期刊信息
主办:内蒙古农业大学沙漠治理研究所
主管:内蒙古农业大学
ISSN:1003-7578
CN:15-1112/N
语言:中文
周期:月刊
影响因子:1.681818
数据库收录:
北大核心期刊(2004版);北大核心期刊(2008版);北大核心期刊(2011版);北大核心期刊(2014版);北大核心期刊(2017版);农业与生物科学研究中心文摘;中国科学引文数据库(2011-2012);中国科学引文数据库(2013-2014);中国科学引文数据库(2015-2016);中国科学引文数据库(2017-2018);中国科学引文数据库(2019-2020);中文社会科学引文索引-扩展(2008-2009);中文社会科学引文索引-扩展(2012-2013);中文社会科学引文索引-来源(2000-2002);中文社会科学引文索引-来源(2003);中文社会科学引文索引-来源(2004-2005);中文社会科学引文索引-来源(2006-2007);中文社会科学引文索引-来源(2010-2011);中文社会科学引文索引-来源(2014-2016);中文社会科学引文索引-来源(2017-2018);中文社会科学引文索引-来源(2019-2020);日本科学技术振兴机构数据库;中国人文社科核心期刊;期刊分类:资源科学
中国干旱区水资源利用与经济增长关系研究——(3)
【作者】网站采编
【关键词】
【摘要】2.农业用水量与经济增长的动态关系 如图4所示,从经济增长对农业用水量一个单位冲击的响应来看,前期反应值为0,在整个反应期一直处于正负波动状
2.农业用水量与经济增长的动态关系
如图4所示,从经济增长对农业用水量一个单位冲击的响应来看,前期反应值为0,在整个反应期一直处于正负波动状态,正负波动值均在比较接近约0.001,经济增长对农业用水量的影响并不是一直稳定持续的。如下页图5所示,从农业用水量对经济增长一个单位冲击的响应来看,当期反应值为负数,随后的响应函数曲线呈现上升状态,在第3期达到峰值接近0.1,而后开始逐步回落,从第4期开始进入负反应,并在第5期最低值趋近-0.04。总体来看,在后期农业用水量对经济增长存在负向带动作用。
图2 LNGDP对LNTWC的脉冲响应函数
图3 LNTWC对LNGDP的脉冲响应函数
图4 LNGDP对LNAWC的脉冲响应函数
3.工业用水量与经济增长的动态关系
图5 LNAWC对LNGDP的脉冲响应函数
图6 LNGDP对LNIWC的脉冲响应函数
如下页图6所示,从经济增长对工业用水量一个单位冲击的响应来看,当期的响应值为0,第2期达到峰值后骤减为负数,这表明经济增长对工业用水量影响作用很大,在一定稳定期后始终作用能够持续下去,并产生负向带动作用。如图7所示,从工业用水量对经济增长一个单位冲击的响应来看,在整个响应期之内,响应值均为正数,表明工业用水量和经济增长之间具有正向的动态关系,是影响经济增长以及总用水量增加的主要因素。预测方差分解结果。总体来看,GDP指数解释各用水量指标预测方差的贡献度较高,即GDP很大程度上解释了三个变量的方差。GDP对于总用水量的预测方差为14.807%,对农业用水量的预测方差为14.472%,对工业用水量的预测方差最大,达到了54.028%。反过来看,总用水量对GDP预测方差的解释贡献度高达38.398%,其中农业用水量对经济增长的方差分解贡献度还不到1%,而工业用水量对GDP方差分解贡献度却达到了15.123%。这说明尽管引起经济增长的变化涉及多个方面,但是总用水量对宁夏地区经济增长的影响作用依旧很强,且工业用水量对经济增长的作用更大,农业用水量对GDP方差分解的贡献则可以忽略不计,这一结果从一定程度上也可以说明水资源对于干旱地区经济发展的重要作用。
(五)方差分解结果
表4给出了不同水资源利用指标与GDP的
图7 LNIWC对LNGDP的脉冲响应函数
表4 方差分解平均值水资源利用指标 GDP对水资源利用的方差分解平均贡献度(%)水资源利用对GDP的方差分解平均贡献度(%)LNTWC(总用水量) 14.807 38.398 LNAWC(农业用水量) 14.472 0.877 LNIWC(工业用水量) 54.028 15.123
