工業(yè)用水與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的關(guān)系

張兵兵 沈滿洪

摘要

工業(yè)水資源節(jié)約是節(jié)水工作中的重點(diǎn)領(lǐng)域。因此，了解工業(yè)水資源利用與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對工業(yè)水資源節(jié)約的影響具有重大的意義?？紤]到中國區(qū)域間工業(yè)用水的差異性，在對中國31個(gè)省份1998-2012年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)以及面板協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建面板協(xié)整方程及其誤差修正模型，并檢驗(yàn)工業(yè)水資源利用與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化之間因果關(guān)系，結(jié)果顯示：工業(yè)水資源利用與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化之間存在著長期均衡關(guān)系，并且這種長期均衡關(guān)系對短期變化具有促進(jìn)作用；在其他條件不變的情況下，工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長1%時(shí)，工業(yè)用水量增加0.04%，而在其他條件不變的情況下，工業(yè)比重增加1%時(shí)，工業(yè)用水量增加0.57%，即在其他條件不變的情況下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化相較于工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長給工業(yè)水資源利用帶來的影響更加明顯；工業(yè)水資源利用與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長以及工業(yè)水資源利用與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化之間均存在雙向的因果關(guān)系?；谝陨辖Y(jié)果可以得知，水資源短缺的確會成為工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的制約因素，為保障工業(yè)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展，節(jié)約工業(yè)水資源的利用亟需落到實(shí)處。而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是節(jié)約工業(yè)水資源的有效措施，所以在保障工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)，適當(dāng)調(diào)整產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)，使工業(yè)結(jié)構(gòu)比重下降，從而得到工業(yè)水資源利用的節(jié)約。

關(guān)鍵詞工業(yè)水資源；工業(yè)經(jīng)濟(jì)；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；面板協(xié)整

中圖分類號F062.1文獻(xiàn)標(biāo)識碼A文章編號1002-2104（2015）02-0009-06doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2015.02.002

水是工業(yè)的血液，工業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展離不開水資源的支撐。自改革開放以來，伴隨著工業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，中國工業(yè)用水迅速上升，至今經(jīng)歷了加速上升到減速上升的變化過程，工業(yè)用水量由1949年的24億m3上升至2012年的1 423.88億m3，增長了近58倍，工業(yè)用水量在總用水量中的占比也從1949年的2.33%上升至2012年的23.2%，增長了9倍。然而水資源是有限的稀缺資源，中國更是嚴(yán)重的缺水國家，從人均水資源角度看是全世界13個(gè)貧水國家之一，人均淡水資源僅為世界人均量的四分之一，若中國對水資源的需求一直保持在如此高的水平，未來水資源很可能成為制約工業(yè)經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步發(fā)展的重要因素，所以，必須切實(shí)落實(shí)可持續(xù)發(fā)展理念，保障工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)節(jié)約利用水資源。

但以往水資源在工業(yè)中的利用是粗放式的，水資源利用效率低下、結(jié)構(gòu)不合理以及不能夠被有效回收利用等問題使工業(yè)用水資源被極大地浪費(fèi)，而當(dāng)前企業(yè)工業(yè)節(jié)水意識依然不強(qiáng)，節(jié)水進(jìn)度緩慢，因此檢驗(yàn)水資源對工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長是否存在制約作用以及探討使工業(yè)用水資源得到有效節(jié)約的措施顯得尤為重要。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是水資源節(jié)約的重要手段，其節(jié)水效果明顯并且迅速，但其在工業(yè)用水資源的節(jié)約方面是否能夠帶來同樣的效果，成為工業(yè)節(jié)水的有效措施則需要進(jìn)一步研究。

