李 婷,岳金桂

(河海大學商學院,江蘇南京 211100)

基于向量自回歸模型的江蘇省水資源利用與經(jīng)濟增長關(guān)系

李 婷,岳金桂

(河海大學商學院,江蘇南京 211100)

選取1995—2013年江蘇省水資源利用和經(jīng)濟增長的相關(guān)時間序列數(shù)據(jù)進行向量自回歸(VAR)模型研究。在變量的平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗基礎(chǔ)上,運用廣義脈沖響應(yīng)法和預(yù)測方差分解法,考察江蘇省經(jīng)濟增長與水資源利用之間的長期均衡關(guān)系和動態(tài)影響特征。結(jié)果表明:江蘇省經(jīng)濟增長水平對工業(yè)用水量沖擊響應(yīng)的滯后期強度最大,而對生活用水量沖擊響應(yīng)的反應(yīng)最小,說明江蘇省工業(yè)化進程的加快必將推動該省的經(jīng)濟增長,而生活中的水資源浪費行為也會抑制該省的經(jīng)濟提升。江蘇省經(jīng)濟增長水平對該省水資源利用各變量的預(yù)測方差起著重要作用,而水資源利用各變量對該省經(jīng)濟增長的貢獻度較低。建議不僅要重視江蘇省經(jīng)濟發(fā)展中的水資源利用壓力,更要關(guān)注水資源短缺、污染和浪費等一系列現(xiàn)實問題。

VAR模型;水資源利用;經(jīng)濟增長;廣義脈沖響應(yīng);江蘇省

水是人類文明的源泉,是生命之源,是萬物之魂,人類社會經(jīng)濟的一切發(fā)展與變化均與水資源息息相關(guān),水資源不僅是一種基礎(chǔ)性的用于控制生態(tài)環(huán)境的自然資源,還是一種具有戰(zhàn)略性的經(jīng)濟資源。我國人口眾多,南北方各區(qū)域水資源分布不均衡,淡水資源的人均承載力較小,水資源的可持續(xù)管理面臨著諸多瓶頸。而江蘇省作為全國唯一一個擁有江河湖海的省份,卻面臨著水資源承載力不足的現(xiàn)實問題,水質(zhì)型缺水問題伴隨著社會經(jīng)濟工業(yè)化以及城市化進程的推進將愈加嚴重[1]。加強水資源管理、保護水生態(tài)環(huán)境,實現(xiàn)水資源的可持續(xù)發(fā)展已成為新時期江蘇省水利工作的重要任務(wù)之一。

關(guān)于水資源利用與管理的研究工作始于20世紀90年代,并逐漸由定性研究過渡到定量研究,國外學者多借用系統(tǒng)模型的研究方法對水資源利用進行綜合評價,國內(nèi)學者則較多采用層次分析法、模糊數(shù)學評價方法、主成分分析法等方法以各地區(qū)作為研究范圍進行水資源利用情況的研究。Charles長期關(guān)注美國水資源瀕危城市的缺水問題,并對水資源利用和經(jīng)濟增長之間的相互作用進行定性分析,認為水資源的有效利用有利于促進經(jīng)濟增長且兩者之間具有靜態(tài)關(guān)系[2]。張陳俊等[3]基于 2002—2010年的省際面板數(shù)據(jù)分別對我國31個省份進行全國和地區(qū)分組,利用庫涅茨茲曲線研究工業(yè)用水與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。路寧等[4]采用中國52座城市的水資源利用壓力指標截面數(shù)據(jù)對我國城市經(jīng)濟增長與水資源利用壓力之間的關(guān)系進行了實證檢驗,并為緩解城市間水資源壓力提供政策建議[4]。鄧朝暉[5]基于VAR模型揭示了中國經(jīng)濟增長與水資源利用之間的的長期均衡關(guān)系,并對其動態(tài)性進行了實證分析。谷學明等[6]從水資源消耗和水環(huán)境壓力2個方面展開研究,利用水足跡的研究方法對江蘇省真實的水資源利用情況進行識別,并實證檢驗了該省經(jīng)濟增長與水資源之間的關(guān)系。綜上所述,相關(guān)學者利用計量模型對區(qū)域間水資源利用和經(jīng)濟增長之間動態(tài)關(guān)系的研究相對較少。

