長江經濟帶經濟增長進程中的水資源阻尼效應研究

沈曉梅 ＊，夏語欣，姜明棟，許靜茹，鄭紹萱

（1.鹽城工學院，江蘇鹽城 224051；2.河海大學企業管理學院，江蘇常州 213022；3.北京大學環境科學與工程學院，北京 100871；4.天津大學管理與經濟學部，天津 300072）

引言

長江經濟帶是覆蓋中國東、中、西部11 個省份的高密度經濟區，被喻為“中國經濟脊梁”，其2016 年生產總值達33.72 萬億元，占全國比重近50%，且增速在全國平均水平之上，顯示出長江經濟帶的巨大發展潛力。然而，隨著經濟的迅猛發展，各類資源快速消耗對區域經濟增長帶來的約束效應也日益凸顯，成為提升經濟增長質量過程中的重要問題[1]。資源約束與社會經濟發展間制約與促進關系并存，因此，實現資源和經濟的協調發展、減弱資源對經濟增長的約束力是推動可持續發展的重點所在[2]。經濟發展過程必然脫離不了水資源投入，而水資源的稀缺性限制了其可消耗程度，因此持續且過度地消耗水資源必將深刻影響經濟發展的動力[3]。然而，部分學者研究發現，水資源對經濟社會發展的影響呈現為阻礙與促進的動態交替過程[4]。由此可見，經濟社會能否可持續發展與水資源要素密切相關，如何針對性地做出科學決策來實現水資源與經濟的協調發展是長江經濟帶城市群所共同面臨的問題。長江經濟帶經濟增長正處于由“高速”向“高質量”發展的重要關口，“共抓大保護，不搞大開發”的經濟發展導向已成為共識。同時，長江經濟帶各省市間經濟發展水平存在顯著差異，水資源供給與利用必將受其影響。解決水資源的最優配置問題、推動區域經濟協同發展將為長江經濟帶平衡充分發展提供動力。因此，量化水資源消耗與經濟增長的關系將有助于探索在水資源“大保護”約束下實現經濟—社會—生態的可持續發展路徑，對長江經濟帶各省份的經濟發展具有重要的現實意義。

1 文獻綜述

理論界最早探討資源環境和經濟增長之間關系的研究主要運用到的工具為環境庫茲涅茨曲線（EKC）。國外學者中，Grossman 和Krueger 最早用其分析經濟增長與環境狀況的聯系[5,6]，Alper 則據此推導出污染與收入之間的“倒U曲線”關系[7]。由于國內資源環境問題的日益凸顯，一些學者開始嘗試使用EKC 來反映我國經濟增長與資源環境之間的關系，如鄭易生等利用其討論了實現環境保護質量與經濟增長的正相關關系的有效途徑[8]。隨著水資源問題的凸顯，越來越多的學者開始針對水資源消耗進行研究，其與經濟增長的關系亦為研究熱點。

國內外學者主要從三個方面對水資源消耗與經濟增長間的關系進行研究：

其一是對水資源消耗與經濟增長脫鉤或耦合等相關關系的研究。目前經濟合作與發展組織（Org-anization for Economic Co-operation and Development,簡稱OECD）所解釋的“脫鉤”概念應用最為廣泛，其認為脫鉤是用于量化資源環境與經濟增長的協調關系的方法[9]；而如何促進經濟增長與水資源消耗達到脫鉤，進而實現區域全面協調可持續發展是新時代我國經濟社會發展進程中不可避免的重要問題[10]。國內外學者在研究這一方面問題時運用較為廣泛的方法是Tapio 脫鉤模型[11]及耦合協調度模型[12]。從研究方法來看，Khalid 結合生產函數量化經濟增長與資源消耗間的相關關系及程度[13]；吳丹圍繞中國經濟發展與水資源利用的脫鉤關系，建立了時態分析模型對二者的脫鉤態勢進行實證檢驗[14]；劉惠敏則利用脫鉤指數分析了1979—2014年中國東部地區10 個省份的脫鉤變化趨勢[15]。而耦合概念主要用于衡量兩個或以上要素之間相互作用的現象[16]，耦合協調度是為了測量系統或要素在發展過程中同步共進的程度，隨后被引入資源經濟學領域用來反映經濟社會與資源環境間的協同關系[17]。馬力陽等構建系統耦合協調模型對水資源利用系統與鄉村發展進行耦合度測算[18]，喻笑勇等構建了水資源與經濟社會發展程度評價指標體系[19]，二者均利用耦合協調度模型研究各因素間協調發展關系，體現出該方法具有較強的實用性。