结 论
第一,宁夏经济增长与水资源利用总量、农业用水量、工业用水量之间动态互动关系明显。在经济增长过程中,总用水量在后期出现回落,主要是由于占比重较大的农业用水量出现波动导致,而工业用水量一直处于增长态势。与此同时,农业用水量变化基本保持平稳状态,出现零增长甚至负增长,这表明作为内陆干旱区,宁夏在实施农业节水上成效是显著的。但是总用水量、工业用水量仍保持着较快增长趋势,尤其是工业用水量增加没有得到有效控制,说明宁夏支柱产业中新材料产业、先进装备制造业,以及化工、冶金、煤炭、电力等传统产业,仍是耗水量增加的主要因素,这也反映出宁夏处于工业化中期阶段的水消耗特点。
第二,干旱区经济发展尤其要兼顾经济效益、社会效益和环境效益三方面。宁夏在经济增长过程中水资源利用的变化应该引起足够的重视。本文模型构建中由于用量较低没有将生活用水和生态用水予以考虑,这与经济增长过程中城市发展、人口增加以及消费提升都是冲突的。我们可以理解为,农业和工业比重过大影响了生活用水量和生态用水量的平衡。当前在经济增长过程中,要从扩大规模的经济发展模式转变到以提高生产效率的内涵发展模式,合理配置水资源在各产业中的分配比例。
水资源作为经济和社会活动重要的投入因素,其利用效率反映在区域的经济增长上程度较为明显,促使引起区域经济增长的总量变化、区域经济结构的演变以及区域经济空间布局的改变。2000年开始,随着中国西部大开发战略的推进,西部地区经济增长速度、发展质量、综合实力、城乡面貌有了巨大的变化和提升。而西部大部分地区多属内陆干旱区,在气候、土地利用类型、水资源的组成与转化等方面与湿润区和半干旱区具有鲜明差别。特别是,内陆干旱区的水资源承载力相对较低、生态环境十分脆弱,在社会经济发展过程中对水资源的竞争显得十分剧烈,水资源利用已经成为西部地区在经济社会发展中所面临的首要问题。水资源是经济发展过程中的重要支撑。相关研究主要着眼于以下两个方面:一是水资源对经济增长的支撑作用。邓朝晖等运用计量经济学方法验证了水资源利用与经济增长的长期均衡关系[1]。Lei S和Deng L构建灰色预测模型,分析指出随着经济发展,第一产业的用水量会逐渐减少,但是第二产业和第三产业的用水量会增多[2]。二是水资源效率的评价。胡妍等基于DEA和Malmquist指数模型,提出区域用水环境经济综合效率概念及其评价方法[3]。李世祥等在研究中国水资源利用效率区域差异分析中,提出中国水资源利用效率存在区域差异的最重要因素是地区经济发展水平的差异,其中西部地区水资源利用效率较低[4]。同时,近年来学者对于经济增长的衡量也不再仅仅局限于传统的经济指标,而是更为关注资源利用、生态环境与经济发展的平衡与协调[5]。针对中国干旱地区,林奇胜等在围绕西北干旱地区水资源特点,指出存在的水资源利用效率低、评价体系不完善、缺乏统一管理等主要问题,并从时间尺度、从发展的空间尺度以及人与自然的关系角度看,提出西北干旱地区水资源的可持续开发利用的建议[6]。但针对中国西部干旱区气候特征和经济发展情况,在水资源利用和经济增长关系的研究并不深入,对特殊区域的水资源要素在生产活动、生活活动、以及生态活动过程中的应用流转过程,分析水资源利用的特有效应没有进一步展开。本文主要以宁夏回族自治区为例,观察其作为内陆干旱区水资源要素存量状态和使用情况,采用VAR模型对宁夏主要用水指标和人均GDP数据进行计量统计分析,通过协整关系检验、广义脉冲响应分析和方差分解,从宁夏回族自治区水资源利用在经济增长中的支持作用和利用效率两方面同时展开研究,揭示水资源利用与经济增长与之间的长期动态变化关系,对干旱区经济社会的可持续发展提供重要依据。一、宁夏水资源利用变化宁夏回族自治区处在中国西部的黄河上游,全区总面积为6.64万平方千米,大部分地域属干旱或半干旱地区,是中国水资源最少的省区,其水资源主要为黄河干流过境流量325亿m3,可供宁夏利用40亿m3。作为干旱地区,宁夏相对降水稀少、蒸发偏大,工农业用水量都偏低。近年来,伴随着经济社会建设快速持续发展,宁夏水资源要素需求使用数量的不断增加,客观性诱导水资源要素正成为影响经济增长的代表性因素。