金巍 章恒全 秦騰 毛廣雄 劉雙雙

摘要：基于Hansen非動態(tài)面板門檻回歸模型，從全國和東部、中部和西部三大區(qū)域就居民消費對用水量的門檻效應進行實證分析，結果表明：在居民收入和人力資本的作用下，居民消費對用水量的影響存在顯著的門檻效應。全國層面，居民消費對用水量的彈性系數(shù)呈現(xiàn)先降后升的變化形態(tài)，但增幅降低；區(qū)域層面，東部居民消費對用水量的促進作用逐漸降低，西部居民消費促進用水量的增長，中部門檻檢驗不顯著。進一步分析發(fā)現(xiàn)：經(jīng)濟發(fā)展，特別是城鎮(zhèn)化影響門檻值和彈性系數(shù)的大小，人力資本作為門檻變量時居民消費對用水量的影響最大。

關鍵詞：用水量；居民消費；門檻效應；居民收入；人力資本

DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2017.06.12

中圖分類號：F126；F205 文獻標識碼：A 文章編號：1001-8409（2017）06-0051-04

Analysis on Impact of Household Consumption on Water Consumption in Consideration of Regional Disparity

——Empirical Study Based on Threshold Model

JIN Wei1，2a， ZHANG Hengquan1， QIN Teng1， Mao Guangxiong2a， LIU Shuangshuang2b

（1.School of Business， Hohai University， Nanjing 211100；

2.Huaiyin Normal University a.School of Urban and Environmental Sciences，

b.School of Physics and Electronic Electrical Engineering， Huaian 223300）

Abstract： The paper applies nondynamic panel threshold regression model of Hansen to carry out an empirical analysis of threshold effect of household consumption on water consumption in our country including eastern， central and western areas. The result shows that the threshold effect of household consumption on water consumption is so significant with the force of resident income and human capital. On national level， the elasticity coefficient of household consumption on water consumption presents the trend from decrease to increase at a lower growing rate. On regional level， elasticity coefficient gradually decreases in eastern area while increases in western area. It is not prominent in central area. Further analysis finds that regional economic and social development， especially the urbanization level， affect the threshold value and elasticity coefficient. Whats more， when human capital is considered as the threshold variable， elasticity coefficient of household consumption on water consumption is the biggest.

Key words：water consumption； household consumption； threshold effect； resident income； human capital

引言

水是生命之源、生產之要、生態(tài)之基，世界環(huán)境與發(fā)展委員會曾指出：“水資源對于大多數(shù)經(jīng)濟部門來說是一個重要的資源，水資源正在取代石油而成為全世界引起危機的主要問題”，水資源也逐漸成為研究現(xiàn)代經(jīng)濟增長的一個重要分支。改革開放后我國社會經(jīng)濟快速發(fā)展，水資源消耗量大、水污染嚴重等問題日益突出，人多水少、水資源時空分布不均的國情使我國社會經(jīng)濟發(fā)展越來越受水資

源的約束。發(fā)達國家經(jīng)驗表明：用水量隨經(jīng)濟發(fā)展存在一個上升—下降的倒“U”形態(tài)，即經(jīng)濟增長與用水量之間存在庫茲涅茨曲線[1]。近年來我國用水量隨著GDP的增長而增長，在水資源短缺的背景下高污染、高耗能的發(fā)展模式受到嚴重挑戰(zhàn)。目前，關于用水量的研究主要集中在農業(yè)和工業(yè)領域，大多關注生產環(huán)節(jié)，忽略了終端需求對產品或服務的潛在決定性作用。在一定經(jīng)濟社會水平下，需求偏好和規(guī)模將通過產品或服務的屬性決定用水量[2]。因此，部分學者將研究的重點轉向居民消費對用水量的影響方面。