基于此,筆者擬采用VAR模型對1995—2013年江蘇省主要用水指標和人均GDP數(shù)據(jù)進行計量統(tǒng)計分析,通過協(xié)整檢驗、廣義脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析,揭示江蘇省經(jīng)濟增長與水資源利用之間的長期動態(tài)變化關(guān)系,并為解決水資源豐沛地區(qū)的水質(zhì)型缺水問題提供科學依據(jù)。

1 水資源利用變化

1978年改革開放以來,江蘇省在黨中央“三步走”的戰(zhàn)略規(guī)劃下取得了工業(yè)化進程的重要發(fā)展。1997年明確提出全面優(yōu)化三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),加快推進產(chǎn)業(yè)升級,促進各產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)調(diào)整的戰(zhàn)略規(guī)劃。2003年實施的沿江開發(fā)戰(zhàn)略在加速工業(yè)化的基礎(chǔ)上推進了新型工業(yè)化的進一步發(fā)展。與此同時,又于2004年大力推進東隴海線產(chǎn)業(yè)帶建設(shè),帶動了江蘇省三大特色產(chǎn)業(yè)帶的形成與發(fā)展。2010年江蘇省經(jīng)濟運行總體狀況較好,綜合實力顯著提升,全省實現(xiàn)生產(chǎn)總值40 903.3億元,高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)比重逐年上升,約占工業(yè)總產(chǎn)值的17.7%,工業(yè)化發(fā)展進入技術(shù)集約化階段。伴隨著江蘇省經(jīng)濟發(fā)展的持續(xù)向好,水資源的低效利用成為制約該省經(jīng)濟發(fā)展的重要瓶頸[1]。江蘇省位于長江流域和淮河流域的下游區(qū)域,跨江濱海,湖泊眾多且水網(wǎng)密布,省內(nèi)各地的平均降水量在800～1 100mm之間,但受時空分布和季節(jié)性變化的限制,全省過境水量較充沛,多年平均值為 9 490億 m3,是江蘇省水資源量的30倍,而全省人均水資源量僅為全國人均水資源量的五分之一。2011年中央發(fā)布一號文件《中共中央、國務(wù)院關(guān)于加快水利改革發(fā)展的決定》,在此之后又發(fā)布了《關(guān)于實行最嚴格水資源管理制度的意見》,意味著對水資源的管理要納入各地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展的綜合評價體系之中,同時各地方政府對本地區(qū)的水資源管理負總責。江蘇省政府在2011年發(fā)布了《省政府關(guān)于江蘇省水資源綜合規(guī)劃的批復(fù)》,希望通過實施該規(guī)劃到2020年全省用水總量力爭控制在590億m3以內(nèi),并按照中央的要求實行最嚴格的水資源管理制度,確立水資源開發(fā)利用、用水效率、水功能區(qū)限制納污的控制“紅線”。同時推廣節(jié)水技術(shù)和節(jié)水工藝,建設(shè)節(jié)水技改示范工程,提高工業(yè)用水效率。2014年江蘇省人民政府發(fā)布《實行最嚴格水資源管理制度考核工作實施方案》,這一舉措標志著江蘇省開始全面啟動最嚴格的水資源管理制度考核工作。

2 經(jīng)濟增長與水資源利用的關(guān)系建立

2.1 變量選取與數(shù)據(jù)來源

在對水資源利用與經(jīng)濟增長相關(guān)關(guān)系的研究中,采用計量模型進行分析的文獻較少,定性分析較多定量分析較少。鑒于此,考慮到數(shù)據(jù)的可靠性與可得性,筆者在實證分析中選用時間序列數(shù)據(jù)并將樣本區(qū)間確定為1995—2013年。同時,在經(jīng)濟增長與水資源利用2個方面選取最具代表性的指標變量,由于人均GDP比GDP更能反映經(jīng)濟增長的變化趨勢,筆者選用人均GDP(億元)作為經(jīng)濟增長水平。在水資源利用方面,一般會按照水資源的使用結(jié)構(gòu)將用水量分為農(nóng)業(yè)用水、工業(yè)用水、生活用水和生態(tài)用水,但由于生態(tài)用水統(tǒng)計時間較短且用水量較少,故在本文中將其合并到生活用水中進行統(tǒng)一計算。筆者選取總用水量、農(nóng)業(yè)用水量、工業(yè)用水量和生活用水量作為江蘇省水資源利用的代表變量。

