河南省水资源对产业结构调整影响的实证研究

苏喜军 李松华 桂黄宝 周培红

摘要：为探明河南省水资源对產业结构调整的影响，基于1999-2015年河南省的相关数据，采用协整、向量误差纠正估计、脉冲响应和方差分解等方法对其进行了实证检验，结果表明：河南省水资源对产业结构调整具有正向促进作用，但该作用相对有限且被动;河南省水资源与产业结构调整之间的短期动态调整机制相对较弱。

关键词：水资源;产业结构调整;协整;误差纠正估计;河南省

中图分类号：TV213.9 文献标志码：A

水资源是经济社会发展不可或缺的必要条件和物质保障，对经济总量增长和社会长远发展至关重要。此外，水资源还是支撑三大产业生产和发展的物质保障，对产业的空间布局产生影响，是产业结构从低端向高端演化的重要内在资源驱动力。因此，探讨水资源利用对产业结构调整的影响具有重要意义。

前人对水资源利用与产业结构调整影响进行了大量研究，取得了丰富的成果，如王卉彤等[1]运用灰色关联度分析法研究了产业结构调整对水资源利用的影响;凡炳文等[2]采用相关分析法和灰色系统理论，对甘肃省2000-2010年产业结构与产业用水系统进行了定量分析和比较;蒋桂芹等[3]从定性层面系统梳理了水资源与产业结构演进的互动关系，研究表明水资源支撑产业发展的同时又制约了产业发展，而产业结构演进又会带动用水量、用水结构及用水效率的变化;吕文慧等[4]基于2005-2010年新疆产业用水数据，通过构建产业用水变化的全要素分解模型，测度各驱动效应带来的产业用水量变化，研究发现产业结构和用水强度是改变产业用水趋势的驱动力，产业结构良性调整和用水强度降低对产业用水的消耗起到较强的抑制作用;郭晓东等[5]以甘肃省河西地区为例，对节水型社会建设、节水措施及节水效果研究得出，产业结构调整和农业种植结构调整改善了用水结构，结构调整和技术要素是提高水资源利用效率和效益的关键因素;王燕华[6]基于2004-2011年北京市人口及水环境相关数据，分析人口变动、产业结构调整对北京市水资源利用的影响，得出产业结构调整使得北京市人均年用水量呈现连年下降的趋势;孙艳芝等[7]采用灰色关联分析方法研究了北京市2000-2012年工业、农业、生活、环境用水与产业结构、城市化率、经济发展水平等的关联程度，结果表明产业结构调整对水资源利用总量变化的影响最大;张兵兵等[8]对1998-2012年中国31个省（区、市）工业水资源利用与工业经济增长、产业结构变化之间的关系进行研究，得出它们之间长期均衡且存在双向因果关系的结论，工业经济增长、产业结构变化对工业水资源利用具有促进作用。

现有文献对水资源与产业结构关系的研究，多聚焦于产业结构调整对水资源持续利用的影响，且多采用关联分析和相关分析等研究方法，使用计量模型的研究相对较少。鉴于此，笔者采用协整和格兰杰因果检验方法对水资源利用和产业结构调整二者的长期关系进行探讨，同时采用方差分解和脉冲响应函数、向量误差纠正模型（VECM）分析二者之间的短期动态关系。

1 变量选取与平稳性检验

1.1 变量选取及处理

本文所有数据均来源于历年《河南统计年鉴》和河南省水资源公报，指标体系设计选取工业用水量作为水资源（WR）的替代指标，河南省第二三产业增加值之和与第一产业增力口值之比作为产业结构（IS）的替代指标。实证中采用取自然对数的处理方法，降低数据每年增长带来的影响，处理后分别以In WR和ln IS表示河南省水资源和产业结构，并采用Eviews6.0进行计算。

1.2 变量平稳性ADF检验（单位根检验）

为检验变量的平稳性，采用ADF检验方法对河南省水资源In WR和产业结构ln IS两个序列进行了平稳性检验，结果见表1。

由表1可知，水资源In WR序列的平稳性检验值不满足5%显著性水平检验，说明存在单位根，而其一阶差分序列Δln WR的ADF检验值小于临界值，说明不存在单位根，因此水资源序列In WR为1（1）平稳过程。同样，将产业结构ln IS及其一阶差分序列Oln IS的ADF检验值与5%显著性水平下临界值进行比较可知，ln IS不平稳，Δln IS平稳，因此ln IS也是，（1）平稳过程。

2 水资源对产业结构调整影响的实证研究

2.1 协整检验

采用E-G两步法对.河南省产业结构ln IS和水资源ln WR之间的关系进行协整检验。E-G两步法的协整检验步骤：第一步，对两个变量进行最小二乘回归分析，得到回归方程和残差序列;第二步，对残差序列进行平稳性检验，如果残差是平稳的，则说明协整关系存在。河南省产业结构ln IS和水资源ln WR之间的回归方程为

ln IS=-4.9243+1.697ln WR+ε（R²=0.8295）

（1）式中：ε为回归的残差，表示水资源以外因素对产业结构的影响;R²为判定系数。

式（1）等号右端的常数项-4.924 3和水资源ln WR的回归系数1.697对应的变量显著性t检验值分别为-6.393 0和8.5414，表明水资源对河南省产业结构具有显著影响;判定系数R²为0.8295，说明回归方程对样本观测值拟合良好。对残差ε序列的平稳性检验结果见表2。

由表2可知，残差ε序列的ADF检验值在5%的显著性水平下接受不存在单位根的备选假设，从而是平稳过程。因此，序列ln IS和In WR之间存在着长期稳定的均衡关系。式（1）中水资源的回归系数1.697表示水资源每增加1%，将导致河南省产业结构优化调整1.697%，即河南省水资源对产业结构的优化调整具有促进作用。

