加總的總效應，以此來全面反映解釋變量與因變量之間的相互關系，如表4所示。可以發現，盡管直接效應反映了本地區用水需求的EKC變化特征，但是由于同時考慮了臨近地區的影響，以及本地區到臨近地區最后再返回本地區的反饋效應，使得lny、(lny)2和(lny)3直接效應的系數與表2中空間Dubin模型中的系數并不相同。此外，經過與普通面板回歸結果對比可以看出，普通面板回歸下用水量與經濟增長之間雖然呈現出“N”型的曲線關系，但是并沒有出現EKC拐點，而表5的結果則顯示用水量與經濟增長之間不僅呈現為顯著的倒“N”型曲線關系，且存在兩個EKC拐點，說明遺漏了空間效應會影響最終回歸結果的判斷，從而可能忽略用水量增長過程中的階段性變化特征。鑒于間接效應不顯著，因此采用直接效應和總效應的平均值，分別為7 358.79元和60 668.53元，對應用水量峰值時的人均GDP，即當人均GDP小于7 358.79元時，用水量隨著經濟增長而減少；當人均GDP位于7 358.79～60 668.53元間時，用水量隨著經濟增長而增加；當人均GDP超過60 668.53元，用水量又會出現下降。將各省份2015年人均GDP與拐點值進行比較可以發現，目前只有天津、上海、江蘇、浙江、福建、山東和廣東7個東部省份位于第二個拐點右側，處于倒“N”型曲線的二次下降階段，剩下的省份大都處于曲線的上升階段，而且部分省份人均GDP僅為20 000元左右，不足第二個拐點值的1/3，這些省份跨過第二個拐點進入曲線二次下降階段具有很大的壓力，將在較長一段時期內面臨嚴峻的水資源供需矛盾。

表4 全國層面的空間溢出效應回歸結果

表5 全國層面的空間溢出效應計算結果

同時由表5中的兩個拐點值可以看出，倒“N”型曲線的變化并不規律，人均GDP將較為迅速的跨越第一個拐點，用水量處于第一階段的下降狀態不會持續很長時間，而隨著經濟增長速度的變緩以及兩個拐點之間表現出的差距可以判斷，用水量處于上升階段的耗時要遠遠大于第一階段的耗時，故如何降低第二個拐點值，從而縮短用水量上升階段的耗時是一個值得探討的問題。

2.2.2區域間比較分析

需要注意的是，全國層面的回歸結果只能反映全國人均GDP的平均水平，并不是某一具體省份或某一特定區域達到用水量拐點時的人均GDP水平，由于我國東、中、西三大區域間發展的差異較大，為了進一步弄清不同區域用水量拐點處的人均GDP水平，本文將整體樣本按照東、中、西三大區域劃分為3個子樣本，對東、中、西三大區域間用水量與經濟增長的EKC曲線關系進行比較分析，為了節省篇幅，僅列出了直接效應、間接效應及總效應的空間Dubin模型最終回歸結果，以及相應的檢驗結果，如表6、表7所示。

根據表6中各變量系數的顯著性，采用間接效應和總效應作為分析東部用水量與經濟增長關系的依據，采用直接效應分析中部地區，采用直接效應和總效應分析西部地區。由此可知，東部地區用水量與經濟增長之間呈現為倒“N”型曲線關系，而中西部呈現為“N”型曲線關系。值得注意的是，雖然變量系數均通過顯著性檢驗，但是東部和中部模型并沒有實數解，即EKC曲線不存在拐點，根據回歸結果的實際情況，可以近似地認為東部地區用水量與經濟增長之間滿足單調遞減關系，而中部地區用水量與經濟增長之間滿足單調遞增關系，這與當前我國各區域間發展特征及用水需求現狀較為相符。

東部地區大都位于我國沿海地帶，經濟較為發達，長期以來對于教育和科研的投入，極大地提升了水資源利用效率，而且產業結構調整也已接近完成階段，高耗水的農業產值比重不斷降低，同時各項水資源管理條例以及科學水價的實施，使得東部地區用水需求出現明顯的下降。中部地區目前處于工業化和城鎮化快速發展階段，主動承接了東部地區轉移的大量產業，同時城鎮化導致的人口集聚也在一定程度上推動了用水需求的增長。