其二是研究經濟發展對水資源消耗的影響。Pearce 等認為隨著城市的發展，城市水生態環境逐步惡化，并據此提出了一系列促進二者協調發展的策略[20]。國內外學者中，Stoevener 運用投入產出模型進行水資源利用的效益成本分析[21]，王成金等設計TOPSIS 模型和DEA-SBM 模型，主要研究資源投入—經濟效益—污染排放三者的關系[22]，馬海良等以城鎮化進程為視角，運用格蘭杰檢驗方法探討中國水資源利用效率與用水結構受城鎮化水平的影響程度[23]。

其三是水資源消耗對經濟增長的約束作用。目前國內外對于量化水資源影響經濟增長程度的研究尚少，且覆蓋范圍較為狹窄。國外學者中，Brown 認為中國經濟發展在受到水資源約束的情況下也將影響世界糧食安全[24]；Badeeb及Bruvoll 主要運用動態CGE 模型，量化環境約束的影響[25,26]。萬永坤等利用改進后的大衛·羅默生產函數，用勞動效率變化反映要素替代彈性，構建阻尼模型，量化了資源約束對北京經濟增長影響程度[27]。

綜上可以看出，目前在水資源與經濟增長方面的研究大多集中在前兩方面。在資源消耗對經濟增長約束作用方面，雖有一些學者開始嘗試利用新的模型和方法進行量化測算，但已有研究主要針對土地資源以及化石能源消耗的約束作用，鮮有針對水資源的研究。基于此，本文立足于長江經濟帶水資源約束問題，綜合考慮水資源消耗總量及水資源消耗結構，利用Romer 增長阻尼模型和改進的生產函數量化分析長江經濟帶水資源消耗對經濟增長的影響及影響程度，以獲悉水資源消耗和經濟增長間的內在聯系，以此為長江經濟帶實現水資源“大保護”約束下的經濟發展提出針對性的政策建議。

2 研究方法

2.1 水資源增長阻尼模型構建

“阻尼”由學者Nordhaus 引入經濟學領域，將自然資源與索洛增長模型結合，建立了存在資源約束和不存在資源約束的經濟模型，用以描述資源消耗對經濟增長的約束作用[28]。新增長理論認為，水資源對經濟增長約束作用的實現路徑是由水資源不足或者水資源過度利用等情況導致人均水資源利用率受到限制，從而出現經濟增長速度和產業轉型速度低于沒有水資源約束時的情況，而其速度降低程度即為增長阻尼或增長尾效[29]。本文引用美國經濟學家Romer 于2001 年提出的環境約束下的經濟增長模型，在生產函數中加入水資源要素。當存在水資源約束的限制時，W(t1)=nW(t)，即指水資源隨著勞動力的增長而同比增長。上式中，n為勞動力增長率，W(t)、W(t1)分別指第t年和第t1年的水資源投入量。以上述假設改變原模型假設中水資源長期不變的情況，構建出水資源對經濟增長的阻尼模型：

式中，Y(t)為第t年的產出；K(t)、W(t)、A(t)及L(t)分別為第t年的資本投入、水資源投入、技術進步及勞動投入。α為資本產出彈性；β為水資源產出彈性，且α、β＞0，α+β＜1。對（1）式兩邊取對數可得式（2）：

變量的對數對時間的導數為該變量的增長率，因此對式（2）左右求導，同時視經濟增長處于平衡路徑上時的產出增長率等于資本增長率。計算水資源約束存在與不存在時的單位勞動力產出增長率分別如式（3）、式（4）所示：

