基于VAR模型的新疆農(nóng)業(yè)水資源配置研究

劉國(guó)昊 王鵬程 王海英 侯玉龍 楊 鑫

（塔里木大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，新疆 阿拉爾 843300）

水乃生命之源，是一切產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)資源，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展、日常生活、生態(tài)治理等等都離不開對(duì)水資源的利用。在國(guó)家經(jīng)濟(jì)從高速發(fā)展轉(zhuǎn)變?yōu)榈礁哔|(zhì)量發(fā)展的背景下，水資源的利用將進(jìn)一步提升，從合理用水、節(jié)約用水到生態(tài)鏈循環(huán)用水，這也是在水資源緊缺的背景下所必行的策略。水資源總量豐富，但是地域分布卻極為不平衡，在高山荒漠地區(qū)，水資源的重要性更甚于礦產(chǎn)資源，2005年習(xí)近平總書記在浙江考察時(shí)地提出“綠水青山就是金山銀山”。農(nóng)業(yè)作為立國(guó)穩(wěn)定之基，我國(guó)淡水資源僅占全球的6%，耕地面積近1.400 7×1012m2僅占9%，養(yǎng)活了近20%的人口。雖然現(xiàn)在我國(guó)的糧食安全已經(jīng)保障了，但是在若大農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)持續(xù)發(fā)展過程中需要依靠水資源，而水資源的分布往往處于不平衡狀態(tài)，所以當(dāng)前如何進(jìn)行水資源的優(yōu)化配置成為急需解決的問題之一。

社會(huì)經(jīng)濟(jì)在發(fā)展的同時(shí)，其對(duì)水資源的需求也在愈加加重，王珂敬等［1］認(rèn)為兩者之間存在著的協(xié)調(diào)關(guān)系是社會(huì)和國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要條件。在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與水資源利用之間的作用關(guān)系研究?jī)?nèi)容還比較少，主要研究方向有社會(huì)經(jīng)濟(jì)與水資源。王鵬程、岳東霞等［2-8］等對(duì)生態(tài)脆弱區(qū)生態(tài)環(huán)境和區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)度和耦合度進(jìn)行了定量測(cè)度。白景鋒、潘忠文、李健等［9-11］側(cè)重于社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與水資源配置狀況分析、脫鉤分析。李亮、馬良瑞［12］研究水資源與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化等方面的研究。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與用水量間存在較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性，李青［13］針對(duì)水資源與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)態(tài)關(guān)系方面的研究，主要分析產(chǎn)業(yè)與其用水量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)用水量、總用水量間的互動(dòng)效應(yīng)。針對(duì)各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長(zhǎng)及其用水量的動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)性研究相對(duì)較少，主要有水資源與經(jīng)濟(jì)發(fā)展脫鉤分析、區(qū)域配置狀況分析與耦合度評(píng)價(jià)等研究，而針對(duì)新疆生態(tài)脆弱區(qū)經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的農(nóng)業(yè)用水與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)性研究鮮有報(bào)道。水資源的季節(jié)分布和空間分布極端不平衡，新疆經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)滯后，水資源供應(yīng)不穩(wěn)定，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)用水深受影響，如何保持新疆在經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的同時(shí)，處理好經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與水資源利用間的關(guān)系就顯得尤為重要。

