基于PECM模型的長江流域經(jīng)濟社會發(fā)展與水資源利用動態(tài)關(guān)系分析

萬 蕾，張興奇，郭新亞

(南京大學(xué)地理與海洋科學(xué)學(xué)院，江蘇 南京 210023)

水資源是國民經(jīng)濟發(fā)展的重要支撐和保障。隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進程的加快，我國經(jīng)濟社會發(fā)展與水資源可持續(xù)利用之間的矛盾日益加劇[1]，水資源供需失衡已成為制約經(jīng)濟社會可持續(xù)發(fā)展的限制性因素。粗放型的經(jīng)濟增長模式已嚴重威脅到水資源的可持續(xù)利用[2]。已有研究認為，提高水資源的利用效率是解決我國經(jīng)濟社會可持續(xù)發(fā)展與水資源短缺之間矛盾的關(guān)鍵[3]。因此，開展經(jīng)濟社會發(fā)展與水資源利用之間的相互影響關(guān)系研究對于促進經(jīng)濟社會與水資源的協(xié)調(diào)發(fā)展尤為重要。

流域經(jīng)濟社會發(fā)展與水資源利用之間存在相互影響的關(guān)系。經(jīng)濟社會的發(fā)展可以推動水資源的開發(fā)利用，同時水資源的可持續(xù)開發(fā)利用能夠促進經(jīng)濟社會的可持續(xù)發(fā)展。但是，當水資源開發(fā)利用過度時，就會引發(fā)一系列的生態(tài)與環(huán)境問題，從而制約經(jīng)濟社會的可持續(xù)發(fā)展。由此可見，為促進經(jīng)濟社會與水資源的協(xié)調(diào)發(fā)展，了解兩者間的內(nèi)在聯(lián)系，特別是兩者間的相互影響關(guān)系尤為重要。面板協(xié)整理論與誤差修正模型源于計量經(jīng)濟學(xué)，用于探究變量和變量之間的理論關(guān)系[4-5]。根據(jù)格蘭杰表述定理，協(xié)整表明變量間存在長期均衡關(guān)系，但這并不代表短期內(nèi)不會發(fā)生偏離均衡的現(xiàn)象，只是這種短期非均衡現(xiàn)象不會長久維持下去。如果變量間存在協(xié)整關(guān)系，那么一定存在Granger因果關(guān)系，即在控制變量Y的過去值的條件下，變量X的過去值仍能對變量Y有顯著的解釋能力，可稱X能夠“Granger-cause”Y[6]，可用誤差修正模型來進一步解釋。目前，有研究將其引入經(jīng)濟社會與水資源研究領(lǐng)域，探討兩者間長期與短期的因果關(guān)系。鄧朝暉等[7]基于VAR模型協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)中國在1980—2007年的經(jīng)濟增長與總用水量、工業(yè)用水量和生活用水量之間存在長期均衡關(guān)系，而農(nóng)業(yè)用水與經(jīng)濟增長之間不存在長期均衡關(guān)系。李青等[8]通過面板誤差修正模型分析了新疆農(nóng)業(yè)用水量與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長在短期與長期之間的雙向因果關(guān)系。

流域作為一個生態(tài)經(jīng)濟系統(tǒng)，具有重要的水資源供給和經(jīng)濟社會發(fā)展功能[9]。近年來，為充分理解流域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展與水資源利用之間的關(guān)系，在黃河[10-11]、遼河[12-13]和淮河[14]等流域已開展大量研究，并取得了較大進展。長江是中國水量最豐富的河流，長江流域橫跨我國東中西部地區(qū)，流域經(jīng)濟總量在全國經(jīng)濟中占有十分重要的地位。王曉宇等[15]運用協(xié)調(diào)發(fā)展度評價模型分析了 2003—2018年長江經(jīng)濟帶各省市水資源開發(fā)利用與社會經(jīng)濟綜合發(fā)展的協(xié)調(diào)關(guān)系及協(xié)調(diào)演進過程。王保乾等[16]運用Tapio脫鉤彈性系數(shù)模型分析2009—2018年長江經(jīng)濟帶11個省市的水足跡與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展之間的脫鉤效應(yīng)。目前長江流域的經(jīng)濟社會與水資源關(guān)系的研究方法多集中在探討協(xié)調(diào)度以及建立脫鉤分析等內(nèi)容，缺少二者相互影響方面的研究。因此，本文通過長江流域省級面板數(shù)據(jù)，分析2000—2017年間流域內(nèi)不同區(qū)域經(jīng)濟社會發(fā)展和水資源利用的相互影響關(guān)系，以期從流域尺度為長江流域經(jīng)濟社會的可持續(xù)發(fā)展及水資源的可持續(xù)利用提供參考。