式中，gW(t)、gA(t)、gL(t)分別表示相應要素的增長率。根據增長阻尼定義可知，單位勞動力產出增長率在水資源受約束與不受約束兩種情況下的差值為水資源約束產生的阻礙效應大小，即上述公式（3）-公式（4）。在平衡增長路徑下，令，可得水資源增長阻尼系數測算公式為：

式中，Z即為水資源約束而產生的增長阻尼；w為水資源投入增長率。由公式推導結果可知，水資源增長阻尼與資本產出彈性、水資源產出彈性和勞動生產率正相關，而與水資源投入增長率負相關。此外，對于勞動力增長率n和水資源投入增長率w的計算，借鑒米國芳[30]等的方法，計算公式如式（6）、式（7）所示：

式中，Y0為基期該變量的值；Yt為末期該變量的數值；t-1 為增長期。

2.2 數據來源與說明

論文所需數據包括長江經濟帶2000—2016 年11 個省市的相關指標，以及資本投入、勞動力投入以及三次產業的經濟產出和水資源消耗情況，具體指標選取和數據來源如下：

長江經濟帶總產出指標（Y）采用國內生產總值（GDP）表示。數據均來自2001—2017 年《中國統計年鑒》，并調整至以2000 年作為基期，從而消除價格因素對數據造成的影響。

資本投入指標（L）用固定資產投資存量表示。由于本文采用的改進的C-D 生產函數中資本使用量應當使用資本存量衡量，而相關統計年鑒公布的資本投入數據均屬于流量而非存量。鑒于此，本文采用永續盤存法估算資本存量，方法如式（9）所示：

式中，K(t)、K(t-1)分別為t期及t-1 期期末資本存量；I(t)為t期投資額；δ為折舊率。數據來源于《中國統計年鑒》及各省市統計年鑒，并以2000 年為基期進行了調整。

勞動投入指標（L）及水資源投入指標（W）分別采用各地區全社會就業人口數和總用水量表示，數據來源于《中國統計年鑒》及各省市統計年鑒、水資源公報。對于勞動投入指標，統計年鑒中的數據多為年底就業人數，無法完全代替一年的均值。因此，本文參考熊立春等的做法，取各年就業人口數的中間值[31]，可減少采取年底數時帶來的誤差。具體方法如式（10）所示：

式中，L(t) 為第t年勞動投入量。分別為上年及該年年末各地區全社會就業人口數。

3 阻尼效應分析

3.1 整體回歸分析

本文首先對資本產出彈性α以及水資源產出彈性β進行測算，從而計算水資源增長阻尼。對模型整體進行最小二乘估計后的結果如式（11）所示：

即α=0.689，β=0.193，R2=0.996，DW=0.345。計 算 發現，模型DW 值0.345 遠小于2.000，可能存在多重共線性。對模型進行多重共線性檢驗后的輸出結果如表1 所示，可見水資源投入的變異系數值高于10%的顯著性水平。此情況說明所選指標之間存在著多重共線性，最小二乘估計不適用。因此，本文采取嶺回歸分析法作回歸測算。嶺回歸是一種犧牲回歸的部分無偏性而達到有效減少均方誤差目的的估計方法，有助于得到精度更高且更為穩定的模型，緩解方程的多重共線性[32]。

表1 多重共線性檢驗結果

本文利用省際面板數據使用嶺回歸法對數據進行回歸處理后的結果如表2 所示，可見各系數均通過顯著性檢驗。模型擬合優度為98.1%，F檢驗值為280.368，在5%的顯著性水平下顯著，回歸結果可靠[33]。此外，資本產出彈性系數為0.452，水資源產出彈性系數為0.232，從而計算得出長江經濟帶2000—2016年平均水資源增長阻尼系數約為0.15%（表3）。該數據表明長江經濟帶的經濟增長速度由于水資源的約束作用使得經濟增速比沒有水資源約束的情形降低了0.15%。