我國對水資源相關(guān)數(shù)據(jù)的統(tǒng)計起步較晚,自2007年開始正式編制《中國水資源公報》,《江蘇省水資源公報》自2002年才開始正式公布,這給相關(guān)水資源數(shù)據(jù)的統(tǒng)計研究工作帶來一定困難。本文中的江蘇省人均GDP數(shù)據(jù)源自《中國統(tǒng)計年鑒》和《江蘇統(tǒng)計年鑒》,2002—2013年水資源利用相關(guān)變量數(shù)據(jù)源自《江蘇省水資源公報》,1998—2001年水資源數(shù)據(jù)源自《中國水資源公報》,1995—1997年水資源數(shù)據(jù)是在查閱相關(guān)研究成果以及《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國水利年鑒》、江蘇省水利廳網(wǎng)站以及江蘇省環(huán)境廳網(wǎng)站的基礎(chǔ)上,采用專家評估、灰度預(yù)測等方法對這3年內(nèi)部分缺失數(shù)據(jù)進行計算和統(tǒng)計得到的。

2.2 模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)分析

在進行數(shù)據(jù)處理前,為減小數(shù)據(jù)波動,對模型中所有的時間序列數(shù)據(jù)均進行了對數(shù)化處理,處理后命名為:江蘇省人均GDP(ln p)、江蘇省總用水量(ln z)、江蘇省農(nóng)業(yè)用水量(ln n)、江蘇省工業(yè)用水量(ln g)和江蘇省生活用水量(ln s)。然后,建立一個p階向量自回歸模型,即VAR(p)模型,該模型最早由Sims提出并引入經(jīng)濟學中,推動了經(jīng)濟系統(tǒng)動態(tài)性分析的廣泛應(yīng)用,它多用于預(yù)測相互聯(lián)系的時間序列系統(tǒng)和分析隨機擾動項對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊,進而揭示各種經(jīng)濟沖擊對經(jīng)濟變量的影響[7],模型的具體形式為

式中:Yt為內(nèi)生變量的列向量;A0為常數(shù)項;p為滯后階數(shù);.Гt為時間序列的系數(shù)矩陣;ut為誤差項。

利用計量統(tǒng)計軟件Eviews7.2,首先,建立由經(jīng)濟增長指標和4個水資源利用指標組成的雙變量VAR模型;其次,為保證數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性需要對各變量進行平穩(wěn)性檢驗,并確定最大滯后階數(shù);然后,通過協(xié)整檢驗、廣義脈沖響應(yīng),對江蘇省水資源利用情況和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行實證分析;最后,利用預(yù)測方差分解法考察江蘇省經(jīng)濟增長水平與水資源利用情況相互間的貢獻程度。

表1 滯后階數(shù)估計結(jié)果

3 經(jīng)濟增長與水資源利用關(guān)系的實證分析

3.1 模型平穩(wěn)性和穩(wěn)定性檢驗

為防止序列間的關(guān)系發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化,產(chǎn)生“偽回歸”問題,在對VAR模型進行結(jié)構(gòu)性沖擊識別之前,需先應(yīng)用ADF(Augment Dicker-Fuller)檢驗考察數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。在此之前,還需通過Eviews軟件提供的最常用的6種檢驗準則,即LogL(對數(shù)似然函數(shù)最大值準則)、LR(似然比檢驗)、FPE(最終預(yù)測誤差準則)、AIC(赤池信息量準則)、SC(施瓦茲準則)和HQ(漢南奎因準則)來確定VAR模型的滯后階數(shù)。在本樣本模型中,相應(yīng)的估計結(jié)果如表1所示。