2016年宁夏回族自治区地区生产总值3150.06亿元,同比增长8.1%,比全国高1.4个百分点,居全国第 9位,实现经济连续增长。当年全区水资源总量9.584 亿 m3,总用水量 64.891 亿 m3, 总耗水量33.485亿 m3,人均用水量 961m3,万元 GDP 用水量206m3,耗水量较上一年度降低了约8%。二、水资源利用与经济增长之间关系建立(一)变量选取出于数据的可获得性和研究的需要考虑,本文选取的指标主要有3个,即总用水量(TWC)、农业用水量(AWC)、工业用水量(IWC)。从宁夏历史用水量数据观察,生活用水和生态用水占总用水量的比重很低,各年度波动性不大,因此在本文中暂不考虑。经济增长的衡量指标选取的是宁夏回族自治区国民生产总值指数(GDP)来衡量(1978年为基年)。通过建立VAR模型并且进行协整检验和脉冲响应分析,对宁夏地区的水资源利用与经济增长之间的关系进行实证研究。在实证研究的过程中选取了2000—2016年宁夏地区相关变量指标的时间序列数据;数据来源于《宁夏回族自治区水资源公报》和《宁夏回族自治区统计年鉴》。(二)模型构建向量自回归(Vector Auto Regression,简称VAR)模型是分析因变量对另一个或多个解释变量的统计依赖关系,被用来分析和预测宏观经济活动,并追踪政策变化和外部刺激对经济系统的影响,该模型多用于预测相互联系的时间序列系统和分析随机扰动项对变量系统的动态冲击,进而揭示各种经济冲击对经济变量的影响。模型的具体形式为:其中,Yt为维内生变量向量,p是滞后阶数,样本数目为T。Φ是k×k维待估计系数矩阵,εt是k维扰动向量;向量自回归的模型构建,需要建立在序列同阶平稳的基础上。三、模型构建与分析(一)ADF单位根检验基于时间序列数据的经验研究,假定所依据的时间序列是平稳的,而且数据不平稳会导致“伪回归”的现象以及各项统计检验无意义,所以需要先检验数据的平稳性,即单位根检验。VAR模型构建之前需要进行ADF检验,本文采用ADF检验,结果如下页表1所示。可以看出,在5%的置信水平所有变量的原序列均是不平稳的,而一阶差分以后均为平稳序列,其中DLNIWC在10%的显著水平下平稳,说明原序列之间是一阶单整关系,在此基础上进行后续分析。(二)模型结果根据AIC和SC取值最小的准则,以及样本容量的限制,将变量滞后期数确定为二期。回归估计结果如下页表2所示:对于VAR模型而言,如果VAR模型所有根模的倒数小于1,即位于单位圆内,则VAR模型是稳定的。如果模型不稳定,则可能有些结果不是有效的。从下页图1可以看出,所有的单位根都在单位根圆内,因此构建的模型是稳定的,选取的变量之间存在长期稳定关系,可以进行下一步的分析。表1 ADF单位根检验结果序列 ADF value 模型类型 5%显著水平 10%显著水平 是否平稳LNGDP -1.376 含常数项和趋势项 -3.733 -3.310 否DLNGDP -4.566 含常数项和趋势项 -3.760 -3.325 是LNTWC -2.468 含常数项和趋势项 -3.733 -3.310 否DLNTWC -3.787 含常数项和趋势项 -3.760 -3.325 是LNAWC -2.316 含常数项和趋势项 -3.733 -3.310 否DLNAWC -3.904 含常数项和趋势项 -3.760 -3.325 是LNIWC -2.820 含常数项和趋势项 -3.760 -3.325 否DLNIWC -1.682 不含常数项,不含趋势项 -1.966 -1.605 是表2 回归估计结果LNGDP LNTWC LNAWC LNIWC LNGDP(-1) -0. 4.0 3. 3.(0.) (3.) (4.) (4.)LNGDP(-2) 0. -1. -0. -2.(0.) (3.) (3.) (4.)LNTWC(-1) -0. 6. 7. -7.(0.) (7.) (8.) (9.)LNTWC(-2) 0. -0. 0. -7.(0.) (6.) (7.) (8.)LNAWC(-1) 0. -5. -6. 7.(0.) (6.) (7.) (8.)LNAWC(-2) -0. 0.008944 -0. 6.(0.) (6.) (7.) (7.)LNIWC(-1) 0.0 -0. -0. 