1 數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1 研究區(qū)概況

長江流域作為世界第三大流域，在中國的經(jīng)濟社會發(fā)展和生態(tài)保護方面具有舉足輕重的作用。長江流域地處亞歐大陸東部的副熱帶地區(qū)，屬于典型的季風(fēng)氣候區(qū)。流域降水量年際變化大，在空間上呈東增西減的分布特征，且近年來全球持續(xù)變暖使得該流域降水呈減少趨勢，導(dǎo)致旱澇等災(zāi)害事件頻發(fā)[17-18]。

長江流域橫跨中國東中西部地區(qū)，流域面積約為180萬km2，約占我國國土面積的18.8%。2017年流域總?cè)丝?.59億人，占全國的33%。流域生產(chǎn)總值29.3萬億元，占全國的35.4%。改革開放以來，長江流域工業(yè)化和城市化進程不斷加快，出現(xiàn)了水環(huán)境污染加劇[19]、水資源的不合理開發(fā)利用[20]和水生態(tài)系統(tǒng)退化[21]等問題。長江流域上中下游和省際間存在水資源時空分布不均和經(jīng)濟社會發(fā)展水平差異大等問題。在生態(tài)優(yōu)先和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的新形勢下，長江流域經(jīng)濟社會發(fā)展與水資源利用之間的協(xié)調(diào)性面臨嚴峻的挑戰(zhàn)。

1.2 數(shù)據(jù)來源

基于本文的研究目的，選取長江流域省級行政區(qū)中取自長江流域的供水量占其總供水量30%以上的10個省市，即重慶、四川、貴州、云南、江西、湖北、湖南、安徽、江蘇和上海作為研究區(qū)。數(shù)據(jù)來源于2000—2017年《中國統(tǒng)計年鑒》以及10個省市的水資源公報、統(tǒng)計年鑒、國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報以及環(huán)境狀況公報等，對個別省市個別年份的指標數(shù)據(jù)缺失采用Excel的Trend 函數(shù)通過線性插值進行補缺。

1.3 研究方法

1.3.1經(jīng)濟社會發(fā)展與水資源利用評價指標體系

基于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展理念和流域特點，遵循評價系統(tǒng)整體性、指標代表性以及可比性等原則，并借鑒前人相關(guān)研究[22]，構(gòu)建長江流域經(jīng)濟社會發(fā)展與水資源利用評價指標體系如表1所示。為了較全面系統(tǒng)地評價長江流域經(jīng)濟社會綜合發(fā)展水平，反映人口規(guī)模、經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模、社會發(fā)展規(guī)模和發(fā)展空間規(guī)模對經(jīng)濟社會發(fā)展變化所起的作用，長江流域經(jīng)濟社會系統(tǒng)評價指標體系分別從人口、經(jīng)濟發(fā)展、社會發(fā)展和空間4個維度選取17個指標進行計算；為了較全面系統(tǒng)地評價長江流域水資源綜合利用水平，反映水資源自然資源條件、開發(fā)利用現(xiàn)狀和水環(huán)境質(zhì)量等對水資源利用變化所起的作用，長江流域水資源系統(tǒng)評價指標體系分別從自然資源條件、用水負荷、開發(fā)利用程度和環(huán)境質(zhì)量管理4個維度選取16個指標進行計算(表1)。各指標的權(quán)重采用熵值法進行確定，并經(jīng)過加權(quán)求和獲得長江流域10省市經(jīng)濟社會系統(tǒng)與水資源系統(tǒng)的綜合指數(shù)值(表2)。

表1 經(jīng)濟社會發(fā)展與水資源利用評價指標體系

表2 長江流域2000—2017年經(jīng)濟社會系統(tǒng)與水資源系統(tǒng)綜合指數(shù)