1 研究區(qū)的選擇

新疆地域廣闊，南北疆地區(qū)水資源分布極不均勻。南疆地區(qū)塔克拉瑪干沙漠占據(jù)了大部分面積，水資源極度稀缺，難以保障水資源用于農(nóng)業(yè)、工業(yè)、生活和生態(tài)治理。其地下水層蓄水雖豐富，但是基本上都屬于苦咸水，含鹽、堿等成分過高，難以直接用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和日常生活中，并且水處理凈化成本過高，再者過度抽取地下水會(huì)加重南疆地區(qū)生態(tài)環(huán)境的脆弱性。南疆人口素質(zhì)水平差異化明顯，導(dǎo)致在生產(chǎn)過程中對(duì)生態(tài)保護(hù)和水資源利用的意識(shí)不同，或多或少造成生態(tài)環(huán)境破壞。南疆地區(qū)屬于生態(tài)脆弱區(qū)，經(jīng)濟(jì)仍處在資源粗放的生產(chǎn)發(fā)展階段，南疆大部分以農(nóng)業(yè)為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)對(duì)水資源等資源需求壓力很大。而北疆地區(qū)資源豐沛，水資源供給充足，產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)資源需求的壓力小，南北疆之間存在很大差距。所以掌握現(xiàn)階段新疆農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與水資源間的動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)性，為緩解水資源對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的約束性，提供研究準(zhǔn)備。因此，分析新疆近幾年經(jīng)濟(jì)發(fā)展與水資源間的動(dòng)態(tài)聯(lián)系，為保障新疆農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展及資源的可持續(xù)利用提供科學(xué)支持和參考依據(jù)。

2 數(shù)據(jù)來源與研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

根據(jù)數(shù)據(jù)的可靠性和可得性，文中數(shù)據(jù)主要來自2005—2019年《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》、《新疆統(tǒng)計(jì)公報(bào)》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。為消除價(jià)格波動(dòng)的影響，文章所涉及的GDP等經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)均按照價(jià)格指數(shù)轉(zhuǎn)換為以2004年為基準(zhǔn)的可比價(jià)格。

2.2 評(píng)價(jià)元素選取

選取產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和水資源利用的動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)性研究具有代表性元素進(jìn)行計(jì)量分析。農(nóng)業(yè)、工業(yè)用水、生活用水和生態(tài)用水為我國(guó)的用水結(jié)構(gòu)，第三產(chǎn)業(yè)涉及范圍廣、缺乏準(zhǔn)確可靠的數(shù)據(jù)，因此選取總用水量代表產(chǎn)業(yè)總用水量，農(nóng)業(yè)用水量代表第一產(chǎn)業(yè)用水量。在經(jīng)濟(jì)指標(biāo)選擇方面，GDP是衡量國(guó)家之間、地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)活動(dòng)總量的國(guó)際通用指標(biāo)，具體以新疆GDP總量表示宏觀經(jīng)濟(jì)，用農(nóng)業(yè)產(chǎn)值衡量農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)。各產(chǎn)業(yè)用水量和經(jīng)濟(jì)元素選取詳見表1。

表1 產(chǎn)業(yè)用水與經(jīng)濟(jì)元素選取

2.3 研究方法

VAR（向量自回歸）模型也為回歸分析的一種，常用來處理多個(gè)相關(guān)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的分析與預(yù)測(cè)的模型之一，將單變量自回歸模型推廣到由多元時(shí)間序列變量組成的向量自回歸模型，減少理論的約束，也可以更方便地分析各變量間在系統(tǒng)中的動(dòng)態(tài)影響，且對(duì)近期預(yù)測(cè)較準(zhǔn)確。VAR模型已廣泛應(yīng)用于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、資源環(huán)境污染、農(nóng)業(yè)科技投入等因素與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究，且取得了良好的效果。因此，該模型適合于用水量和產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長(zhǎng)相關(guān)的多個(gè)指標(biāo)的分析。

VAR模型的數(shù)學(xué)表達(dá)式如下：

在上述表達(dá)式中：yt表示內(nèi)生變量，yt-1，…，yt-p是yt的滯后期；xt表示外生變量；α1，…，αp表示yt的估計(jì)系數(shù)；β是xt的估計(jì)系數(shù)；μt表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。VAR模型轉(zhuǎn)化為矩陣如下所示：

在上述表達(dá)式中，y1t，…，ykt表示內(nèi)生變量，內(nèi)生變量的滯后期出現(xiàn)在等式右邊，可以同期相關(guān)。對(duì)VAR模型的估計(jì)通過OLS法（最小二乘法）進(jìn)行回歸，其不存在同期相關(guān)問題，所以O(shè)LS法仍然有效。