1.(0.04612) (0.) (0.) (0.)LNIWC(-2) -0.0 -0.0 -0.0 0.(0.05442) (0.) (0.) (0.)C 2. -9. -12. -1.(1.) (15.6652) (17.7838) (19.3600)R-squared 0. 0. 0. 0.图1 单位根检验图示(三)协整检验采用Engle-Granger两步法检验变量间协整关系。第一步,进行协整回归,检验变量间的协整关系,估计协整向量,即长期均衡关系参数;第二步,若协整性存在,则以第一步求到的残差作为非均衡误差项加入到误差修正模型中,并用OLS法估计相应参数。在进行变量间的协整检验时,有必要可在协整回归式中加入趋势项,这时,对残差项的稳定性检验就无须再设趋势项。另外,第二步中变量差分滞后项的多少,可以残差项序列是否在自相关性来判断。如果存在相关,则应加入变量差分的滞后项。本文用该方法检验GDP与总用水量、农业用水量和工业用水量之间的协整关系。利用 OLS分别对 LNGDP和 LNTWC、LNAWC、LNIWC进行回归,检验三个方程残差序列的单整阶数,同样采用ADF单位根检验方法,协整方程序列检验结果结果如下。由检验结果表3可知,回归方程的残差序列的 ADF检验值都小于显著水平的5% 时的临界值,即残差序列 u1、u2和u3是平稳序列。说明 LNGDP与 LNTWC、LNG?DP与LNAWC、LNGDP与 LNIWC之间存在协整关系,因此,水资源与经济增长之间必然存有长期的均衡关系。。表3 ADF单位根检验结果ADF value 1%显著水平 5%显著水平 是否平稳u1-4.0 -1. -1. 是u2-4.0 -1. -1. 是u3-3. -1. -1. 是(四)广义脉冲响应分析脉冲响应主要是分析当某个变量受到外部冲击时会对其他变量产生多大的影响,本文将冲击响应期设为10期,实线表示脉冲响应函数,虚线表示正负两倍标准差偏离带,具体结果如下。1.水资源利用总量与经济增长的动态关系如图2所示,从经济增长对总用水量一个单位冲击的响应来看,当期反应值为0,第2期响应值为负数,并在第2期负数后开始呈现上升状态,第3期后开始逐步回落,并在第7期以后响应值为负数,说明随着经济增长,总用水量存在一定的短期波动,由于产业投入、降水量变化、流域管理政策等方面的不同,会存在一些结构性的问题,在总用水量变化上不能单纯的根据经济增长予以考虑。如图3所示,从总用水量对经济增长一个单位冲击的响应来看,前3期的响应函数曲线呈现上升状态,并在第3期达到正向峰值0.02,而后开始逐渐收敛。这表明总用水量对经济增长具有滞后效应,总用水量增加对经济增长会有拉动作用,但长期带动作用会变弱。总体来看在后期总用水量对经济增长存在负向带动作用。2.农业用水量与经济增长的动态关系如图4所示,从经济增长对农业用水量一个单位冲击的响应来看,前期反应值为0,在整个反应期一直处于正负波动状态,正负波动值均在比较接近约0.001,经济增长对农业用水量的影响并不是一直稳定持续的。如下页图5所示,从农业用水量对经济增长一个单位冲击的响应来看,当期反应值为负数,随后的响应函数曲线呈现上升状态,在第3期达到峰值接近0.1,而后开始逐步回落,从第4期开始进入负反应,并在第5期最低值趋近-0.04。总体来看,在后期农业用水量对经济增长存在负向带动作用。图2 LNGDP对LNTWC的脉冲响应函数图3 LNTWC对LNGDP的脉冲响应函数图4 LNGDP对LNAWC的脉冲响应函数3.工业用水量与经济增长的动态关系图5 LNAWC对LNGDP的脉冲响应函数图6 LNGDP对LNIWC的脉冲响应函数如下页图6所示,从经济增长对工业用水量一个单位冲击的响应来看,当期的响应值为0,第2期达到峰值后骤减为负数,这表明经济增长对工业用水量影响作用很大,在一定稳定期后始终作用能够持续下去,并产生负向带动作用。如图7所示,从工业用水量对经济增长一个单位冲击的响应来看,在整个响应期之内,响应值均为正数,表明工业用水量和经济增长之间具有正向的动态关系,是影响经济增长以及总用水量增加的主要因素。预测方差分解结果。