表2 嶺回歸結果

表3 2000—2016年長江經濟帶年均水資源增長阻尼

3.2 時間序列演變

根據研究期內長江經濟帶11 個省份各指標的數據，得出2001—2016 年的勞動力增長率及水資源增長率，并以此計算各年度水資源增長阻尼系數（表4）。從表4 反映的水資源增長阻尼系數逐年變化情況來看，2003 年之前，長江經濟帶經濟增長受水資源約束是顯著的；在2004 年經歷了一次跌落后基本穩定在-1 至1 之間，處于中間水平。這種現象與勞動力增長率和水資源投入增長率的協調性有關：2005—2013 年長江經濟帶11 個省份的平均勞動力增長率是全研究期的5.75 倍，水資源投入增長率則是全研究期的7.62 倍；而2001—2004 年及2014—2016 年的阻尼數值波動較大，其中2001 年、2014 年的增長阻尼數值處于峰值。

表4 2001—2016年各年水資源增長阻尼系數變化情況

將研究期等分為前期（2001—2008年）和后期（2009—2016年）兩階段，測算各階段的水資源增長阻尼系數分別為0.125%和0.034%。由表5 可以發現，從前期到后期資本產出彈性明顯降低，勞動力增長率和水資源投入增長率的差值有所減少，水資源產出彈性也下降了較大幅度，進而導致了水資源增長阻尼顯著降低。由此可見，在研究期內長江經濟帶經濟增長受水資源的約束效用減弱主要是由勞動力增長與水資源投入的協調度改善所貢獻的，而在如何降低資本產出彈性、發展集約型經濟方面仍有進一步發展的空間。

表5 2001—2008年、2009—2016年水資源增長阻尼

為進一步反映水資源約束對經濟增長的影響，將2000—2016 年水資源增長阻尼系數的變化與經濟增長率的變化進行比較（圖1）。從圖1 來看，水資源增長阻尼系數于2005—2012 年最為穩定，基本上與經濟增長呈反向變化，從總體來看水資源對經濟增長的約束作用程度經歷了較為明顯的強弱變化。研究期內，在2009—2010 年、2012—2013 年、2014—2016 年三個時間段期間經濟增長率與水資源增長阻尼系數呈現正向變化的情況。究其原因發現，2009—2010 年國家經濟形勢明顯好轉，尤其金融經濟取得高速發展，逐步觸底復蘇，此階段水資源對經濟的約束作用不明顯。2010 年開始，經濟增長率降低、驅動力不足導致水資源阻尼出現明顯波動，在2012 年及2014 年呈現小的峰值。而后水資源約束在促進開發“長江黃金水道”、2014年“長江經濟帶戰略”等政府多項政策的支持下有所緩解，因此出現了經濟增長率與水資源阻尼同步變化的情況。其余時間段水資源對經濟增長均顯示出阻礙作用。值得注意的是，2004 年水資源增長阻尼系數出現了較大幅度的下降，經濟增長受水資源約束有所減弱。而2002 年通過的《中華人民共和國水法》，對國家治水方針進行了修訂。因此可以認為，在積極的政策導向下，水環境改善成效于2004 年有了顯著體現。同時，從經濟增長層面來看，2004 年之前我國為緩解通貨緊縮對經濟發展的不利影響，長期放松貨幣政策與財政政策，使得國民經濟取得較快發展。因此，經濟增長率保持上升態勢，至2004 年達到峰值，從而出現了低阻尼情況。2004 年之后的水資源阻尼系數波動減緩，且在2014 年后經濟增速有明顯回升，同時水資源阻尼呈下降趨勢。究其原因不難發現，2014 年底開始，《水污染防治行動計劃》的實施被提上日程，其影響范圍逐步擴大。在該政策的指導下，各地對污染物排放的控制力度不斷增強，因此水資源利用效率得到顯著提高，水資源在各區域、各產業間的配置趨向合理。綜上可見，長江經濟帶水資源對經濟增長的影響呈現阻礙和促進交替作用的動態過程。從總體來看，在研究期內長江經濟帶水資源增長阻尼系數有降低的趨勢，顯示了長江經濟帶建設的成效以及水資源對經濟發展約束力逐步減弱的良好前景。