通過信息熵原理來判斷各個指標的離散程度，能夠客觀準確地評價研究對象，為多指標綜合評價提供依據(jù)。具體計算步驟如下：

a.由于各項指標的計量單位以及方向不統(tǒng)一，需要進行標準化處理，統(tǒng)一指標量綱，正向指標和負向指標標準化公式為：

(1)

(2)

式中：xij、Xij分別為第i年第j個指標的具體數(shù)值和標準化數(shù)值(i=1,2…n；j=1,2…m)；xj,max、xj,min分別為第j個指標的最大值和最小值。

b.為了避免求熵值時對數(shù)無意義，在0值后加上較小數(shù)量級的實數(shù)0.01，進一步計算第i年第j個指標的權(quán)重：

(3)

c.計算第j個指標的熵值：

(4)

其中K=1/lnn，n為樣本個數(shù)。

d.得到第j個指標的熵值后計算第j個指標的熵值權(quán)重：

(5)

其中指標差異系數(shù)dj=1-Ej。

e.計算綜合評價指數(shù)：

(6)

1.3.2經(jīng)濟社會發(fā)展與水資源利用Granger因果關(guān)系檢驗

在全面解析長江流域經(jīng)濟社會綜合發(fā)展水平與水資源綜合利用水平的基礎(chǔ)上，運用面板協(xié)整理論與誤差修正模型進行Granger因果關(guān)系檢驗，探討經(jīng)濟社會發(fā)展與水資源利用之間的Granger因果關(guān)系。

a.單位根檢驗。為避免出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，保證結(jié)論的可靠性，在分析前需要對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，即檢驗面板是否存在單位根。在研究中對經(jīng)濟社會發(fā)展綜合指數(shù)(IE)和水資源利用綜合指數(shù)(IW)取自然對數(shù)處理，相應(yīng)指標名稱為lnIE和lnIW。

b.面板協(xié)整檢驗。在面板單位根檢驗的基礎(chǔ)上，通過面板協(xié)整檢驗，以檢驗經(jīng)濟社會發(fā)展與水資源利用之間是否存在長期協(xié)整關(guān)系，即變量間存在一個共同的趨勢。協(xié)整理論認為，雖然序列本身是非平穩(wěn)的，但序列間的線性組合卻有可能是平穩(wěn)的，則可稱序列變量間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。根據(jù) Pedroni 提出的協(xié)整檢驗方法，以回歸殘差為基礎(chǔ)構(gòu)造出7個統(tǒng)計量進行面板協(xié)整檢驗。

c.面板誤差修正模型檢驗。在確定經(jīng)濟社會發(fā)展與水資源利用存在長期協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上，那么，即使短期內(nèi)暫時發(fā)生偏離，都會通過對誤差的修正使變量重返均衡狀態(tài)，Granger因果關(guān)系的方向(單向、雙向和無因果關(guān)系)、類型(長期關(guān)系和短期關(guān)系)及偏離調(diào)整力度的檢驗都可以通過面板誤差修正模型來確定。誤差修正模型的誤差修正項系數(shù)即長期因果系數(shù)，表示變量間在長期均衡狀態(tài)出現(xiàn)短期波動時對偏離均衡狀態(tài)的調(diào)整力度；短期因果關(guān)系即因變量的短期變化是由相應(yīng)自變量短期變化引起的，其短期因果系數(shù)表示變量間的短期影響程度和調(diào)整關(guān)系。

本文采用Engle-Granger(EG)二步法建立基于面板的誤差修正模型，以分析經(jīng)濟社會發(fā)展與水資源利用間具體的因果關(guān)系。首先，用最小二乘法估計經(jīng)濟社會發(fā)展和水資源利用之間的回歸方程獲得殘差項，構(gòu)建模型如下：

lnIE,it=α1+μ1lnIW,it+ε1it

(7)

lnIW,it=α2+μ2lnIE,it+ε2it

(8)

式中：IE,it、IW,it分別為省市i第t期的經(jīng)濟社會發(fā)展指數(shù)和水資源利用指數(shù)；α1、α2為固定效應(yīng)；μ1、μ2為協(xié)整系數(shù)；ε1it、ε2it為殘差項。