從表1中可以看出,在這6種檢驗準則中,有5種準則(LR、FPE、AIC、SC、HQ)都選擇了最大滯后階數(shù)為2,故筆者將建立一個VAR(2)系統(tǒng)進行后續(xù)分析。接著,采用ADF單位根檢驗方法,對各變量進行平穩(wěn)性分析,檢驗結(jié)果如表2所示。

表2 ADF單位根檢驗

由表2的檢驗結(jié)果可知,這5個變量一階差分處理后的數(shù)據(jù)在1%的顯著性水平下都是平穩(wěn)序列,同時也都是一階單整序列。同時,VAR(2)模型所有特征根的倒數(shù)均落在單位圓內(nèi),表明待估的整個模型AR滿足穩(wěn)定性的要求,因此筆者將據(jù)此信息建立一個VAR(2)模型進行系統(tǒng)分析(表3)。

表3 AR根

3.2 Johansen-Juselius協(xié)整檢驗

基于上述檢驗結(jié)果可以看出以上變量都是同階單整序列,因此可以采用Johansen檢驗來判斷各變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系,檢驗結(jié)果如表4所示。

表4 Johansen-Juselius協(xié)整檢驗結(jié)果

通過以上分析可知,VAR(2)模型存在2個協(xié)整關(guān)系,同時滿足平穩(wěn)性和穩(wěn)定性的要求,因此,該VAR(2)模型是有效的。

為了更好地檢驗江蘇省經(jīng)濟增長水平與水資源利用各變量間的長期均衡關(guān)系,下面將進一步檢驗兩者之間的協(xié)整性。首先利用基本線性回歸模型的OLS估計方法,分別對ln p、ln z、ln n、ln g以及l(fā)n s進行靜態(tài)回歸,并得到相應(yīng)的回歸方程:

式中:u總用水量、u農(nóng)業(yè)用水量、u工業(yè)用水量、u生活用水量為江蘇省各水資源利用變量的殘差序列。

然后,分別檢驗4個變量殘差序列的單整階數(shù),檢驗結(jié)果如表5所示。

表5 協(xié)整方程殘差序列ADF檢驗結(jié)果

通過上述檢驗結(jié)果可以看出,4個回歸方程殘差序列的ADF檢驗值均小于5%顯著性水平下的臨界值,說明水資源利用4個相關(guān)變量的殘差序列均是平穩(wěn)序列。同時,從上述4個靜態(tài)回歸方程的結(jié)果可以得出ln p和ln z、ln p和ln n、ln p和ln g之間存在協(xié)整關(guān)系,因此,江蘇省經(jīng)濟增長與用水量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

3.3 廣義脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)分析方法是分析當某一誤差項發(fā)生變化時對系統(tǒng)的動態(tài)影響,常用在時間序列模型中分析擾動項對各變量的影響關(guān)系。為了分析江蘇省經(jīng)濟增長水平與水資源利用之間的動態(tài)影響關(guān)系,采用了廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)并將脈沖響應(yīng)期設(shè)定為10期,相關(guān)響應(yīng)結(jié)果分析如下。

3.3.1 總用水量與經(jīng)濟增長水平的動態(tài)關(guān)系

從圖1可以看出,當江蘇省總用水量給人均GDP一個單位的正向沖擊時,人均GDP在第1期開始有反應(yīng),然后持續(xù)上升,在第2期到達高點(0.043388),接著下降至負值并持續(xù)3期,到第7期開始又上升為正值,總體波動范圍在零點上下,程度較小,在整個分析期內(nèi)江蘇省總用水量對該省人均GDP的累計響應(yīng)值為0.006685 5,即當期總用水量對人均GDP的總體影響為正時,表明江蘇省總用水量隨人均GDP的增長而增加。當江蘇省人均GDP對總用水量一個單位的正向沖擊后,總用水量在第1期為正值(0.029 187),接著開始下降,第2期下降到零點以下位置(-0.031 370),然后持續(xù)上升,第5期達到0.008072后下降,到第8期到達另一個高點(0.026573)后又開始下跌?？v觀全程,整體的趨勢呈現(xiàn)一種規(guī)律性,在整個分析期內(nèi)江蘇省人均 GDP對該省總用水量的累計響應(yīng)值為0.0074089,表明江蘇省經(jīng)濟發(fā)展對于水資源的利用具有促進作用。