圖1 2001—2016年經濟增長與水資源增長阻尼系數對比

3.3 空間特征探討

2001—2016 年長江經濟帶省際水資源增長阻尼系數以及其他各要素的彈性系數結果如表6 所示。不難發現，在研究期內長江經濟帶11 個省份中有7 個省（市）存在明顯的水資源增長阻尼，按阻尼大小排序如下：浙江（0.679%）、上海（0.402%）、江西（0.397%）、湖北（0.326%）、云南（0.126%）、湖南（0.108%）和江蘇（0.075%）；其中4 個省份水資源增長阻尼系數超過了0.150%。

表6 2001—2016年分省市水資源增長阻尼系數

其中江蘇的水資源產出彈性為負值，出現這種現象的原因之一是江蘇經濟較為發達，出現用水量隨經濟增長而降低的趨勢。對于水資源增長阻尼最高的浙江省來說，勞動力增長率（2.084%）顯著高于水資源增長率（-0.717%）是造成其增長阻尼過高的主要原因。此外，產出彈性對各省份的阻尼系數亦產生了影響。具有代表性的省市為湖南、湖北，兩個省份的資本產出彈性（0.666、0.603）明顯高于大多數省市，以至于其增長阻尼受勞動力增長率與水資源增長率的影響不顯著，但是其增長阻尼依舊較高。而反觀資本產出彈性最高的貴州（0.827），其勞動力增長率（0.142%）顯著低于水資源增長率（3.578%），使得其增長阻尼系數最小，經濟增長幾乎不受水資源約束。在水資源增長阻尼系數為負數的四個省市中，重慶和安徽的情況與貴州類似，勞動力增長率顯著低于水資源增長率。作為傳統農業大省，兩省近年來也在不斷推進實施工業強省戰略，努力向新型工業化發展，而在轉型過程中水資源用量也隨之增長。因此，雖然“十二五”期間綠色發展和新型城鎮化成果顯著，導致2010 年之后用水量呈縮減趨勢，但較基期相比，2016 年的用水量增幅較大；此外，長江經濟帶各省份資本產出彈性均明顯大于水資源產出彈性，其中江蘇省的水資源產出彈性甚至為負值。由此表明長江經濟帶的經濟發展對資本和技術的依賴性有所提升。

4 結論與建議

4.1 研究結論

本文基于改進的C-D 生產函數并結合Romer 阻尼模型，利用2000—2016 年長江經濟帶各省市生產總值、資本存量、從業人數和水資源投入量等數據，對長江經濟帶水資源增長阻尼進行了時間和空間兩個層面的探討，研究得出結論如下：

（1）2000—2016 年，長江經濟帶經濟增長受水資源約束作用顯著。在受到水資源約束的情況下，經濟增長速度比不受約束時降低了0.15%。從水資源阻尼形成原因來看，較高的資本彈性系數及勞動力增長率與水資源增長投入增長率間的過大差距是水資源對經濟增長的約束效用為正的主要原因。

（2）從水資源增長阻尼變化的時間差異來看，研究期內水資源對長江經濟帶經濟增長的影響呈現約束和促進作用交替進行的動態過程，以約束作用為主；2003 年之前水資源對長江經濟帶經濟增長的約束作用較高，峰值達到2.139%，而之后水資源對經濟增長的約束作用顯著降低，基本穩定在0 附近，僅有微弱波動。此外，研究期前半段的水資源增長阻尼值為0.125%，后半段降至0.034%。此結果表明，長江經濟帶經濟增長受水資源的約束作用依舊是正向的，但從整體來看有減弱的趨勢，主要原因是水資源產出彈性系數降低和勞動力增長與水資源投入協調度的明顯改善。因此，促進水資源的高效利用以降低經濟增長對水資源的依賴程度并促進勞動力投入與水資源投入的協調性是減弱約束效應的有效措施。