3 結(jié)果分析

在分析計(jì)算結(jié)果前，首先對(duì)研究時(shí)段內(nèi)新疆農(nóng)業(yè)用水整體變化進(jìn)行簡(jiǎn)要分析（圖1）。2004—2018年新疆農(nóng)業(yè)產(chǎn)值不斷增長(zhǎng)，隨之總用水量、農(nóng)業(yè)用水量也不斷增加，其中總用水量2004—2018年持續(xù)加，2012年達(dá)最高值5.61×1010m3，2013—2018年逐漸降低；2004—2018年農(nóng)業(yè)用水量變化相對(duì)不大，呈波動(dòng)變化。從農(nóng)業(yè)用水量及其產(chǎn)值變化看，產(chǎn)值的增加并沒有帶來用水量的持續(xù)增加，分析認(rèn)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的改進(jìn)，提高了水資源利用效率。新疆仍以傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)為主，農(nóng)民對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重視程度普遍降低，對(duì)農(nóng)田水利設(shè)施的利用及維護(hù)不足。現(xiàn)處于現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的初級(jí)階段，機(jī)械化建設(shè)、農(nóng)業(yè)科技應(yīng)用水平等農(nóng)業(yè)支撐水平較低，農(nóng)業(yè)和土地產(chǎn)出水平不高。

圖1 2004—2018年新疆生產(chǎn)總值、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值、用水總量、農(nóng)業(yè)用水總量變化情況

從2004年到2018年新疆生產(chǎn)總值可以看出其在逐年遞增，雖在2008年至2009年因世界金融危機(jī)影響有所停滯，但是整體增長(zhǎng)趨勢(shì)未停。到2018年新疆農(nóng)業(yè)生占總值為1 692.09億元，是2004年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的3.79倍，15年時(shí)間增長(zhǎng)翻了近四番。在上圖中可以看出，用水總量相比較2004年增長(zhǎng)趨勢(shì)不是很明顯，而且自2012年以來，用水總量一直趨于降低，并且農(nóng)業(yè)用水量下降趨勢(shì)更明顯。

圖2 經(jīng)濟(jì)占比與農(nóng)業(yè)用水占比情況

隨著新疆經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展，從圖2近15年的變化趨勢(shì)可以看出，農(nóng)業(yè)在經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)總值中的占比越來越小，由2004年占比20.2%到2018年占比13.87%，2010年農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展時(shí)期，在新疆生產(chǎn)總值中占的比例較大。從變化趨勢(shì)中看出用水總量自2004年到2009年之間處于波動(dòng)狀態(tài)，2010年—2012年用水總量波動(dòng)情況變化較大。2018年農(nóng)業(yè)用水直接降為4.9×1010m3，占用水總量的89.45%。農(nóng)業(yè)用水下降明顯的因素可能是十九大以來倡導(dǎo)生態(tài)整治、對(duì)土地屬性進(jìn)行再次界定，保護(hù)了生態(tài)環(huán)境，土地屬性非耕地的地塊棄耕還林（草），縮減了農(nóng)業(yè)種植面積，節(jié)約了灌溉用水。

3.1 數(shù)據(jù)平緩性處理

從新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值（GDP）、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值（AOV）、用水總量（TWC）、農(nóng)業(yè)用水總量（AWC）的原始數(shù)據(jù)可以看出數(shù)據(jù)值都比較大，從圖3中可以看出其波動(dòng)性較大，如果直接將數(shù)據(jù)代入模型計(jì)算將產(chǎn)生較大誤差。因此對(duì)新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值（GDP）、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值（AOV）、用水總量（TWC）、農(nóng)業(yè)用水總量（AWC）的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)化，得到lnGDP、lnAOV、lnTWC、lnAWC，從圖中看到在進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)化后數(shù)據(jù)變化趨勢(shì)變得更加平穩(wěn)。