3.3.2 農(nóng)業(yè)用水量與經(jīng)濟增長水平的動態(tài)關(guān)系

由圖2可知,江蘇省人均GDP對農(nóng)業(yè)用水量一個單位的正向沖擊后,農(nóng)業(yè)用水量自第1期的高點(0.082 269)開始下降,在第2期處于一個低點(-0.028636),第3～5期均處于正值,第6期到達第二個低點(-0.058 834)然后緩慢上升,江蘇省人均GDP對農(nóng)業(yè)用水量的累積響應(yīng)值為0.010 7277,表明隨著經(jīng)濟的發(fā)展會推動農(nóng)業(yè)用水量的增加。而當江蘇省農(nóng)業(yè)用水量對人均GDP一個單位的正向沖擊時,人均GDP開始處于負值,第3～5期均為正值,后有跌落但距離零點很近,隨后又持續(xù)上升,在整個分析期內(nèi)江蘇省農(nóng)業(yè)用水量對人均GDP的累積響應(yīng)值為0.034 227 8,這一數(shù)字表明江蘇省農(nóng)業(yè)用水的增加對經(jīng)濟發(fā)展具有一定的促進效果。

3.3.3 工業(yè)用水量與經(jīng)濟增長水平的動態(tài)關(guān)系

圖1 總用水量與經(jīng)濟增長脈沖曲線

圖2 農(nóng)業(yè)用水量與經(jīng)濟增長脈沖曲線

由圖3可以看出,當江蘇省人均GDP給予工業(yè)用水量一個單位的正向沖擊時,工業(yè)用水量在第1期為 0.002 659,接著開始下降,第 3期上升至0.039432,總體趨勢保持這種循環(huán)。整個分析期江蘇省人均GDP對工業(yè)用水量的累積響應(yīng)值為0.005 3701,表明江蘇省經(jīng)濟增長水平的上升促進了該省的工業(yè)化發(fā)展,工業(yè)化進程中也會產(chǎn)生更多的工業(yè)用水量。觀察江蘇省工業(yè)用水量對人均GDP的脈沖響應(yīng)圖可以看出,工業(yè)用水量在1～8期總是使人均GDP保持在零點以上,第8期開始有稍許下降,江蘇省工業(yè)用水量對人均GDP的累積響應(yīng)值為0.0709143,說明工業(yè)用水量的增加在一定程度上將推動該省經(jīng)濟發(fā)展水平的提升。

圖3 工業(yè)用水量與經(jīng)濟增長脈沖曲線

3.3.4 生活用水量與經(jīng)濟增長水平的動態(tài)關(guān)系

江蘇省經(jīng)濟增長水平與生活用水量的脈沖響應(yīng)結(jié)果如圖4所示。當生活用水量對人均GDP一個單位的正向沖擊時,人均GDP在第1期未有波動,到第2期時有輕微浮動(0.166 713),第3期稍許下降,第4～5期到達一個低點(-0.220774)后又開始上升,第7期達到一個高點(0.124 613),然后又緩慢下降但幅度不大。江蘇省生活用水量對人均GDP的累積響應(yīng)值為-0.0073955,表明生活用水量的增加會抑制經(jīng)濟發(fā)展。當人均GDP對生活用水量一個單位的正向沖擊響應(yīng)來看,第1期處于正值(0.089216),接著開始持續(xù)下降,到第4期處于低點(-0.035027)后又緩慢上升。整個分析期江蘇省人均GDP對生活用水量的累積響應(yīng)為0.00227737,表明江蘇省人均GDP的增加會導致生活用水量的增加。