圖2 各省市從業人口增長率與總用水量增長率對比

（3）從水資源增長阻尼分布的空間差異來看，各省份經濟增長受水資源約束的程度及影響因素存在顯著不同。安徽、重慶、四川及貴州水資源阻尼為負，經濟增長受到水資源的促進作用。其他7 個省份的水資源阻尼為正，經濟增長受到水資源的約束作用。就原因而言，浙江、上海、江西和云南4 個省份由于勞動力增長率與水資源增長率不協調使得水資源約束顯著；湖北和湖南兩省的資本產出彈性過大、江西省的水資源產出彈性為負數使得水資源阻尼系數較大，反映經濟增長受水資源約束程度高。因此，水資源對長江經濟帶經濟增長的約束作用在作用程度和形成原因上均具有顯著空間差異，實現長江經濟帶各省份間的協調發展依然有較大空間。勞動力增長率與水資源增長率的協調性有待提高，而對資本投入的依賴性亟須進一步減弱。

4.2 政策建議

為了響應政府在長江經濟帶發展問題上堅持的“生態優先”“共抓大保護”原則，促進經濟持續健康發展及水環境改善，本文結合研究結論和“長江大保護”的實現條件提出以下針對性建議，以期促進區域間、省（區、市）間在降低水資源約束、促進經濟高效增長方面的協同發展。

（1）提升水資源利用效率，降低水資源產出彈性。首先，發展新型作業技術和節水技術，完善各地區農田灌溉及排水系統，從技術和硬件設施方面入手推動水資源利用效率的提升。其次，當前我國缺水問題由水量性缺水和水質性缺水共同構成，在關注水資源使用量約束的同時，水質性缺水問題的緩解亦會減弱水資源的供需矛盾。各省份應加強對農工業用水污染情況的監督及生活污水的治理。

（2）優化勞動力結構，提高就業人員質量。首先，加大高新技術人才和高層次創新人才的培養和引入力度，完善就業政策和創新激勵機制。其次，各省份應進一步優化高校和科研院所等創新要素，以促進勞動力資源在各產業間的合理配置及產學研協同發展。

（3）加大資本投入，強化技術支撐。根據各地產業發展情況合理安排資本投入并積極引導資本向發展現代化農業、高新技術等領域流動，對經濟相對不發達地區給予生態補償。其次，各省份應高度重視核心技術的發展。由科技部門牽頭引導，重點研發先進農田灌溉及疏浚技術、可利用水資源開發技術、污水廢水凈化處理和其他前沿技術。

（4）加強區域間合作，構建跨省水權市場交易機制。實現“長江大保護”的關鍵條件是要打破各區域“各自為政”的現狀，構建水權交易機制便是調控區域經濟—生態差異的重要手段之一。各省份水行政主管部門應協調推進，以水資源需求量為基礎合理分配水權，發揮市場機制作用，緩解用水需求大的區域的缺水問題，促進長江經濟帶區域間平衡發展，經濟—社會—生態系統充分發展。

5 總結與展望

經濟增長脫離不了水資源投入，因此在水資源稀缺的情況下量化其對經濟增長的約束效應并分析約束力形成的原因對促進經濟綠色可持續發展具有重要意義。本文將水資源要素納入科布道格拉斯生產函數，結合Romer 阻尼模型探討了長江經濟帶11 個省份經濟增長受水資源的約束程度。然而，本研究仍存在以下局限：其一，在研究方法層面，本文以科布道格拉斯生產函數為基礎，采用國內學者的常用做法，用勞動投入與技術進步的乘積表示有效勞動，進而探討水資源消耗對經濟增長的阻尼效應，但該方法在解釋內生性問題時仍存在一定的缺陷，因此本文使用的理論模型還有進一步優化的空間。其二，在研究對象層面，本文主要從整體和區域層面考慮水資源約束下的經濟增長阻尼效應，而若針對不同產業的情況展開探討則具有更大的指導意義。針對本文研究的局限性，從研究方法改進、研究對象細化等層面進一步探討水資源高效利用與經濟高質量發展的“雙贏”路徑將成為今后的研究方向。