判斷殘差項是否存在單位根，若不存在單位根即殘差項是平穩(wěn)序列，就可以進一步建立包括殘差項在內(nèi)的誤差修正模型：

(9)

(10)

式中：d為一階差分運算；k為滯后期，根據(jù)SIC和AIC判斷準則確定；θ1ij、θ2ij、γ1ij、γ2ij為短期因果系數(shù)；λ1、λ2為長期因果系數(shù)(該值應(yīng)為負值，表示當失衡時，時間序列收斂并回歸長期均衡；如果為正，則表示前期的失衡部分無法在后一期進行反向調(diào)整)；ECMi,t-1為長期均衡誤差；μ1it、μ2it為隨機擾動項。

如果對于λ1、λ2為零的原假設(shè)被拒絕，說明經(jīng)濟社會發(fā)展與水資源利用之間的長期因果關(guān)系成立，反之則不成立；如果γ1ij、γ2ij為零的原假設(shè)都被拒絕，說明經(jīng)濟社會發(fā)展與水資源利用之間的短期雙向因果關(guān)系成立；如果γ1ij、γ2ij為零的原假設(shè)都不被拒絕，說明經(jīng)濟社會發(fā)展與水資源利用之間的短期雙向因果關(guān)系不成立，兩者相互獨立；如果γ1ij為零的原假設(shè)被拒絕，γ2ij為零的原假設(shè)不被拒絕，說明水資源利用對經(jīng)濟社會發(fā)展的短期單向因果關(guān)系成立；如果γ1ij為零的原假設(shè)不被拒絕，γ2ij為零的原假設(shè)被拒絕，說明經(jīng)濟社會發(fā)展對水資源利用的短期單向因果關(guān)系成立。

2 結(jié)果與分析

2.1 長江流域經(jīng)濟社會綜合發(fā)展水平評價

長江流域經(jīng)濟社會系統(tǒng)的經(jīng)濟發(fā)展、社會發(fā)展、空間和人口4個一級指標所占權(quán)重分別為：0.486、0.228、0.146和0.140，表明它們對長江流域經(jīng)濟社會綜合發(fā)展水平影響力逐漸減小，即經(jīng)濟發(fā)展對經(jīng)濟社會綜合發(fā)展水平的影響相對較高，人口的影響相對較低。在選取的17項指標中，人均GDP、全社會固定資產(chǎn)投資、社會消費品零售總額及居民消費水平等因素對長江流域10省市經(jīng)濟社會綜合發(fā)展的作用比較大。

將長江流域10省市劃分為上游地區(qū)(四川、云南、貴州和重慶)、中游地區(qū)(湖北、湖南和江西)和下游地區(qū)(安徽、江蘇和上海)。由表2可知，2000—2017年間長江流域10省市的經(jīng)濟社會系統(tǒng)綜合指數(shù)呈上升趨勢。研究時段內(nèi)，長江流域經(jīng)濟社會綜合發(fā)展水平取得了較快發(fā)展，但上中下游地區(qū)之間差異明顯，整體表現(xiàn)為中下游地區(qū)的經(jīng)濟社會綜合發(fā)展水平普遍高于上游地區(qū)，表現(xiàn)為下游地區(qū)最高、中游地區(qū)次之、上游地區(qū)最低，與區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展特征相吻合。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)條件和自然地理環(huán)境等因素導(dǎo)致長江流域不同省市經(jīng)濟社會綜合發(fā)展水平不一致。從發(fā)展速度來看，江蘇省的增長速度最快，貴州省最慢，中下游地區(qū)的發(fā)展速度普遍高于上游地區(qū)。2003年后，中下游地區(qū)經(jīng)濟社會綜合發(fā)展水平的增幅加大，上游地區(qū)則在2005年后均有所提高。

2.2 長江流域水資源綜合利用水平評價

長江流域水資源系統(tǒng)的開發(fā)利用程度、環(huán)境質(zhì)量管理、用水負荷和自然資源條件4個一級指標所占權(quán)重分別為0.293、0.267、0.245和0.195，表明它們對長江流域水資源綜合利用水平影響力逐漸減小，即開發(fā)利用程度對水資源綜合利用水平的影響相對較高，自然資源條件的影響相對較低。在選取的16項指標中，年平均降水量、農(nóng)業(yè)用水量、生活用水量、水資源開發(fā)利用率及城市污水日處理能力等因素對長江流域10省市水資源綜合利用的作用比較大。