國內外關于居民消費對用水量影響的研究主要借助水足跡，水足跡由Hoekstra等提出[3]；用來描述人類消費對水資源系統(tǒng)的影響[4]；Chapagain和Hoekstra通過數(shù)據(jù)分析得出，全球水足跡約為74500×108立方米/年，人均1240立方米/年，美國人均水足跡2480立方米/年，中國僅為700立方米/年[5]；這主要是由于不同的消費習慣所導致[6，7]。蘇芮等對新疆虛擬水進行指數(shù)分解發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)居民虛擬水消費結構更合理，隨著消費水平和消費意識的提高，城鄉(xiāng)虛擬水消費差距縮小，但整體呈上升趨勢[8]。水足跡能夠真實地反映居民消費與用水量的關系，是研究水資源利用的新方法，現(xiàn)有研究方法分為自下而上法和自上而下法[9]，但由于水足跡的定量研究還處于探索階段，因我國數(shù)據(jù)問題而使這兩種方法在應用上存在一定的局限性[10]，導致不同學者的研究成果存在差異。因此，利用用水量研究水資源問題仍具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

目前，學者主要從產品生產[11，12]或經(jīng)濟發(fā)展[13]的角度研究用水量，直接研究居民消費與用水量關系的文獻較少。其中，Katrien等指出人類對畜產品的不合理消費，將誘發(fā)水資源的巨大消耗[14]；田貴良等通過面板協(xié)整模型分析，認為居民對畜產品消費誘發(fā)用水量增加[12]；Chapagain和Hoekstra、Zimmer和Renault等通過虛擬水的測算發(fā)現(xiàn)，畜類產品生產的用水量是谷類產品的幾十倍，要引導居民合理消費[15，16]。另外，國外學者還通過分解家庭用水對水資源消耗的影響因素，如季節(jié)、住宅、年齡、洗浴設備等，認為用水量隨居民消費結構的變化而變化，高收入家庭用水量高于低收入家庭[2，17～19]。文獻整理發(fā)現(xiàn)：居民消費對用水量的影響可能存在門檻效應。而人力和家庭財富作為影響居民消費的兩個關鍵因素[20]，在以往研究中大多忽略居民消費在二者作用下對用水量的門檻效應。因此，本文基于全國30個省份的面板數(shù)據(jù)，以人力和家庭財富為門檻變量，分別從全國和東部、中部、西部三大區(qū)域分析居民消費對用水量的門檻效應，并給出政策建議。

①Hansen等（1999）指出，計算估計量的一般統(tǒng)計量，僅需50～200次自抽樣。

1研究設計

11研究方法

本文利用Hansen非動態(tài)面板門檻回歸模型[21]，分析居民消費對用水量的影響。鑒于Hansen的做法，本文構建的單一門檻模型如下：

yit=μit+θxit+β1RCitIit（thrit≤γ1）+β2RCitIit（thrit>

γ2）+εit（1）

其中，yit為被解釋變量，指i區(qū)t年用水總量；xit為影響被解釋變量的控制變量集，包括人均GDP（PGDP）、資本存量（CS）、居民收入（RI）、人力資本（HK），θ為相應的系數(shù)變量；RCit為i區(qū)t年居民消費，作為門檻依賴變量；I（·）為指標函數(shù)；thr為門檻變量，本文指人力資本和居民收入；γ為待估門檻值；εit為隨機擾動項。雙重或者多重門檻可在式（1）的基礎上擴展得到。

12模型估計及檢驗方法

門檻模型估計。首先估計門檻值和門檻依賴變量的系數(shù)，然后檢驗門檻效應的顯著性和門檻值的真實性。門檻初始值確定后，各變量系數(shù)的計算可以通過一般最小二乘法（OLS）得到，再利用最小殘差平方和確定門檻值。

門檻效應顯著性和門檻值真實性檢驗。首先需要構建門檻效應顯著性檢驗的原假設：H0：β1=β2，檢驗統(tǒng)計量為：

F1=（S0-S1（γ∧））/σ∧2

其中，S0、S1（γ∧）分別為原假設和門檻估計下的殘差平方和，σ∧2為門檻估計下殘差的方差。由于原假設條件下門檻值不能識別，所以統(tǒng)計量呈非標準分布，需運用自抽樣法（Bootstrap）模擬其漸進分布，構建對應的P值。