1文獻(xiàn)綜述

為推進(jìn)中國可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)現(xiàn)，對自然資源利用以及環(huán)境污染、能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的研究越來越受到學(xué)者們的關(guān)注，但對水資源尤其是工業(yè)水資源利用的研究相對較少。羅光明等運(yùn)用協(xié)整理論對新疆總體水資源利用與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行研究，證明了干旱地區(qū)的水資源利用與GDP增長之間存在著協(xié)整關(guān)系[1]，吳宗杰和董會忠則運(yùn)用同樣的方法對山東省水資源與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行研究，得到山東省經(jīng)濟(jì)增長與工業(yè)耗水量和生活耗水量之間存在協(xié)整關(guān)系，而與總耗水量與農(nóng)業(yè)耗水量村存在長期均衡關(guān)系的結(jié)論[2]，可見不同地區(qū)運(yùn)用相同方法研究所得到的水資源利用與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系亦不甚相同。以上研究都是針對中國特定區(qū)域的研究，研究結(jié)論具有一定的針對性，并不能以此推斷中國整體水資源利用與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。潘丹和應(yīng)瑞瑤運(yùn)用面板VAR模型對中國農(nóng)業(yè)水資源利用與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在依存和因果關(guān)系進(jìn)行研究，得到中國東、中、西部地區(qū)水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間的長期協(xié)整關(guān)系[3]，為研究中國工業(yè)水資源利用與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系提供借鑒。

在工業(yè)用水的研究方面，賈紹鳳是較早研究的學(xué)者之一，他在2004年以發(fā)達(dá)國家為研究對象對用水庫茲涅茲曲線進(jìn)行研究，指出發(fā)達(dá)國家工業(yè)用水存在一個(gè)由上升轉(zhuǎn)為下降的轉(zhuǎn)折點(diǎn)，并指出使工業(yè)用水下降的兩方面來源：用水效率提高和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整[4]。鄧朝暉等基于VAR模型對中國經(jīng)濟(jì)增長與水資源利用之間的關(guān)系分別做了研究，得到中國經(jīng)濟(jì)增長與工業(yè)用水之間存在長期均衡關(guān)系的結(jié)論[5]。但張陳俊和章恒全對工業(yè)用水與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的庫茲涅茲曲線進(jìn)行研究，指出不同地區(qū)工業(yè)用水絕對指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長之間分別呈現(xiàn)“N”型、倒“U”型、“N”型和單調(diào)遞增形態(tài)，工業(yè)用水相對指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長之間分別呈現(xiàn)倒“N”型、倒“U”型、“U”型和倒“N”型形態(tài)[6]，顯然不同地區(qū)工業(yè)用水與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系差距很大，在研究中國工業(yè)水資源利用與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系時(shí)應(yīng)該將這種地區(qū)差異性考慮進(jìn)來。

賈紹鳳等在研究中指出經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整對工業(yè)水資源利用的節(jié)約作用[4，7]，雷社平等[8]、許鳳冉等[9]分別以北京為例指出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對解決水資源緊缺的作用。顯然在研究水資源利用與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間關(guān)系時(shí)不能夠忽略經(jīng)濟(jì)增長因素對水資源利用的影響，所以本文將工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化同時(shí)作為影響因素來研究其與工業(yè)水資源利用之間的關(guān)系，并且為考慮地區(qū)差異性的影響，利用1998-2012年31個(gè)省的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，期待得到中國工業(yè)水資源利用與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化之間的關(guān)系。

2方法簡介及模型設(shè)定

面板數(shù)據(jù)單位根和協(xié)整檢驗(yàn)理論是對時(shí)間序列單位根和協(xié)整檢驗(yàn)理論研究的繼續(xù)和發(fā)展，它綜合了時(shí)間序列和橫截面的特性，通過加入橫截面能夠更直接、更加精確地推斷單位根和協(xié)整的存在，尤其是在時(shí)間序列不長、可能獲得國家、地區(qū)、企業(yè)等單位截面數(shù)據(jù)的情況下更具應(yīng)用價(jià)值[10]，鑒于本文所研究工業(yè)用水的時(shí)間序列不長，同時(shí)研究中需將地區(qū)差異性考慮進(jìn)來，所以最終選擇面板數(shù)據(jù)單位根和協(xié)整檢驗(yàn)理論作為研究方法。

2.1面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)

由于傳統(tǒng)的面板模型會受到數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性影響產(chǎn)生偽回歸，所以在面板協(xié)整檢驗(yàn)及模型建立之前需要首先對變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)以確定所研究變量是否為同階單整，即是否是平穩(wěn)的。檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)單位根的方法有兩類：一類是同質(zhì)面板單位根檢驗(yàn)法，包括LLC檢驗(yàn)[11]、Breitung檢驗(yàn)[12]等，另一類是異質(zhì)面板單位根檢驗(yàn)法，包括IPS檢驗(yàn)[13]以及Fisher類型檢驗(yàn)[14-15]。