圖3 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性處理

3.2 ADF單位根檢驗(yàn)及滯后期選擇

為了避免數(shù)據(jù)的劇烈波動(dòng)，消除可能存在的異方差，對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換后的各變量進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示均不顯著，接受存在單位根的原假設(shè)，各變量均為非平穩(wěn)序列，因此對(duì)各序列進(jìn)行一階差分。新疆經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)總值（lnGDP）、農(nóng)業(yè)產(chǎn)值（lnAOV）、用水總量（lnTWC）、農(nóng)業(yè)用水總量（lnAWC）進(jìn)行一階差分后新疆經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)總值（DlnGDP）、農(nóng)業(yè)產(chǎn)值（DlnAOV）、用水總量（DlnTWC）、農(nóng)業(yè)用水總量（DlnAWC）顯著地拒絕原假設(shè)，為平穩(wěn)性序列。四個(gè)變量在一階差分后均為平穩(wěn)序列，因同階平穩(wěn)才能避免偽回歸，故新疆生產(chǎn)總值、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值、用水總量、農(nóng)業(yè)用水量為一階單整序列。遵循SC，AIC指標(biāo)最小的原則確定最優(yōu)滯后期數(shù)。滯后期結(jié)果表明，生產(chǎn)總值與總用水量、農(nóng)業(yè)產(chǎn)值與農(nóng)業(yè)用水量在滯后期數(shù)為1時(shí)SC、AIC值最小，最優(yōu)滯后期均為1。

表2 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

3.3 協(xié)整檢驗(yàn)

從表3中可以看出，在5%的水平下新疆經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)總值（DlnGDP）、農(nóng)業(yè)產(chǎn)值（DlnAOV）、用水總量（DlnTWC）、農(nóng)業(yè)用水總量（DlnAWC）之間至少有一個(gè)存在協(xié)整關(guān)系。

表3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

3.4 Granger（格蘭杰）因果關(guān)系檢驗(yàn)

在表4中可以看出，在1%和5%水平下，只有用水總量（DlnTWC）和農(nóng)業(yè)用水總量（DlnAWC）互為格蘭杰因果關(guān)系。在10%的水平下：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值（DlnAOV）是新疆生產(chǎn)總值（DlnGDP）的格蘭杰因果關(guān)系，但新疆經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)總值（DlnGDP）不是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值（DlnAOV）的格蘭杰因果關(guān)系；新疆經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)總值（Dln GDP）是農(nóng)業(yè)用水總量（DlnAWC）的格蘭杰因果關(guān)系，但農(nóng)業(yè)用水總量（DlnAWC）不是新疆經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)總值（DlnGDP）的格蘭杰因果關(guān)系；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值（DlnAOV）是用水總量（Dln TWC）的格蘭杰因果關(guān)系，但用水總量（DlnTWC）不是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值（DlnAOV）的格蘭杰因果關(guān)系；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值（DlnAOV）是農(nóng)業(yè)用水總量（DlnAWC）的格蘭杰因果關(guān)系，但農(nóng)業(yè)用水總量（DlnAWC）不是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)值（DlnAOV）的格蘭杰因果關(guān)系，用水總量（DlnTWC）和農(nóng)業(yè)用水總量（DlnAWC）互為格蘭杰因果關(guān)系。

表4 Granger（格蘭杰）因果關(guān)系檢驗(yàn)

3.5 VAR模型建立

對(duì)新疆經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)總值（DlnGDP）、農(nóng)業(yè)產(chǎn)值（DlnAOV）、用水總量（DlnTWC）、農(nóng)業(yè)用水總量（DlnAWC）通過VAR模型進(jìn)行OLS（最小二乘法）回歸后得到VAR模型。由VAR模型可以看出：農(nóng)業(yè)用水量（AWC）的滯后期對(duì)當(dāng)期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為負(fù)向影響，對(duì)當(dāng)期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值（AOV）增長(zhǎng)也為負(fù)向影響；產(chǎn)業(yè)用水總量（TWC）和總產(chǎn)值（GDP）滯后期對(duì)當(dāng)期產(chǎn)業(yè)用水總量（TWC）和農(nóng)業(yè)用水量（AWC）均為負(fù)向影響。

3.6 脈沖響應(yīng)分析

由圖4可以看出，當(dāng)新疆生產(chǎn)總值和農(nóng)業(yè)產(chǎn)值受到一個(gè)脈沖后，在第一、二期內(nèi)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值受到波動(dòng)明顯，對(duì)新疆生產(chǎn)總值的正向影響越來越大，在第三期正向影響達(dá)到最大，對(duì)新疆生產(chǎn)總值的正向影響開始緩慢地降低。而用水總量和農(nóng)業(yè)用水總量從第二期開始對(duì)新疆生產(chǎn)總值和農(nóng)業(yè)產(chǎn)值是負(fù)向影響，到第四期負(fù)向影響最大，然后對(duì)其負(fù)向影響趨于降低。