3.4 預(yù)測方差分解

方差分解分析是對每個結(jié)構(gòu)性沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻度進行分析,進而評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性,它給出了對組成VAR模型變量產(chǎn)生影響的每個隨機擾動項的相對重要性的信息。江蘇省各水資源利用變量與人均GDP的方差分解結(jié)果如表6所示。

表6 江蘇省各水資源利用變量與人均GDP的方差分解平均值

圖4 生活用水量與經(jīng)濟增長脈沖曲線

綜合方差分解的結(jié)果可以看出,從總體而言,江蘇省人均GDP對解釋各類水資源利用變量的預(yù)測方差起到了很大的作用,而江蘇省各類水資源利用變量對解釋人均GDP預(yù)測方差的貢獻度則相對較小。其中,人均GDP解釋了水資源利用中農(nóng)業(yè)用水量和工業(yè)用水量50%以上的方差,而對總用水量和生活用水量預(yù)測方差的貢獻度較小。這一分析結(jié)果刻畫了1995年以來江蘇省水資源利用與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系:江蘇省依附于其優(yōu)越的地理位置,處于亞熱帶氣候圈內(nèi),特別是北部地區(qū)擁有豐富的自然和農(nóng)副產(chǎn)品資源。然而,伴隨著江蘇省城市化、工業(yè)化進程的快速發(fā)展,以及在此過程中對水資源的過度開采與利用,導致了農(nóng)業(yè)與工業(yè)用水量的增加是造成總用水量增加的主要原因。然而,江蘇省工業(yè)用水量對該省人均GDP的貢獻率相對較低,約為3.30%,農(nóng)業(yè)用水量和生活用水量相對較多,但遠不及江蘇省人均GDP對該省水資源利用的貢獻程度。究其原因,與我國當前的國情相吻合,同時與江蘇省自身的經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀相一致。江蘇省是中國改革開放的前沿城市,也是東部沿海地區(qū)的發(fā)達省份,地理位置優(yōu)越,城市經(jīng)濟基礎(chǔ)比較好。其中,中部地區(qū)和南部地區(qū)工業(yè)基礎(chǔ)較好,北部地區(qū)一直以農(nóng)業(yè)和漁業(yè)作為主導產(chǎn)業(yè)。但是,隨著改革開放的強力號召,江蘇省善于把握機遇、優(yōu)勢互補,蘇北地區(qū)作為江蘇省重要的商品糧棉生產(chǎn)基地,依舊將農(nóng)業(yè)放在重要位置來抓,同時勇于創(chuàng)新,大力發(fā)展龍頭企業(yè),拉長農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈,為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化奠定基礎(chǔ)。蘇南地區(qū)加大高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的投資比重,著力發(fā)展具有自身特色的產(chǎn)業(yè)鏈,尤其是加工工業(yè)。2012年,江蘇省規(guī)模工業(yè)產(chǎn)值達到12萬億元[8],連續(xù)3年位居全國首位,月均現(xiàn)價產(chǎn)值首次邁上萬億元臺階。當然,引起一個省市經(jīng)濟發(fā)展的原因是多樣的,水資源的影響僅僅是一個方面。

4 結(jié) 語

基于1995—2013年江蘇省水資源利用與人均GDP的時間序列數(shù)據(jù),構(gòu)建了江蘇省水資源利用與經(jīng)濟增長間的VAR模型,探討江蘇省在1995—2013年期間水資源利用與經(jīng)濟增長之間的相互動態(tài)影響。

