水利投入對國民經(jīng)濟增長的貢獻
——以湖南省為例

毛春梅，朱艷嬌,黃 兵,李洪翔

(1.河海大學(xué)公共管理學(xué)院，江蘇 南京 211100; 2.河海大學(xué)商學(xué)院，江蘇 南京 211100；3.湖南水利水電勘測設(shè)計研究總院，湖南 長沙 410007)

我國是世界上自然災(zāi)害最嚴重的國家之一[1]，其中水旱災(zāi)害造成的損失和影響位居各類自然災(zāi)害之首，水旱災(zāi)害直接經(jīng)濟損失占各類自然災(zāi)害直接經(jīng)濟總損失的60%左右[2]。水利工程建設(shè)為抵御水旱災(zāi)害對經(jīng)濟發(fā)展的影響，發(fā)揮了巨大的、不可替代的作用。灌排設(shè)施等農(nóng)田水利基本建設(shè)，增強了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)，為農(nóng)業(yè)持續(xù)穩(wěn)定生產(chǎn)，提高農(nóng)業(yè)經(jīng)濟水平創(chuàng)造了條件；水資源保證程度對城市發(fā)展規(guī)模、城市功能、工業(yè)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)布局等起著決定性的作用；水力發(fā)電建設(shè)為工農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和人民生活提供了不可缺少的電力資源。農(nóng)村小水電建設(shè)有力地推動了地方工業(yè)和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展，保障農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展所需的能源供給。水利建設(shè)經(jīng)濟效益大，對國民經(jīng)濟產(chǎn)出的貢獻顯著[3]。據(jù)中國宏觀經(jīng)濟研究院估算，重大水利工程每投資1 000億元可帶動GDP增長0.15個百分點。超1萬億元水利投資，意味著在建設(shè)周期內(nèi)總共可拉動經(jīng)濟增長1.5個百分點以上[4]。湖南省地理位置和自然條件特殊，水災(zāi)頻發(fā)，歷朝歷代都把治水放在十分重要的位置。1949年以來，湖南水利事業(yè)取得了輝煌成就。建成水庫14 096座，堤防20 269 km，規(guī)模以上灌區(qū)2 245處，水電站4 556座，農(nóng)村集中供水工程5.62萬處，泵站5.32萬座，水閘3.48萬座。為經(jīng)濟社會的可持續(xù)發(fā)展，為保障生態(tài)安全發(fā)揮了巨大作用。科學(xué)評價水利投入對國民經(jīng)濟的拉動效應(yīng)，對于指導(dǎo)水利基礎(chǔ)設(shè)施的投資方向及提升水利投資效益無疑具有重要的現(xiàn)實意義。本文基于水利投入與國民經(jīng)濟產(chǎn)出相關(guān)性的分析，借助反映生產(chǎn)投入與產(chǎn)出數(shù)量關(guān)系的C-D生產(chǎn)函數(shù)，建立彈性分析模型，定量分析水利投資對促進GDP增長的貢獻。

1 研究現(xiàn)狀

學(xué)術(shù)界有關(guān)水利對國民經(jīng)濟的貢獻或拉動的研究成果比較豐富。唐文進等[5]利用水利社會核算矩陣乘數(shù)模型考察了大規(guī)模水利投資對中國經(jīng)濟的拉動效應(yīng)，結(jié)果表明，水利投資對國民經(jīng)濟尤其是農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)生較大的拉動效應(yīng)。郭衛(wèi)東等[6]運用CGE模型模擬研究了水利投資對整體國民經(jīng)濟各部門的影響程度，并分析了水利投資與糧食生產(chǎn)的關(guān)系，認為水利投資能夠促進糧食產(chǎn)出，且大規(guī)模投資的政策效果顯著。吳麗萍等[7]通過運用1991—2009年數(shù)據(jù)建立分布滯后模型研究水利建設(shè)投資與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟之間的關(guān)系，結(jié)果表明，水利建設(shè)投資對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的拉動彈性系數(shù)為0.3，水利投資項目建成5年后對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的影響最大。水利投入可以提高收益區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展[8]。Cox等[9]基于美國東北部1948—1958年數(shù)據(jù)研究了大型水資源開發(fā)運用是否刺激了經(jīng)濟增長，構(gòu)建多元回歸模型，以經(jīng)濟增長作為因變量分析其與自變量之間的相關(guān)關(guān)系是否顯著，并選擇未進行大型水資源開發(fā)運用的地區(qū)進行實證分析，結(jié)果表明，大型水資源開發(fā)運用是促進當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的重要原因之一。水資源開發(fā)運用與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展相互影響，水利投資規(guī)模及效率必將影響經(jīng)濟社會的穩(wěn)定發(fā)展，加強水利產(chǎn)業(yè)投資政策貫徹實施、加大投資效率有助于協(xié)調(diào)水利與經(jīng)濟發(fā)展二者之間的關(guān)系，大力發(fā)展水利經(jīng)濟可以促進水利基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的順利運行。