門檻值真實性檢驗的原假設為：H0：γ∧=γ0，相應的似然比檢驗統(tǒng)計量為：

LR1（γ）=（S1（γ）-S1（γ∧））/σ∧2

其中，S1（γ）為非約束下的殘差平方和，LR1（γ）呈非標準分布，Hansen提供的公式用來計算拒絕區(qū)間，即當顯著性水平為α時，LR1≤-2ln（1-1-α）時，接受原假設。若模型通過單一門檻假設檢驗，則需要重復上述步驟進行雙重或三重門檻的顯著性和真實性檢驗。

13樣本數(shù)據(jù)說明

本文采用1998～2014年中國30個省份（西藏和我國香港、澳門地區(qū)數(shù)據(jù)存在缺失，故剔除）的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，指標包括人均GDP、居民消費、居民收入、資本存量、人力資本和用水量；數(shù)據(jù)來源于《中國勞動統(tǒng)計年鑒》《中國水資源公報》和《中國統(tǒng)計年鑒》及各省、市、自治區(qū)的統(tǒng)計年鑒，并以1998年為基期對經(jīng)濟指標作平減。部分指標說明如下：

資本存量：1998～2014年各省份資本存量算法借鑒單豪杰[22]的研究。

人力財富：指人們花費在保健、教育、培訓等方面開支所形成的財富[23]。本文利用人們受教育年限的近似計算結果替代人力財富，即人力資本，借鑒Barro和Lee的算法[24]，將小學、初中、高中和大專及以上的受教育年限分別設定為6年、9年、12年和16年，各省資本存量計算公式為：HK=6×小學人口比重+9×初中人口比重+12×高中人口比重+16×大專及以上人口比重。

2實證研究

21門檻檢驗及置信區(qū)間

根據(jù)上述模型估計和檢驗方法，利用自抽樣法模擬300次①

計算P值和臨界值；再分別基于RI和HK得到全國和東部、中部、西部三大區(qū)域門檻效應的顯著性水平、門檻值和95%置信區(qū)間，如表1、表2所示。由于以HK為門檻變量估計時，三重門檻效應不顯著，因此，全文實證分析基于雙重門檻效應。另外，中部未通過檢驗，不存在門檻效應。

22實證結果分析

221全國實證分析

全國門檻模型參數(shù)估計結果（見表3）表明：經(jīng)濟發(fā)展和人力資本提高有利于降低用水量，而增加固定資產投資、提高居民收入促進用水量增長。這是由于居民受教育程度提高，居民易形成較強的節(jié)水意識，居民消費轉向耗水少的產品，降低了工農產品的消費比重，從而直接和間接地抑制水資源消耗。另外，隨著社會經(jīng)濟發(fā)展，居民消費結構趨于合理，消費中三產占比提高，降低了水資源消耗。值得注意的是，固定資產投資和居民收入增加促進用水量增長，這與我國國情密切相關。我國的投資—增長—投資的經(jīng)濟發(fā)展模式，投資需要消耗大量的工業(yè)產品，直接促進了水資源消耗；隨著居民收入快速增加，居民對畜牧類食品和高端消費需求處于上升階段，節(jié)水意識較弱，導致居民收入增加初期促進水資源消耗。

全國RI的門檻檢驗顯示（見表3）：居民收入低于318427元時，居民消費對用水量影響不顯著；而居民收入超過318427元和16000元時，居民消費對用水量的彈性系數(shù)由0025降至002，緩解了用水量的增長趨勢。這主要是因為居民收入較低時，居民消費以農產品為主，這一時期農業(yè)主要依靠自然降水，對水資源消耗有限，導致居民消費對用水量影響不顯著。隨著居民收入增加，居民消費增長促進水資源消耗，但居民收入達到一定程度后消費結構趨于合理，社會節(jié)水系統(tǒng)逐漸完善，消費對用水量的促進作用降低。居民消費在人力資本的作用下與用水量呈U形關系，即隨著居民受教育程度提高，居民消費先抑制用水量增長（系數(shù)由0021降至0014），但達到一定程度后居民消費促進水資源消耗（系數(shù)由0014增至002）。這主要是由于高學歷群體追求高品質生活，出現(xiàn)高耗水的產品或服務，如水上娛樂項目、高爾夫運動等。但由于居民節(jié)水意識增強及價格調節(jié)機制，使用水量的增速小于第一階段。