如表2所示，2000—2017年長江流域10省市的水資源系統(tǒng)綜合指數(shù)呈現(xiàn)波動上升趨勢。長江流域水資源綜合利用水平的區(qū)域特征顯著，中下游地區(qū)的水資源綜合利用水平整體上高于中上游地區(qū)。研究時段內(nèi)水資源綜合利用水平由高到低從“中游地區(qū)、下游地區(qū)、上游地區(qū)”逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)椤跋掠蔚貐^(qū)、上游地區(qū)、中游地區(qū)”的空間變化特征，但是，上中下游地區(qū)之間的差距在逐漸縮小。其中，江蘇省和四川省的水資源綜合利用水平提升速度較快，貴州省最慢。在發(fā)展趨勢上，除四川和貴州兩省在研究時段內(nèi)仍有不斷上升的趨勢以外，其他各省市在波動變化中趨于平緩。

2.3 長江流域經(jīng)濟社會發(fā)展與水資源利用Granger因果關(guān)系

2.3.1單位根檢驗

本文對經(jīng)濟社會發(fā)展(lnIE)和水資源利用(lnIW)進行單位根檢驗的方法包括LLC檢驗、IPS檢驗、ADF-Fisher檢驗和PP-Fisher檢驗，結(jié)果見表3。

表3 面板單位根檢驗結(jié)果

由表3可知，當對上游、中游和下游地區(qū)的經(jīng)濟社會發(fā)展和水資源利用的水平值進行檢驗時，檢驗結(jié)果表明不能完全拒絕“存在單位根”的原假設(shè)，即原序列是不平穩(wěn)的。當對這兩個變量的一階差分值進行檢驗時，檢驗結(jié)果均顯著地拒絕“存在單位根”的原假設(shè)，即一階差分值不存在單位根。由此可以認為，上游、中游和下游地區(qū)的lnIE和lnIW都是一階單整序列。

2.3.2面板協(xié)整檢驗

在面板單位根檢驗的基礎(chǔ)上，通過Pedroni 檢驗方法進行面板協(xié)整檢驗，分析經(jīng)濟社會發(fā)展與水資源利用之間是否存在長期面板協(xié)整關(guān)系，結(jié)果如表4所示。由表4可知，上游、中游和下游地區(qū)存在部分統(tǒng)計量沒有通過顯著性檢驗的情況。但在 Pedroni檢驗方法中，如果出現(xiàn)不一致的情況應(yīng)該以Panel ADF 和 Group ADF兩個統(tǒng)計量的檢驗結(jié)果為準。因此，上游、中游和下游地區(qū)的經(jīng)濟社會發(fā)展與水資源利用之間均存在長期協(xié)整關(guān)系。

表4 面板協(xié)整檢驗結(jié)果

2.3.3面板誤差修正模型檢驗

基于Pedroni檢驗方法得知經(jīng)濟社會發(fā)展與水資源利用之間存在協(xié)整性，即變量間存在一種長期均衡關(guān)系，在短期波動的影響下，變量可能會暫時偏離均衡狀態(tài)，但是隨著時間的推移，最終還是會恢復(fù)到長期均衡狀態(tài)。根據(jù)Granger定理，如果變量間存在協(xié)整關(guān)系，兩者之間的關(guān)系可用誤差修正模型進行表述。因此，運用EG二步法構(gòu)建面板誤差修正模型對經(jīng)濟社會發(fā)展與水資源利用間的因果關(guān)系進行檢驗說明。

首先用最小二乘法構(gòu)建lnIE(因變量)和lnIW(自變量)、lnIW(因變量)和lnIE(自變量)之間的協(xié)整回歸模型，以分析兩組序列數(shù)據(jù)的長期影響程度，估計結(jié)果如表5所示。

