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水資源是人們賴以生存的生命之源,一直為人們所重視,成為學術界研究的熱點問題。隨著時代的進步,經濟隨之飛速發展,人類的生產生活活動范圍不斷增加,對水資源的需求也不斷劇增,人類活動的擴張使水資源短缺問題日益凸顯,因此在有限的水資源和人類無限發展潛力的矛盾中,需要把握一定的范圍來協調其中的關系。經濟發展需要資源支撐,水資源在其中的作用尤為重要,水資源與經濟發展的關系研究可為人類制定可持續發展戰略提供依據。水資源利用與經濟增長的關系日益受到人們的關注,國內學者運用的不同方法對不同區域分析了兩者的關系。有關兩者間的相關性,徐鑫等[1]以甘肅省武威市為例,剖析了干旱綠洲型區域的水資源短缺在一定程度上會制約經濟發展的寬度和廣度;羅蘭等[2]通過對水資源與經濟社會系統、環境系統協調度的分析,探究了新疆各地州水資源開發利用與經濟發展的匹配程度,預測了未來新疆水資源狀況對社會經濟可持續發展制約的嚴峻形勢。近年來研究兩者關系的方法采用脫鉤理論與協整理論較多,如潘安娥等[3]、谷學明等[4]基于內外部水足跡視角分別對湖北和江蘇地區的水資源利用與經濟協調發展進行了脫鉤分析,得出隨著經濟的發展,水資源利用效率有所提高,但同時水資源壓力在不斷增增加,提出節水和控制污染是降低水資源壓力的重要方向。潘丹等[5]運用協整理論,選擇農業用水量與農林牧副漁總產值指標研究中國東、中、西部兩者的關系;李松華[6]選擇工業用水量與工業增加值指標研究河南省的兩者關系;羅光明等[7]等選擇供水總量與GDP指標、覃龍等[8]選擇農業用水總量與農業GDP研究了新疆的兩者關系。就動態關系而言,部分學者得出水資源利用與經濟增長存在正向效應的結論,但部分學者得出相反的結論,如萬永坤等[10]運用“增長阻尼”理論、劉耀彬等[11]運用“增長尾效”模型的研究表明,經濟增長受到水土資源的約束。本文運用協整理論并整合新疆和田地區1997—2013年的生活、工業、農業、總用水量指標與GDP數據,構造和田地區水資源消耗量與經濟發展之間的協整模型和誤差修正模型,對水資源消耗量與經濟增長之間的長期均衡與短期波動進行了分析,確定和田地區的水資源消耗與經濟增長之間的相互協整關系與因果關系,為水資源利用機制的制定提供依據。
1和田地區水資源概況
2013年,和田地區的地表水資源量為129.6億m3、地下水資源量為64.38億m3,水資源總量為135.9億m3。和田地區是全國最干旱的地區之一,水資源貧乏、環境惡劣、生態系統脆弱,有限的水資源制約著當地社會經濟發展和生態環境修復,加之和田地區屬干旱荒漠性氣候,年均降水量只有35mm,而年均蒸發量則高達2480mm。2013年,和田地區人均水資源量為6534m3,已達到全國人均水資源量的4倍左右,水資源量相對豐裕。但隨著經濟的快速增長,水資源的消耗不斷增加,水資源利用系數從2004年的42.34%下降到2013年的26.74%,工業用水重復利用率從2004年的34.59%下降到2013年的25.64%,水資源利用率與重復利用率均低于30%,導致本地區水資源短缺日益嚴重。人類活動區域的拓展、氣候變暖的到來使河流徑流量銳減,蒸發量不斷增加。由于和田綠洲三面為塔克拉瑪干大沙漠包圍,濕度變化較小,水分在和田地區的停留時間縮短;全球變暖,極端天氣頻發,降水量減少,導致土地無法得到有效灌溉,而蒸發量增加,土地積鹽越來越嚴重,需要大量水進行洗鹽,但水資源利用系數卻持續走低,加之農業的實灌溉率較低。這些因素都在威脅著有限的水資源,使極端干旱的和田地區的水資源逐漸表現出脆弱性,對經濟穩定發展中的用水量產生一定的影響。和田地區以農業為主體經濟,農業用水量為主要的水資源消耗,但從2004—2013年實灌溉率未突破53%,實灌溉率仍有很大的提升空間,農業節水潛力巨大。隨著大開發的推進,經濟發展對水資源的需求影響到水資源的供需矛盾,為了完善水資源開發和利用的方案,有必要對經濟發展與水資源使用之間的關系進行分析。