江蘇省經(jīng)濟增長與用水量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn),江蘇省經(jīng)濟增長與總用水量、農(nóng)業(yè)用水量和工業(yè)用水量之間存在協(xié)整關(guān)系,而生活用水量與該省的經(jīng)濟增長不存在協(xié)整關(guān)系。說明隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提升,江蘇省在生活用水方面節(jié)水效果顯著,為積極發(fā)展節(jié)水產(chǎn)業(yè),真正把節(jié)水工作貫穿于該省居民的社會經(jīng)濟生活中,江蘇省于2012年重新修訂了《江蘇省城市生活與公共用水定額》,同時為優(yōu)化水資源配置,合理用水、節(jié)水,提升水資源利用效率采取了一系列積極措施,使生活中的水資源浪費現(xiàn)象有所緩解。而農(nóng)業(yè)用水量和工業(yè)用水量依舊呈穩(wěn)步增長趨勢,這與江蘇省現(xiàn)階段的發(fā)展現(xiàn)狀相符合。工業(yè)與農(nóng)業(yè)發(fā)展的強勁勢頭,必然推動相應(yīng)用水量的提升,但也說明這一階段對工農(nóng)業(yè)用水量的控制力度較弱,經(jīng)濟增長與水資源利用間的協(xié)調(diào)工作依舊值得重視與努力。

從廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)的模擬結(jié)果中可以看出,在江蘇省總用水量、農(nóng)業(yè)用水量、工業(yè)用水量和生活用水量4個變量中,江蘇省人均GDP對工業(yè)用水量沖擊響應(yīng)的反應(yīng)強度最大,累積響應(yīng)值為0.070 914 3;而對生活用水量沖擊響應(yīng)的反應(yīng)強度最小且累積響應(yīng)值為-0.0073955。同時,江蘇省人均GDP分別給予水資源利用的4個變量一個單位的沖擊后,4個變量對經(jīng)濟增長水平單位沖擊的累計響應(yīng)均為正值。該結(jié)果說明,江蘇省經(jīng)濟發(fā)展水平的增長必然帶來總用水量、農(nóng)業(yè)用水量、工業(yè)用水量和生活用水量的增加。江蘇省依托其優(yōu)越的地理位置和氣候條件,其農(nóng)業(yè)和工業(yè)的發(fā)展均處于全國領(lǐng)先水平,伴隨著國家和政府各項鼓勵與優(yōu)惠政策的提出,農(nóng)業(yè)和工業(yè)的大力發(fā)展必將導致相應(yīng)用水量的增加,同時整個發(fā)展過程也必將帶動該省經(jīng)濟水平的提升。這一結(jié)果與協(xié)整關(guān)系檢驗的結(jié)果相吻合。生活用水雖然在總用水量中所占份額較小,但生活中水資源浪費現(xiàn)象隨處可見,進而造成其對經(jīng)濟發(fā)展的推動力更加薄弱,長此以往必將不利于該省自身的經(jīng)濟發(fā)展。因而,一系列相關(guān)的生活節(jié)水戰(zhàn)略以及有利于增強民眾節(jié)水意識的宣傳教育活動必不可少。

方差分析結(jié)果表明,江蘇省經(jīng)濟增長水平對該省水資源利用各變量的預(yù)測方差起著重要作用,而水資源利用各變量對該省經(jīng)濟增長的貢獻度較低。我國當前正面臨著人口增長、經(jīng)濟社會快速發(fā)展以及擠占生態(tài)用水的三重壓力,江蘇省作為水質(zhì)型缺水大省,水資源短缺問題更是突出,江蘇省經(jīng)濟發(fā)展的過程折射出當前水資源的發(fā)展現(xiàn)狀。公眾水憂患意識淡薄、相應(yīng)節(jié)水教育工作實施不足、水價政策不合理等一系列原因需要人們?nèi)シ词〔で蠼鉀Q途徑。建議當前不僅要關(guān)注江蘇省經(jīng)濟增長過程中水資源利用所產(chǎn)生的壓力,即用水量增加的壓力,也要重視水資源短缺、污染、浪費等問題給江蘇省經(jīng)濟發(fā)展所帶來的的負面影響。同時,更需要通過法律途徑、政策法規(guī)建立起相應(yīng)的水資源節(jié)水體系、水權(quán)交易機制以及規(guī)范的水市場,進而推動一個高效節(jié)水城市的建立。

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F323.213;F407.9

A

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2015-04 -27 編輯:方宇彤)

10.3880/j.issn.1003 -9511.2015.04.008

李婷(1992—),女,山東菏澤人,碩士研究生,主要從事水資源技術(shù)經(jīng)濟研究。E-mail:ltt-huihui@hotmail.com