表5 回歸分析結(jié)果

在方程回歸分析中，回歸系數(shù)均通過了1%的顯著性檢驗。就長期發(fā)展趨勢而言，長江流域上游、中游和下游地區(qū)的水資源利用每變動1個單位，經(jīng)濟社會的增長變化幅度均大于1，分別為4.764 0、4.323 7和2.210 7個單位，而經(jīng)濟社會發(fā)展每變動1個單位，水資源利用程度分別變化0.130 2、0.154 7和0.177 8個單位。表明在長江流域經(jīng)濟社會發(fā)展與水資源利用關(guān)系中，水資源利用對經(jīng)濟社會發(fā)展的影響更大，其原因是長江流域水資源豐富的資源稟賦條件決定的。其中，上游和中游地區(qū)水資源利用對經(jīng)濟社會發(fā)展的影響明顯大于下游地區(qū)，表明上游和中游地區(qū)水資源利用的潛力很大。長江流域水資源利用對經(jīng)濟社會發(fā)展的影響表現(xiàn)為上游地區(qū)最大、中游地區(qū)次之、下游地區(qū)最小，而經(jīng)濟社會發(fā)展對水資源利用的影響表現(xiàn)為下游地區(qū)最大、中游地區(qū)次之、上游地區(qū)最小。這是由于上游地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展較中下游地區(qū)落后，可用于水利開發(fā)的投資有限，加上上游地區(qū)水資源開發(fā)利用成本高，因此其經(jīng)濟社會發(fā)展對水資源利用的貢獻程度相對較低。而中下游地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展較快，水資源利用成本相對較低，因而經(jīng)濟社會發(fā)展對水資源利用的貢獻程度相對較大。

在協(xié)整回歸模型的基礎(chǔ)上，利用公式(9)和(10)中的誤差修正模型來反映變量間的Granger因果關(guān)系，結(jié)果見表6。

表6 面板誤差修正模型結(jié)果

由表6可知，在上游地區(qū)，長期調(diào)整系數(shù)λ1、λ2均顯著為負，反向誤差修正機制成立，表明經(jīng)濟社會發(fā)展和水資源利用之間存在長期雙向因果關(guān)系。長期調(diào)整系數(shù)λ1、λ2反映了對變量偏離長期均衡關(guān)系的調(diào)整力度，其絕對值越大，從非均衡狀態(tài)恢復(fù)到均衡的速度就會越快。在上游地區(qū)，當發(fā)生短期波動偏離長期均衡關(guān)系時，系統(tǒng)將以-0.537 7(-0.140 0)個單位的自我修正速度進行反向調(diào)節(jié)，促使變量恢復(fù)到長期均衡狀態(tài)。短期內(nèi)，上游地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展和水資源利用之間的因果關(guān)系系數(shù)均不顯著。

在中游地區(qū)，長期調(diào)整系數(shù)λ2在1%水平上顯著為負，反向誤差修正機制成立，表明中游地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展對水資源利用存在長期影響，但長期調(diào)整系數(shù)λ1未能通過顯著性檢驗，因此，中游地區(qū)在長期內(nèi)僅存在從經(jīng)濟社會發(fā)展到水資源利用的單向因果關(guān)系。表明經(jīng)濟社會發(fā)展與水資源利用之間的長期均衡關(guān)系對經(jīng)濟社會發(fā)展的偏離沒有起到修正作用，但是對水資源利用的偏離起到了修正作用，當發(fā)生短期波動偏離長期均衡關(guān)系時，誤差修正項會以-0.587 9個單位的調(diào)整力度反向作用，促使水資源利用恢復(fù)到長期均衡狀態(tài)。短期內(nèi)，中游地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展和水資源利用之間的因果關(guān)系系數(shù)均不顯著。

在下游地區(qū)，長期調(diào)整系數(shù)λ1在1%水平上顯著為負，反向誤差修正機制成立，但長期調(diào)整系數(shù)λ2未能通過顯著性檢驗，表明下游地區(qū)水資源利用對經(jīng)濟社會發(fā)展存在長期影響。因此，在長期內(nèi)，下游地區(qū)僅存在從水資源利用到經(jīng)濟社會發(fā)展的單向因果關(guān)系。表明經(jīng)濟社會發(fā)展與水資源利用之間的長期均衡關(guān)系對水資源利用的偏離沒有起到修正作用，但是對經(jīng)濟社會發(fā)展的偏離起到了修正作用，當發(fā)生短期波動偏離長期均衡關(guān)系時，誤差修正項會以-0.025 3個單位的調(diào)整力度反向作用，促使經(jīng)濟社會發(fā)展恢復(fù)到長期均衡狀態(tài)。短期內(nèi)，下游地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展與水資源利用之間因果關(guān)系系數(shù)顯著，而水資源利用和經(jīng)濟社會發(fā)展之間的因果關(guān)系系數(shù)不顯著，表明從經(jīng)濟社會發(fā)展到水資源開發(fā)利用存在單向的因果關(guān)系。