总体来看,GDP指数解释各用水量指标预测方差的贡献度较高,即GDP很大程度上解释了三个变量的方差。GDP对于总用水量的预测方差为14.807%,对农业用水量的预测方差为14.472%,对工业用水量的预测方差最大,达到了54.028%。反过来看,总用水量对GDP预测方差的解释贡献度高达38.398%,其中农业用水量对经济增长的方差分解贡献度还不到1%,而工业用水量对GDP方差分解贡献度却达到了15.123%。这说明尽管引起经济增长的变化涉及多个方面,但是总用水量对宁夏地区经济增长的影响作用依旧很强,且工业用水量对经济增长的作用更大,农业用水量对GDP方差分解的贡献则可以忽略不计,这一结果从一定程度上也可以说明水资源对于干旱地区经济发展的重要作用。(五)方差分解结果表4给出了不同水资源利用指标与GDP的图7 LNIWC对LNGDP的脉冲响应函数表4 方差分解平均值水资源利用指标 GDP对水资源利用的方差分解平均贡献度(%)水资源利用对GDP的方差分解平均贡献度(%)LNTWC(总用水量) 14.807 38.398 LNAWC(农业用水量) 14.472 0.877 LNIWC(工业用水量) 54.028 15.123结 论第一,宁夏经济增长与水资源利用总量、农业用水量、工业用水量之间动态互动关系明显。在经济增长过程中,总用水量在后期出现回落,主要是由于占比重较大的农业用水量出现波动导致,而工业用水量一直处于增长态势。与此同时,农业用水量变化基本保持平稳状态,出现零增长甚至负增长,这表明作为内陆干旱区,宁夏在实施农业节水上成效是显著的。但是总用水量、工业用水量仍保持着较快增长趋势,尤其是工业用水量增加没有得到有效控制,说明宁夏支柱产业中新材料产业、先进装备制造业,以及化工、冶金、煤炭、电力等传统产业,仍是耗水量增加的主要因素,这也反映出宁夏处于工业化中期阶段的水消耗特点。第二,干旱区经济发展尤其要兼顾经济效益、社会效益和环境效益三方面。宁夏在经济增长过程中水资源利用的变化应该引起足够的重视。本文模型构建中由于用量较低没有将生活用水和生态用水予以考虑,这与经济增长过程中城市发展、人口增加以及消费提升都是冲突的。我们可以理解为,农业和工业比重过大影响了生活用水量和生态用水量的平衡。当前在经济增长过程中,要从扩大规模的经济发展模式转变到以提高生产效率的内涵发展模式,合理配置水资源在各产业中的分配比例。参考文献:[1]邓朝晖,刘洋,薛惠锋.基于VAR模型的水资源利用与经济增长动态关系研究[J].中国人口·资源与环境,2012,22(6):128-135.[2]LEI S, DENG L.The Research on the Relationship be?tween the Industrial Water Consumption and Economic Development in China[C].Sixth International Symposium on Computational Intelligence and Design.IEEE, 2014:69-71.[3]胡妍,李巍.区域用水环境经济综合效率及其影响因素——基于DEA和Malmquist指数模型[J].中国环境科学,2016,36(4):1275-1280.[4]李世祥,成金华,吴巧生.中国水资源利用效率区域差异分析[J].中国人口·资源与环境,2008,(3):215-220.[5]KATTELUS M.Integrated Water Resources Management in Practice: Better Water Management for Develop?ment——Edited by Roberto Lenton and Mike Muller[J].Natural Resources Forum, 2009, 33(4):339-340.[6]林奇胜,刘红萍,张安录.论我国西北干旱地区水资源持续利用[J].地理与地理信息科学,2003,(3):54-58.
文章来源:《干旱区资源与环境》 网址: http://www.ghqzyyhjzz.cn/qikandaodu/2020/1228/391.html