表6 各區域空間Dubin模型回歸結果

表7 各區域空間Dubin模型檢驗結果

注：括號外的數值為統計量數值，括號內數值為p值

表8 各區域空間Dubin模型計算結果

根據西部的計算結果，采用直接效應和總效應的平均值，來測算用水需求峰值對應的人均GDP，分別為521.52元和35 225.87元，當人均GDP小于521.52元時，用水量隨著經濟發展而不斷增加；當人均GDP位于521.52～35 225.87元時，用水量隨著經濟發展而減少；當人均GDP超過35 225.87元時，用水量又將隨著經濟發展出現新一輪的增長。結合西部各省份2015年人均GDP可以發現，除內蒙古外，其余省份用水量均位于“N”型曲線的下降階段，目前西部地區用水需求與經濟發展實現了“雙贏”，這可能與我國當前實施的宏觀戰略有關。為了緩解區域發展的差距，我國實施了如“西部大開發”和“振興老工業基地”等戰略，使得西部地區發展加速，人才、技術和資金的涌入帶動了地區產業結構升級和技術創新，尤其是對于農業比重較高的西部地區來說，極大地釋放了西部地區的節水潛力。此外，為了緩解水污染、水短缺和水生態惡化等問題，政府管制可能也是導致西部地區用水量下降的原因之一。然而這并不意味著西部地區經濟發展已處于最優階段，由上文可知，西部省份全都處于全國倒“N”型曲線的上升階段，西部地區的回歸結果只能說明短期內用水需求會出現下降，但是結合全國層面的回歸結果以及地區實際發展情況可知，西部地區用水需求將在較長一段時期內隨著經濟社會發展而不斷增長，經濟發展與用水需求增長的“兩難”困境將會長期存在。

2.2.3擴展分析

雖然全國和各區域用水量與經濟增長之間均表現出了EKC曲線特征，但是東部和中部地區并不存在拐點，即無法成功地擬合出東部和中部地區EKC曲線的情況，說明用水需求與經濟增長之間的關系是異常復雜的。用水需求與經濟增長之間確實存在直接或間接的關系，但根據其他解釋變量的不同，圖形并不完全符合EKC曲線特征，環境庫茲涅茨曲線只是一種可能而不是一種必然[32]。因此，并不能因為部分省份或個別地區用水量出現負增長而樂觀地認為當前我國用水量已經處于EKC曲線的下降階段，我國的社會經濟發展依然面臨著較為嚴峻的水資源供需壓力。此外，模型測算出的結果與現實情況并不完全相符，以全國層面的回歸結果為例，天津市2015年人均GDP越過第二個拐點，用水量應該處于二次下降階段，但是天津市2015年用水量卻增長了1.5億m3，說明實際上拐點并非自然而然地出現，需要采取適當的政府調整及激勵措施，因此分析導致用水需求下降的原因并采取相應的措施具有十分重要的現實意義。

3 結論與建議

本文選取1998—2015年全國30個省市區的面板數據，借助空間Dubin模型，分別從全國層面和東、中、西三大區域層面對用水量與經濟增長的關系進行了實證檢驗，得出如下主要結論：

a. 用水量與經濟增長之間存在較強的空間趨同特征，不僅臨近地區的用水需求會顯著提升本地區的用水需求，而且臨近地區的經濟發展也會產生空間溢出效應從而顯著影響本地區的用水需求，使得用水需求的空間聚集現象愈加顯著。

b. 全國用水與經濟增長之間的關系呈現為倒“N”型，兩個拐點分別為7 358.79元和60 668.53元，除了東部少數省份外，大多數省份處于曲線的上升階段，用水量將在未來一段時間內繼續增加。

c. 東部和中部地區用水與經濟增長的關系曲線分別呈現為倒“N”型和“N”型，雖然變量的系數均通過了顯著性檢驗，但是沒有實數解，拐點不存在，可近似地認為東部和中部地區用水與經濟增長分別滿足單調遞減和遞增的關系。西部地區用水與經濟增長滿足倒“N”型曲線關系，兩個拐點分別為521.52元和35 225.87元。

協調經濟發展中的水資源供需矛盾，是實現經濟、人口與資源環境可持續發展的前提，筆者從空間經濟學的視角為節水政策的制定提出如下建議：

a. 用水需求存在顯著的空間差異性，且空間溢出效應也會影響地區的用水需求，因此在制定水資源戰略規劃時，需要避免以往各自為陣、分散多頭的管理模式，建立跨區域的用水需求合作機制，重視區域水資源的協調發展，避免耗水過高的產業和行業過于集中在某一區域，適當分散用水需求的壓力，同時要充分考慮地區水資源稟賦、經濟發展、居民收入及人口密度等的差異性，促進水資源戰略規劃與區域經濟社會發展戰略相互補充、相互協調。

b. 制定水資源相關的政策時需要充分考慮地區存在的差異性，綜合考慮地區的經濟發展情況與水資源現狀，適時強化對中西部欠發達地區的政策支持，幫助其實現跨越式發展，盡早跨越拐點進入EKC曲線的下降階段。

c. 水資源具有典型的準公共物品和準市場特征，需要依托市場與新政的兩手發力，因地制宜實施水權交易包括跨區域水權交易制度，以提高水資源的持續有效利用與管理和各地區經濟、人口與資源環境的可持續穩定發展。

d. 要實行“硬技術”和“軟技術”創新相結合的用水效率提升手段，“硬技術”如水循環利用、污水處理以及節水設備更新等，“軟技術”如節水工藝改進、水資源管理模式改善以及水權交易制度實施等。此外，推動產業結構調整升級、強化公眾節水意識、引導居民消費方式的合理轉變以及適當提升水價均是行之有效的節水措施。