水利經(jīng)濟與社會經(jīng)濟相輔相成，經(jīng)濟的增長也會促使水利投入的增加，水利投資與經(jīng)濟發(fā)展之間存在雙向因果關(guān)系。水利投資增加會促進社會經(jīng)濟的發(fā)展，反之，國民經(jīng)濟發(fā)展也會促進水利建設(shè)的進一步投資[10]。

從現(xiàn)有文獻來看，經(jīng)濟發(fā)展與水利建設(shè)投資之間具有互動關(guān)系這一觀點得到了大多數(shù)學(xué)者的認同，學(xué)者們的研究方法、研究內(nèi)容、研究成果也為后續(xù)的研究打下了良好的基礎(chǔ)。已有的成果其時間序列較短，且大多只研究水利對農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)生的拉動，針對湖南水利的拉動效應(yīng)尚未有研究。本研究選取湖南省1950—2018年的水利投入與國民經(jīng)濟的相關(guān)數(shù)據(jù)，計算新中國成立以來，湖南省水利投入對該省整體國民經(jīng)濟的拉動貢獻，不僅從數(shù)量上回答水利在國民經(jīng)濟中的支撐能力，同時可為制定宏觀經(jīng)濟政策提供參考。

2 研究方法與模型

2.1 彈性分析模型

本文借助C-D生產(chǎn)函數(shù)，建立彈性分析模型，從宏觀上定量地分析水利投資對促進GDP增長的貢獻：

Y=AKαLβ

(1)

式中：Y為GDP；K為資金的投入；L為勞動力的投入；A、α、β為待估計參數(shù)，α、β的取值范圍在0～1之間。

C-D生產(chǎn)函數(shù)滿足以下假設(shè)：①每種生產(chǎn)要素遵循邊際收益遞減規(guī)律；②規(guī)模報酬不變；③生產(chǎn)函數(shù)是齊次線性的。式(1)對數(shù)化的結(jié)果為

lnY=lnA+αlnK+βlnL

(2)

可見，C-D生產(chǎn)函數(shù)是對數(shù)線性的。式(2)中，求Y對K的偏導(dǎo)數(shù)，經(jīng)變換可得：

(3)

式中α為GDP變化的幅度與資金變化幅度之比，即GDP的資金投入彈性。

A是效率系數(shù)，反映了技術(shù)的進步。將A設(shè)定為常數(shù)，表明在C-D生產(chǎn)函數(shù)中，技術(shù)的進步被當(dāng)作是外生的，它由經(jīng)濟系統(tǒng)外部確定，不受經(jīng)濟系統(tǒng)影響；C-D生產(chǎn)函數(shù)認為產(chǎn)出取決于資本和勞動兩大要素的投入，技術(shù)進步?jīng)]有被當(dāng)作投入要素，資本和勞動兩要素質(zhì)量的提高是由技術(shù)進步引起的。式(3)中，第t年的固定資產(chǎn)投資為K，若投資增加(減少)?K，會導(dǎo)致GDP增加(減少)?Y，且：

(4)

2.2 C-D生產(chǎn)函數(shù)的統(tǒng)計回歸和檢驗

C-D生產(chǎn)函數(shù)的統(tǒng)計回歸有著其特殊性，主要體現(xiàn)在：函數(shù)形式是對數(shù)線性的；事先已知α+β=1。因此，以式(2)為回歸的形式，且將β用1-α來替代，可以得到：

(5)

式(5)作統(tǒng)計回歸,還可克服K和L之間的共線性和異方差性。

3 水利投資對經(jīng)濟增長的貢獻率分析

3.1 水利投入與國民經(jīng)濟產(chǎn)出的相關(guān)性

只有變量之間存在強相關(guān)關(guān)系，分析自變量對因變量的影響才有意義。因此為了分析湖南水利投資對國民經(jīng)濟的貢獻，首先必須分析水利投資與國民經(jīng)濟產(chǎn)出指標之間的相關(guān)關(guān)系。以湖南省水利基建投資與國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)作為分析變量，通過相關(guān)系數(shù)進行判斷。

考慮到水利投資后發(fā)揮效益具有一定的滯后性，在進行水利投資與國民經(jīng)濟產(chǎn)出的相關(guān)分析時，以國民經(jīng)濟計劃(五年計劃)周期內(nèi)的水利投資累加值分別與該期末國民經(jīng)濟產(chǎn)出指標進行相關(guān)性分析,見表1。