當(dāng)用水總量和農(nóng)業(yè)用水總量受到一個(gè)脈沖后，新疆生產(chǎn)總值對(duì)其影響在前兩期一直處于負(fù)向影響，到第三期逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)檎蛴绊懀r(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值波動(dòng)情況與新疆生產(chǎn)總值相類似，但是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值在第二期有一部分時(shí)期對(duì)用水總量產(chǎn)生負(fù)向影響。用水總量和農(nóng)業(yè)用水對(duì)其在前三期處于正向影響，從第三期之后對(duì)其產(chǎn)生負(fù)向影響。

新疆本就地處于生態(tài)脆弱區(qū)，特別是南疆農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展會(huì)影響新疆生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)，但是經(jīng)濟(jì)的發(fā)展離不開對(duì)水資源的利用，水資源在南疆地區(qū)本就緊缺，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成水資源耗費(fèi)增大，在其他產(chǎn)業(yè)用水不變的情況下造成計(jì)劃用水超標(biāo)，進(jìn)一步加重生態(tài)的脆弱性，同時(shí)不利于水資源的合理利用和可持續(xù)發(fā)展。

圖4 模擬脈沖響應(yīng)結(jié)果

4 結(jié)論及啟示

（1）生產(chǎn)總值與其用水量脈沖響應(yīng)方面，生產(chǎn)總值對(duì)總用水量的單沖擊響應(yīng)累積值為負(fù)值，總用水量對(duì)生產(chǎn)總值的單位沖擊響應(yīng)累積值為正值，表明水資源量不足對(duì)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)有一定的約束作用，但生產(chǎn)總值增長(zhǎng)對(duì)水資源的依賴在逐漸減小。表明當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍對(duì)水資源的需求量較大，處于相對(duì)粗放的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，而且水資源的耗用量增大對(duì)生產(chǎn)總值的促進(jìn)作用逐漸弱化，這意味著如今經(jīng)濟(jì)多元化的發(fā)展，水資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)單方面的促進(jìn)效應(yīng)不高，故應(yīng)提高產(chǎn)業(yè)、節(jié)水技術(shù)水平，加強(qiáng)技術(shù)創(chuàng)新和投入。隨著新疆經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，其可高效利用的水資源量占比低，水資源供需矛盾存在進(jìn)一步加劇的可能，因此要緩解經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)導(dǎo)致的用水量急劇增加對(duì)水資源帶來的壓力，需進(jìn)一步提高水資源利用效率，注重可持續(xù)發(fā)展，避免水資源短缺對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來的約束。

（2）農(nóng)業(yè)產(chǎn)值與其用水量脈沖響應(yīng)方面，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值對(duì)農(nóng)業(yè)用水量的單沖擊響應(yīng)累積值為負(fù)值，農(nóng)業(yè)用水量對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的單位沖擊響應(yīng)累積值為正值，表明水資源不足對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增長(zhǎng)有一定限制作用，但農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增長(zhǎng)對(duì)水資源依舊存在較大的依賴。表明新疆農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的提高水資源的變化不是其主要原因，在農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化普及之下水資源的單位邊際效益不斷降低，所以未來農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的提高要依賴農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)水平的創(chuàng)新和高投入，提高種植戶的科學(xué)素質(zhì)水平、提高農(nóng)田管理效率、優(yōu)化內(nèi)部產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等。

（3）本文在研究時(shí)限于數(shù)據(jù)的有限性，未從微觀層面分析邊際單位用水量與產(chǎn)值之間的動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)性分析，而且未考慮生態(tài)協(xié)調(diào)、生態(tài)補(bǔ)償、水價(jià)等影響因素，但是從宏觀層面上對(duì)產(chǎn)業(yè)用水和產(chǎn)值之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行了描述。