2變量選擇與數據來源
鑒于數據的權威性和可得性,本文選取1997—2013年和田地區的國內生產總值(Y)、生活用水量(X1)、工業用水量(X2)、農業用水量(X3)和總用水量(X4)4個指標,數據來源于相關年份的《和田統計年鑒》和《和田地區水資源公報》。Y的單位為億元,其他指標的單位均為億m3。
3實證分析
3.1相關性分析由于水資源的專門統計工作起步較晚,和田地區的設施和各項機制不健全,獲取水資源的用水量數據較困難,因此樣本容量具有很大的局限性。為了解各變量之間的相關程度,運用Eviews軟件對指標進行相關性分析,得到相關系數矩陣表1。由表1可見,Y與X1是異向相關,Y與X2、X3、X4是正相關,X4(總用水量)與Y呈高度正相關,工業用水量(X2)與Y的相關性最弱,農業用水量(X3)與總用水量(X4)呈高度正相關。對指標數據進行對數化處理,分別為LNY、LNX1、LNX2、LNX3、LNX4變量,處理后既消除了異方差,又不改變最初的協整關系。通過分析原變量數據趨勢(圖1),各曲線波動小,彼此未呈現周期性變化,僅一個變量(LNX2———工業用水量)呈現非平穩特性。從變量的一階差分(圖2)到變量的二階差分(圖3)可見,變量逐漸呈現非常相似的變化周期,各曲線的波動逐漸縮小,最后趨于平穩。差分比較后,可見圖3平穩性更強,可推知變量之間存在協整關系的可能性很大,需要進一步檢驗時序變量。
3.2平穩性檢驗如果時間序列處于非穩定狀態,將會造成偽回歸的結果,但實際上大部分經濟數據都是非平穩的,因此在協整檢驗前需要先進行平穩性檢驗。本文選擇的方法是ADF單位根檢驗,結果見表2。由于選取的樣本有一定的局限性,最大為2階滯后數。表2的檢驗結果表明,在1%的顯著水平下,在一階差分時接受LNY、LNX1、LNX2、LNX3存在單位根,拒絕LNX4存在單位根,表明僅總用水量序列平穩。在二階差分時拒絕LNY、LNX2、LNX3、LNX4水平下不存在單位根,說明LNY、LNX2、LNX3、LNX4序列為二階單整序列I(2)。LNX1接受存在單位根,因此序列為非平穩序列。變量間存在協整關系是長期穩定的,則要求選擇的變量為同階單整,同時具備線性組合平穩的要求。由于解釋變量和被解釋變量必須為同階單整才可做協整檢驗,因此LNX1不符合此條件。
3.3協整檢驗協整關系檢驗:協整即存在共同的隨機性趨勢,目標是確定非平穩序列的線性組合是否具有穩定的均衡關系[12]。本文采用EG兩步法進行協整檢驗。首先,用OLS法作協整回歸,檢驗時間序列{Y1t},{Y2t}…,{Ykt}的單整次數。對LNY和LNX2、LNX3、LNX4分別進行回歸分析,本文采用傳統的最小二乘法,最終建立的回歸方程。由表3可知,在1%的顯著性水平下,e1t、e2t、e3t的t檢驗統計量值分別為-6.066291、-6.066291、-4.987143,小于其臨界值,從而拒絕原假設,表明不存在單位根,則e1t、e2t、e3t是平穩序列,即LNY與LNX2、LNY與LNX3、LNY與LNX4之間存在協整關系,說明和田地區經濟增長分別與工業用水量、農業水用量和總用水量之間存在長期均衡關系,可能的主要原因是:①水資源以地表水和冰川融水為主,源頭較穩定。和田全地區從東到西分布著大小河流36條,年徑流量為73.45億m3;玉龍喀什河、喀拉喀什河占全地區各河流總水量的61.2%,兩河在闊什拉什匯合成和田河,向北流入塔里木河。②自然降水量小。和田地區屬典型的內陸干旱區,年均降水量小,蒸發量大,因此總儲水量較穩定,保障了總用水量的穩定。農業用水量是總用水量的主要組成部分,具有穩定性。農業是和田地區的主要產業,這勢必與經濟發展相協調,因此奠定了農業用水與經濟發展的長期均衡關系。工業用水量與當地的產業發展息息相關,和田地區工業發展處于起步階段,各項籌備和經濟政策也在進一步完善中,工業用水量的變化是隨著經濟的發展而變化的,因此工業用水量和經濟發展仍保持長期均衡,從短期來看可能出現失衡,需要對其進行誤差修正。