表1 階段相關(guān)指標參數(shù) 單位：億元

經(jīng)計算，湖南省水利投資與GDP的相關(guān)系數(shù)為0.992(P=0.000<0.001)。表明水利基建投資與GDP呈強相關(guān)性，水利作為公益性基礎(chǔ)設(shè)施，是國民經(jīng)濟的重要支撐和保障。

3.2 統(tǒng)計回歸及檢驗

本文所使用的是1950—2018年湖南省的固定資產(chǎn)投資和國內(nèi)生產(chǎn)總值的相關(guān)數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)源于相關(guān)年份的《湖南統(tǒng)計年鑒》和《中國水利年鑒》。全社會固定資產(chǎn)投資用K表示，各產(chǎn)業(yè)的勞動力投入采用期末就業(yè)人數(shù)L表示、國內(nèi)生產(chǎn)總值采用當(dāng)期GDP表示，見表2。由于本文研究的時間序列較長，為消除物價變化的影響，研究時采用全省物價總指數(shù)對GDP和各類投資數(shù)據(jù)進行可比價格調(diào)整，統(tǒng)一調(diào)整為2015年不變價。利用OLS得到s.e.(標準方差)=(0.013)(0.039),t檢驗值=(42.506)(20.046),R2=0.964，F(xiàn)=1 806.741，D.W.=0.396，可見，在1%的顯著性水平下，參數(shù)、方程的回歸結(jié)果是顯著的，相關(guān)系數(shù)表明了方程的整體擬合優(yōu)度是好的。α，β分別表示產(chǎn)出的資本投入和勞動投入的彈性，如果二者之和等于1(大于1、小于1)，說明規(guī)模報酬不變(遞增、遞減)。對于檢驗規(guī)模報酬不變的原假設(shè)，即α+β=1是否成立，進行了Wald系數(shù)檢驗，P值大于0.1，顯然不能拒絕規(guī)模報酬不變的原假設(shè)。

表2 湖南省宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)

ln(Y/L)=0.554ln(K/L)+0.787

(6)

3.3 水利投資經(jīng)濟效益的彈性分析

利用式(4)可以計算水利投資對促進湖南省經(jīng)濟增長的貢獻，結(jié)果見表3。

表3 全省水利投資經(jīng)濟效益彈性分析結(jié)果

由表3可得：水利投資對GDP增長的貢獻是巨大的。隨著水利投資力度的不斷加大，對GDP的貢獻也隨之增長。其中，1962—1968年國民經(jīng)濟百廢待興，固定投資總額小，而湖南省在1954年經(jīng)歷了特大洪澇災(zāi)害，造成重大經(jīng)濟損失和人員傷亡。至此，全省將保證經(jīng)濟建設(shè)和人民生命財安全作為首要而緊迫的任務(wù)，加大水利建設(shè)投入，水利投資占該省固定投資的比例在10%以上，同期水利投資促進經(jīng)濟增長率提高。20世紀90年代以來，水利投資力度繼續(xù)加大，它對GDP產(chǎn)出的貢獻也明顯加大。1950—2018年，水利投入對GDP的貢獻為 3 385.749億元，平均每億元的水利投入拉動GDP增長1.51億元，多年平均貢獻為49.069億元，促進GDP平均增長率為2.93%。可見，水利投資的宏觀經(jīng)濟效益是顯著的。

4 結(jié) 論

本文基于1950—2018年湖南省水利相關(guān)數(shù)據(jù)，定性分析與定量分析相結(jié)合，通過量化分析模型，從宏觀上定量分析了湖南省水利投資對促進經(jīng)濟增長的貢獻。通過上述分析結(jié)果可以看出：①水利投資與GDP的強相關(guān)性驗證了水利的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)和基礎(chǔ)設(shè)施地位，湖南省水利投入與國民經(jīng)濟產(chǎn)出關(guān)系密切，各個時期都應(yīng)該有適當(dāng)力度的水利投入，保障國民經(jīng)濟發(fā)展的需求；②湖南省水利投資對GDP增長的貢獻是巨大的，1950—2018年累計貢獻為 3 385.749億元,年貢獻量呈長期增長趨勢，但隨著國民經(jīng)濟行業(yè)的增多、結(jié)構(gòu)變化和總體量的增大，水利投資促進經(jīng)濟增長率呈長期逐漸減小趨勢；③水利投資對國民經(jīng)濟的后向效應(yīng)是顯著的，其影響時間比一般行業(yè)投資影響時間更長。湖南省修建的大型水庫、水電站、堤垸等工程，不僅其投資會直接拉動當(dāng)期GDP，建成后在其數(shù)十年的壽命期內(nèi)還將持續(xù)發(fā)揮作用，保障國民經(jīng)濟安全有序運行。