長期內(nèi)，上游地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展和水資源利用之間的雙向因果關(guān)系表明上游地區(qū)兩者之間相比中下游地區(qū)存在更高的關(guān)聯(lián)度。上游地區(qū)對經(jīng)濟社會發(fā)展偏離長期均衡的調(diào)整力度大于下游地區(qū)，表明在經(jīng)濟社會發(fā)展發(fā)生波動后上游地區(qū)的調(diào)整修正速度最快，且上游地區(qū)的水資源開發(fā)利用在經(jīng)濟社會發(fā)展中的影響程度要高于下游地區(qū)，所以應(yīng)對經(jīng)濟社會發(fā)展波動的能力也較強。中游地區(qū)對水資源利用的調(diào)整力度大于上游地區(qū)，即中游地區(qū)的經(jīng)濟社會發(fā)展在水資源利用出現(xiàn)波動時的反映速度較快，可能與中游地區(qū)的經(jīng)濟基礎(chǔ)優(yōu)于上游地區(qū)有關(guān)。短期內(nèi)，上游和中游地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展和水資源利用之間的因果關(guān)系系數(shù)均不顯著，這是因為上游和中游地區(qū)的經(jīng)濟社會發(fā)展和水資源利用之間的相互影響具有滯后效應(yīng)，短期內(nèi)一方的變化并不能使對方發(fā)生明顯變化。而下游地區(qū)的經(jīng)濟社會綜合發(fā)展水平高于中上游地區(qū)，且發(fā)展速度快，短期內(nèi)水資源的開發(fā)利用將受到經(jīng)濟發(fā)展速度的影響，經(jīng)濟的短期快速增長會導(dǎo)致水資源需求的上升，進而加快水資源的開發(fā)利用。

3 結(jié) 論

a.2000—2017年長江流域10省市的經(jīng)濟社會綜合發(fā)展水平呈逐年增加的趨勢，而水資源綜合利用水平呈波動上升趨勢。流域內(nèi)地區(qū)之間經(jīng)濟社會綜合發(fā)展水平和水資源綜合利用水平差異明顯，中下游地區(qū)普遍高于上游地區(qū)。流域內(nèi)水資源利用對經(jīng)濟社會發(fā)展的影響表現(xiàn)為上游地區(qū)最大、中游地區(qū)次之、下游地區(qū)最小，而經(jīng)濟社會發(fā)展對水資源利用的影響表現(xiàn)為下游地區(qū)最大、中游地區(qū)次之、上游地區(qū)最小。

b.在長期關(guān)系中，長江流域僅上游地區(qū)存在經(jīng)濟社會發(fā)展和水資源利用之間的雙向因果關(guān)系，兩者互為對方變化的長期影響因素。中游地區(qū)僅存在從經(jīng)濟社會發(fā)展到水資源利用的單向因果關(guān)系，對水資源利用的調(diào)整力度而言，中游地區(qū)的調(diào)整力度大于上游地區(qū)。下游地區(qū)僅存在從水資源利用到經(jīng)濟社會發(fā)展的單向因果關(guān)系，對經(jīng)濟社會發(fā)展的調(diào)整力度而言，下游地區(qū)的調(diào)整力度小于上游地區(qū)。

c.在短期關(guān)系中，長江流域僅下游地區(qū)存在從經(jīng)濟社會發(fā)展到水資源利用的單向因果關(guān)系。上游和中游地區(qū)的經(jīng)濟社會發(fā)展和水資源利用在短期內(nèi)對對方的影響可能存在滯后效應(yīng)，故不存在顯著的短期因果關(guān)系。