2.2面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)

若所研究變量通過面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)，則可進(jìn)一步檢驗(yàn)變量間是否存在協(xié)整關(guān)系。Pedroni[16-17]提出的基于殘差的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)方法允許最大程度的個(gè)體差異，不僅每個(gè)個(gè)體的協(xié)整系數(shù)可以不同，還允許有不同的短期動(dòng)態(tài)學(xué)，從而被廣泛地使用。本文選擇采用此方法對中國各省工業(yè)水資源利用與工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的關(guān)系進(jìn)行長期協(xié)整檢驗(yàn)。Pedroni一共提出了

七個(gè)統(tǒng)計(jì)量，并證明在一般性的假定條件下，

七個(gè)統(tǒng)計(jì)量在經(jīng)過均值和標(biāo)準(zhǔn)差調(diào)整后都漸進(jìn)服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，可以用于進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。同時(shí)Pedroni的Monte Carlo模擬實(shí)驗(yàn)結(jié)果顯示，對于大于100的樣本來說，所有的7個(gè)統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)效力都很好并且很穩(wěn)定，但是對于小樣本（T<20）來說， Group ADF統(tǒng)計(jì)量和Panel ADF統(tǒng)計(jì)量是最有效力的，其次是Panel PP統(tǒng)計(jì)量和Group PP統(tǒng)計(jì)量。

若變量通過協(xié)整檢驗(yàn)，證明變量之間存在協(xié)整關(guān)系，可進(jìn)一步建立協(xié)整方程得到變量之間的具體關(guān)系。

2.3協(xié)整模型及其估計(jì)

本文選取工業(yè)產(chǎn)出增加值、工業(yè)增加值占GDP的比重變化分別來衡量工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長水平以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化，設(shè)定模型如下：

lniwit=α0i+α1ilnigdpit+α2ilnirit+εit（1）

其中iw表示工業(yè)用水量，igdp表示工業(yè)增加值，ir表示工業(yè)增加值占總GDP的比重，i表示省份，t表示年份，εit表示隨機(jī)誤差，α0i、α1i、α2i為待估參數(shù)。

對于模型估計(jì)，普通最小二乘估計(jì)法（OLS）仍然是最常用的協(xié)整模型估計(jì)方法，但如果解釋變量是內(nèi)生的或者回歸誤差項(xiàng)是序列相關(guān)的，OLS估計(jì)出的參數(shù)是有偏的。為得到更加準(zhǔn)確的估計(jì)結(jié)果，Phillips和Hansen[18]提出完全修正普通最小二乘法（FMOLS）對OLS估計(jì)量進(jìn)行修正，有效地糾正了因系統(tǒng)擾動(dòng)相關(guān)可能產(chǎn)生的估計(jì)偏差，Phillips和Loretan[19]、Saikkonen[20]、Stock和Watson[21]提出動(dòng)態(tài)普通最小二乘法（DOLS），通過引入解釋變量領(lǐng)先形式與滯后形式的差分變量來克服可能存在的序列相關(guān)及回歸變量內(nèi)生性等問題。FMOLS和DOLS都成為常用的協(xié)整模型估計(jì)方法。

2.4誤差修正模型與因果關(guān)系檢驗(yàn)

即使變量之間存在長期的均衡關(guān)系，由于現(xiàn)實(shí)中工業(yè)用水與工業(yè)經(jīng)濟(jì)很少處在均衡點(diǎn)上，所以實(shí)際觀測到的只是它們之間短期或非均衡的關(guān)系。為檢驗(yàn)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長、工業(yè)比重對工業(yè)用水的短期效應(yīng)及其對長期均衡關(guān)系的調(diào)整作用，可以建立面板協(xié)整模型（1）所對應(yīng)的面板誤差修正模型（PVECM）：