3.4格蘭杰因果檢驗法如果非平穩序列存在著協整關系,則應基于VEC進行Granger因果檢驗,因此不能省去誤差修正項ECM,否則結果可能會出現偏差。為了檢驗和田地區國內生產總值與工業用水量、國內生產總值與農業用水量、國內生產總值與總用水量之間是否互為因果,應對LNY、LNX2、LNX3、LNX4進行格蘭杰因果檢驗,F值大于給定顯著水平α下F分布的相應臨界值F(n,N-2n-1),則拒絕原假設,認為X是Y的格蘭杰原因[13](n為X滯后項的個數,N為樣本容量),結果見表4。取一階滯后(Lags=1)時,國內生產總值與工業用水量相互沒有顯著影響,臨界值為9.36、F值均小于93.6%,接受原假設,則和田地區國內生產總值不是工業用水量的格蘭杰原因,反之亦然;二階滯后時兩變量相互影響的變化不明顯,取三階滯后時,“工業用水量(LNX2)不是和田地區國內生產總值(LNY)的格蘭杰原因”,這一原假設的臨界概率值為2,拒絕原假設,那么工業用水量(LNX2)是和田地區國內生產總值(LNY)的格蘭杰原因,而和田地區國內生產仍然不是工業用水量的格蘭杰原因,即存在單向Granger因果關系。在Lags為1—2時,國內生產總值分別與農業用水量、總用水量相互沒有顯著影響;取三階滯后時,對“國內生產總值(LNY)不是農業用水量(LNX3)的格蘭杰原因”,這一原假設的臨界值為2、F=2.52998,大于臨界值,拒絕原假設,則和田地區國內生產總值(LNY)是農業用水量(X3)的格蘭杰原因;對“和田地區國內生產總值(LNY)不是總用水量(LNX4)的格蘭杰原因”,這一原假設的臨界值為2、F=5.18443,大于臨界值,拒絕原假設,那么和田地區內生產總值(LNY)是總用水量(LNX4)的格蘭杰原因,反之均不成立。通過格蘭杰因果關系檢驗可得出結論:1997—2013年和田地區的國內生產總值分別對農業用水量、總用水量是單向格蘭杰原因,工業用水量對和田地區的國內生產總值是單向格蘭杰原因。4.5誤差修正模型(ECM)誤差修正模型是建立在協整基礎上的模型,只適用于協整序列。建立誤差修正模型一般采用兩步:建立長期關系模型和短期修正方程。雖然和田地區變量Y分別與變量X1、X3之間存在長期均衡關系,但短期可能失衡,影響模型的精確度。提高精確度的有效方法之一就是建立綜合短期影響和長期變化的ECM。
4結論
本文在平穩性檢驗和協整檢驗的基礎上,通過格蘭杰因果關系檢驗,實證分析了和田地區1997—2013年國內生產總值分別與生活、工業、農業用水量和總用水量之間的關系,結果表明:①研究時間內,和田地區的經濟增長與工業、農業和總用水量之間分別存在長期均衡關系,反映了該地區在經濟增長過程中工業、農業和總用水量仍沒有得到有效控制,這與和田地區仍以農業為主導產業的事實和處于貧困的現狀相符。生活用水量和經濟發展不具有協整關系,這與人口分布和地理位置等多種因素相關。②從短期關系看,負的誤差修正系數表明和田地區的經濟增長與工業用水量、農業用水量和總用水量的短期波動不會明顯偏離長期均衡狀態,即存在反向修正機制。和田地區的經濟增長對用水量的變化趨勢影響較大,農業用水量和總用水量對經濟增長的約束明顯。工業用水量的增加會帶動當期國內生產總值的增加,且會在下一期的經濟增長中顯現出更大的促進作用,而農業用水量、總水量的增加對經濟增長的影響具有滯后性,本期的增加會在下一期呈現出拉動經濟增長的作用。③工業用水量是和田地區國內生產總值的格蘭杰原因,而和田地區國內生產總值是農業用水量和總用水量的格蘭杰原因。農業用水量較固定,且在可控范圍內,可通過積極開展節水灌溉工作,提高實灌溉率,挖掘農業節水的潛力。這樣將節約的水資源合理配置給工業與農業用水,工業用水量的增加可促進和田地區經濟增長,經濟增長的同時,政府將進一步加強基礎設施建設,完善相關體制機制,使農業更好地發揮示范帶動相關產業的作用,因此農業的發展必然會帶動農業用水量,為農業發展提供堅實的基礎,農業作為和田地區的支柱產業,必將為當地經濟做出巨大貢獻,這一良性循環機制在無形中將推動和田的地區發展。
作者:陳紅梅 李青 李博 單位:塔里木大學 經濟與管理學院