2.2 格兰杰因果检验

为进一步探讨河南省水资源与产业结构的关系，采用格兰杰因果检验法对其进行分析，结果见表3。

从表3可以看出，河南省产业结构ln IS和水资源In WR之间存在由ln IS到In WR的单向格兰杰因果关系，说明河南省水资源对产业结构优化的促进作用是被动的。

2.3 VECM估计

采用向量误差纠正模型（VECM）来考察河南省产业结构ln IS和水资源In WR之间的短期动态关系。ln IS和In WR之间的VECM表达式为式中：α₁，与α₂为误差纠正系数，表示在变量偏离长期均衡状态下，变量向均衡状态调整的速度和方向;ecm_t-1为式（1）中残差项的滞后值，表示河南省水资源In WR与产业结构ln IS的长期均衡关系;φ_1i、φ_2i为短期调整系数，反映短期状态下解释变量变动对被解释变量的影响;c₁、c₂为常数项;ε_1t、ε_2t為回归方程的残差;m为变量的滞后阶数。VECM估计结果见表4。

表4中，最优滞后阶数按AIC原则确定为1，误差纠正系数α₁的估计值为-0.1293，符合误差纠正的理论意义，但不显著，说明短期状态下系统偏离长期均衡的动态机制较弱;误差纠正系数α₂的估计值为0.4012，大于0，不符合误差纠正的理论意义，即误差纠正机制不存在，表明短期中系统对其长期均衡状态的偏离态势被进一步放大。

2.4 基于VAR模型的脉冲响应和方差分解分析

（1）脉冲响应分析。由于VAR建模要求变量是平稳序列，因此通过建立关于Δln WR和Δln IS的VAR（1）模型来分析河南省水资源对其产业结构的动态影响过程，即当水资源序列Δln WR发生一个标准误差的正向冲击时，河南省产业结构Δln IS对其的动态响应过程，见图1。

由表5可知，在不考虑河南省产业结构对其自身波动的贡献情况下，水资源对河南省产业结构变动的相对方差贡献率较小（最大值为1.764879%），与上述脉冲响应的分析结论一致。相比较而言，对于水资源的波动，不考虑其自身的贡献，河南省产业结构对水资源波动的贡献率最大只有2.956735%。可以说，一定程度上河南省的水资源只是被动地来适应产业结构调整的需要，与上文格兰杰因果检验结果“河南省产业结构调整是水资源的格兰杰原因”相契合。

3 结语

由图1可知，河南省产业结构Δln IS对水资源Δln WR冲击响应呈递增趋势，于第2期达到最大，为1.262%，之后逐渐下降，2.6期之后为负值，在第3期达到最小，然后逐步回升，于第6期收敛于0。该脉冲响应表明水资源对河南省产业结构调整的正向影响不大，且不够持久。

（2）预测误差方差分解分析。将上述VAR（1）模型进行预测误差方差分解，进一步考量水资源冲击对河南省产业结构调整的贡献度，结果见表5。

（1）河南省的水资源对其产业结构调整具有正效应。E-G两步法的协整检验表明，河南省水资源与其产业结构调整之间存在长期稳定的均衡关系，即河南省水资源每增加1%，其产业结构将优化调整1.697%。基于VAR模型的脉冲响应分析也表明河南省产业结构调整对水资源冲击具有正向响应。因此，从长期来说，水资源约束将对河南省的产业结构调整产生显著影响，可以通过政策制定和实施调控水资源分配来促进河南省产业结构的进一步优化调整。

（2）河南省水资源对其产业结构调整的促进作用有限且被动。脉冲响应分析表明河南省产业结构对水资源冲击响应的最大值为1%左右，预测误差方差分解表明河南省水资源对其产业结构波动的相对方差贡献率最大为1.764879%。格兰杰因果检验说明产业结构与水资源之间存在单向的格兰杰因果关系，从侧面说明河南省水资源对产业结构调整的促进作用是被动的。因此，河南省水资源对产业结构的调整不是一蹴而就的，涉及用水意识、用水行为习惯、发展方式转变等问题，需要建立水资源对产业结构调整的长效机制。

（3）河南省水资源与产业结构之间不存在短期动态调整机制。由VECM检验结果可知，产业结构方程误差纠正系数估计值为负，且不显著，说明短期状态下系统偏离长期均衡的动态机制较弱;水资源方程纠正系数估计值为正值，即误差纠正机制不存在，表明短期状态下系统对均衡状态的偏离程度被进一步放大。

参考文献：

[1]王卉彤，王妙平.基于水耗视角的产业结构调整：以北京市海淀北部地区为例[J].城市发展研究，2011，18（3）：58-65.

[2]凡炳文，陈文.基于GST的甘肃省产业结构与用水系统分析[J].人民黄河，2012，34（5）：92-95.

[3]蒋桂芹，赵勇，于福亮.水资源与产业结构演进互动关系[J].水电能源科学，2013，31（4）：139-143.

[4]吕文慧，高志刚.新疆产业用水变化的驱动效应分解及时空分异[J].资源科学，2013，35（7）：1380-1387.

[5]郭晓东，陆大道，刘卫东，等.节水型社会建设背景下区域节水措施及其节水效果分析：以甘肃省河西地区为例[J].干旱区资源与环境，2013，27（7）：1-7.

[6]王燕华.北京市人口变动及产业结构调整对水资源利用的影响[J].中国水土保持科学，2014，12（3）：48-52.

[7]孙艳芝，鲁春霞，谢高地，等.北京城市发展与水资源利用关系分析[J].资源科学，2015，37（6）：1124-1132.

[8]张兵兵，沈满洪.工业用水与工业经济增长、产业结构变化的关系[J].中国人口·资源与环境，2015，25（2）：9-14.