222區(qū)域實證分析

由于我國社會經(jīng)濟發(fā)展存在區(qū)域差異，因此本文在全國實證分析的基礎上對東部、中部、西部三大區(qū)域進行實證分析，如表4、表5所示。

東部門檻檢驗表明：隨著居民受教育程度提高，消費對用水量的促進作用不斷下降（0034-0027-0022）。這主要是因為東部經(jīng)濟發(fā)達，水利設施完善，居民受教育程度提高過程中消費結構趨于合理，并且在太湖藍藻和沿海海水倒灌事件后，居民水資源保護意識增強，抑制了消費對水資源消耗的促進作用。

中部門檻檢驗不顯著，主要由于中部人口流出，高收入和高素質人口多選擇定居于東部，使中部居民消費規(guī)模和結構調整緩慢，導致居民消費對用水量的影響不顯著。

西部門檻檢驗表明：居民消費在收入作用下與用水量呈倒U形關系，隨著居民收入的變化（354835～16000元），居民消費對用水量的彈性系數(shù)分別為011、013、012。這是因為西部經(jīng)濟欠發(fā)達，居民收入向中等收入過渡時，居民消費增加促進水資源消耗；但當居民收入達到一定程度，居民消費需求傾向于教育、醫(yī)療等高端消費，對耗水量大的工農產品需求降低，抑制了水資源消耗。居民消費在人力資本作用下促進水資源消耗，這主要由于西部居民受教育水平提高，居民對生活適宜度要求提高，如環(huán)境、住房條件的改善等，而西部自然條件惡劣，提高居民生活品質需要消耗大量的水資源。

223進一步分析

以上分析表明：東部經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)居民收入和人力資本的提高，抑制了居民消費對用水量的促進作用；西部經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)，則促進了水資源消耗。但門檻回歸結果顯示：影響居民消費與用水量關系的因素不局限于居民收入和人力資本。由于居民消費受城鎮(zhèn)化影響，城鎮(zhèn)化水平提高能夠促進消費率增長，但快速城鎮(zhèn)化會抑制消費增長[25]。以廣東省為例（見圖1），在快速城鎮(zhèn)化進程中，居民消費增長停滯，用水量下降，但城鎮(zhèn)化進一步提高時用水量快速增加并趨于平穩(wěn)；在城鎮(zhèn)化和居民消費達到一定程度后，用水量開始下降。因此，城鎮(zhèn)化進程中可能還存在其他影響居民消費與用水量關系的因素，如人口、土地等。由于用水量增長過程中多次出現(xiàn)拐點，表明城鎮(zhèn)化與用水量之間可能存在門檻效應，作者將在后期做進一步研究。

圖1廣東省用水量、城鎮(zhèn)化率與居民消費變化趨勢

注：廣東省用水量、城鎮(zhèn)化率、居民消費數(shù)據(jù)（1998～2014年）經(jīng)過無綱量化處理

3結論及建議

本文利用全國30個省份1998～2014年面板數(shù)據(jù)，以居民收入和人力資本為門檻變量，分別從全國和區(qū)域層面分析居民消費對用水量影響的門檻效應，得到以下結論：①在居民收入和人力資本的作用下，居民消費對用水量的影響存在顯著的門檻效應；②全國層面，居民消費對用水量的影響呈現(xiàn)先降后升的變化形態(tài)，但增幅減?。虎蹡|部居民消費對用水量的影響逐漸降低，西部居民消費對用水量的影響逐漸增加，中部不顯著；④在人力資本作用下居民消費對用水量的影響最大，因此政府需要根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展水平調整教育政策，實現(xiàn)節(jié)水目標。

基于實證分析，給出以下建議：①當經(jīng)濟發(fā)達、城鎮(zhèn)化水平高時，居民消費能夠抑制水資源消耗的增速。因此，地方政府應繼續(xù)提高經(jīng)濟發(fā)展質量和城鎮(zhèn)化水平。②政府應結合經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀，適時調整居民增收計劃和教育政策，引導居民消費結構的合理轉變，充分發(fā)揮人力資本在抑制水資源消耗中的作用。③加快全國節(jié)水系統(tǒng)建設，提高居民節(jié)水意識，適當引入價格等經(jīng)濟手段，建設節(jié)水型社會。

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（責任編輯：冉春紅）