Δlniwit=∑k=0β1，kΔlnigdpit-k+∑k=0β2，kΔlnirit-k-γ（lniwit-1

-α0i-α1ilnigdpit-1-α2ilnirit-1）+εit

即：

Δlniwit=∑k=0β1，kΔlnigdpit-k+∑k=0β2，kΔlnirit-k

-γecmit-1+εit（2）

其中，emcit-1表示模型（1）的面板協(xié)整殘差，γ表示誤差調(diào)節(jié)系數(shù)，反映工業(yè)用水與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長、工業(yè)比重的長期協(xié)整關(guān)系對它們之間的短期變化所產(chǎn)生的調(diào)節(jié)效應(yīng)。如果γ為負(fù)，則-γecmit-1為正，意味著t-1期的lniwi小于α0i+α1ilnigdpi+α2ilniri，說明長期協(xié)整關(guān)系對短期變化具有抑制作用，進(jìn)一步說明誤差修正模型的自變量對因變量的不利影響；反之，如果γ為正，說明長期協(xié)整關(guān)系對短期變化具有促進(jìn)作用，進(jìn)一步說明誤差修正模型的自變量對因變量的正向影響。

Granger[22]提出檢驗(yàn)變量之間因果關(guān)系的方法，之后該方法被廣泛應(yīng)用于時(shí)間序列情形下經(jīng)濟(jì)變量之間的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)中。但隨著面板數(shù)據(jù)的廣泛使用，學(xué)者們對格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的研究與應(yīng)用也延伸到面板數(shù)據(jù)上。如果將普通的格蘭杰因果檢驗(yàn)直接應(yīng)用于面板數(shù)據(jù)中，那么檢驗(yàn)的原假設(shè)過于嚴(yán)格[23]，所以Dumitrescu和Hurlin[24]提出了針對異質(zhì)性面板數(shù)據(jù)模型的因果關(guān)系檢驗(yàn)，原假設(shè)為變量之間不存在任何因果關(guān)系（Homogeneous Non Causality），備擇假設(shè)為存在因果關(guān)系，統(tǒng)計(jì)量為服從漸進(jìn)卡方分布的平均瓦爾德統(tǒng)計(jì)量（W）和服從漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的標(biāo)準(zhǔn)統(tǒng)計(jì)量（Z），通過統(tǒng)計(jì)量的值與給定顯著性水平下臨界值的比較可以判斷變量之間的格蘭杰因果關(guān)系是否存在。

3工業(yè)水資源利用與工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)

3.1數(shù)據(jù)說明及描述性檢驗(yàn)

中國水利部自1997年開始公開發(fā)布《中國水資源公報(bào)》，其中自1998年開始的省級行政區(qū)用水量被細(xì)分為生活用水量、農(nóng)業(yè)用水量、工業(yè)用水量和生態(tài)環(huán)境用水量。本文選擇1998年以來各省級行政區(qū)的工業(yè)用水量用以研究。工業(yè)增加值數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，但均以當(dāng)年價(jià)格計(jì)算，為消除價(jià)格因素的影響，本文通過工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)將各省各年份工業(yè)增加值調(diào)整為以1998年價(jià)格計(jì)算。工業(yè)增加值占GDP比重通過對來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》的原始數(shù)據(jù)計(jì)算得到。

中國國土覆蓋面積廣闊，南北及東西不同地區(qū)或省份在不同的地理環(huán)境和資源約束等條件下，擁有不甚相同卻適應(yīng)本地環(huán)境的經(jīng)濟(jì)發(fā)展格局，在此基礎(chǔ)上的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與工業(yè)用水變化也是相去甚遠(yuǎn)。隨著經(jīng)濟(jì)的增長，中國某些地區(qū)已經(jīng)出現(xiàn)工業(yè)用水的負(fù)增長，如北京、河北、甘肅，尤其是北京，自1992年起，除個(gè)別年份有所上升，北京市的工業(yè)用水量總體上已處于持續(xù)下降狀態(tài)，工業(yè)用水占總用水量的比重也處于持續(xù)下降的狀態(tài)。與此同時(shí)，北京市作為中國的政治、經(jīng)濟(jì)中心，不遺余力地推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級。自1992年起，北京市的第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)以及工業(yè)比重都已經(jīng)在不斷下降，第三產(chǎn)業(yè)比重明顯上升。