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水资源利用与经济增长的关系
水资源是人们赖以生存的生命之源，一直为人们所重视，成为学术界研究的热点问题。

随着时代的进步，经济随之飞速发展，人类的生产生活活动范围不断增加，对水资源的需求也不断剧增，人类活动的扩张使水资源短缺问题日益凸显，因此在有限的水资源和人类无限发展潜力的矛盾中，需要把握一定的范围来协调其中的关系。

经济发展需要资源支撑，水资源在其中的作用尤为重要，水资源与经济发展的关系研究可为人类制定可持续发展战略提供依据。

水资源利用与经济增长的关系日益受到人们的关注，国内学者运用的不同方法对不同区域分析了两者的关系。

有关两者间的相关性，徐鑫等［1］以甘肃省武威市为例，剖析了干旱绿洲型区域的水资源短缺在一定程度上会制约经济发展的宽度和广度;罗兰等［2］通过对水资源与经济社会系统、环境系统协调度的分析，探究了新疆各地州水资源开发利用与经济发展的匹配程度，预测了未来新疆水资源状况对社会经济可持续发展制约的严峻形势。

近年来研究两者关系的方法采用脱钩理论与协整理论较多，如潘安娥等［3］、谷学明等［4］基于内外部水足迹视角分别对湖北和江苏地区的水资源利用与经济协调发展进行了脱钩分析，得出随着经济的发展，水资源利用效率有所提高，但同时水资源压力在不断增增加，提出节水和控制污染是降低水资源压力的重要方向。

潘丹等［5］运用协整理论，选择农业用水量与农林牧副渔总产值指标研究中国东、中、西部两者的关系;李松华［6］选择工业用水量与工业增加值指标研究河南省的两者关系;罗光明等［7］等选择
供水总量与GDP指标、覃龙等［8］选择农业用水总量与农业GDP 研究了新疆的两者关系。

就动态关系而言，部分学者得出水资源利用与经济增长存在正向效应的结论，但部分学者得出相反的结论，如万永坤等［10］运用“增长阻尼”理论、刘耀彬等［11］运用“增长尾效”模型的研究表明，经济增长受到水土资源的约束。

本文运用协整理论并整合新疆和田地区1997—2013年的生活、工业、农业、总用水量指标与GDP数据，构造和田地区水资源消耗量与经济发展之间的协整模型和误差修正模型，对水资源消耗量与经济增长之间的长期均衡与短期波动进行了分析，确定和田地区的水资源消耗与经济增长之间的相互协整关系与因果关系，为水资源利用机制的制定提供依据。

1和田地区水资源概况
2013年，和田地区的地表水资源量为129．6亿m3、地下水资源量为64．38亿m3，水资源总量为135．9亿m3。

和田地区是全国最干旱的地区之一，水资源贫乏、环境恶劣、生态系统脆弱，有限的水资源制约着当地社会经济发展和生态环境修复，加之和田地区属干旱荒漠性气候，年均降水量只有35mm，而年均蒸发量则高达2480mm。

2013年，和田地区人均水资源量为6534m3，已达到全国人均水资源量的4倍左右，水资源量相对丰裕。

但随着经济的快速增长，水资源的消耗不断增加，水资源利用系数从2004年的42．34%下降到2013年的26．74%，工业用水重复利用率从2004年的34．59%下降到2013年的25．64%，水资源利用率与重复利用率均低于30%，导致本地
区水资源短缺日益严重。

人类活动区域的拓展、气候变暖的到来使河流径流量锐减，蒸发量不断增加。

由于和田绿洲三面为塔克拉玛干大沙漠包围，湿度变化较小，水分在和田地区的停留时间缩短;全球变暖，极端天气频发，降水量减少，导致土地无法得到有效灌溉，而蒸发量增加，土地积盐越来越严重，需要大量水进行洗盐，但水资源利用系数却持续走低，加之农业的实灌溉率较低。

这些因素都在威胁着有限的水资源，使极端干旱的和田地区的水资源逐渐表现出脆弱性，对经济稳定发展中的用水量产生一定的影响。

和田地区以农业为主体经济，农业用水量为主要的水资源消耗，但从2004—2013年实灌溉率未突破53%，实灌溉率仍有很大的提升空间，农业节水潜力巨大。

随着大开发的推进，经济发展对水资源的需求影响到水资源的供需矛盾，为了完善水资源开发和利用的方案，有必要对经济发展与水资源使用之间的关系进行分析。

2变量选择与数据来源
鉴于数据的权威性和可得性，本文选取1997—2013年和田地区的国内生产总值(Y)、生活用水量(X1)、工业用水量(X2)、农业用水量(X3)和总用水量(X4)4个指标，数据来源于相关年份的《和田统计年鉴》和《和田地区水资源公报》。

Y的单位为亿元，其他指标的单位均为亿m3。

3实证分析
3．1相关性分析由于水资源的专门统计工作起步较晚，和田地区的设施和各项机制不健全，获取水资源的用水量数据较困难，因此样本
容量具有很大的局限性。

为了解各变量之间的相关程度，运用Eviews 软件对指标进行相关性分析，得到相关系数矩阵表1。

由表1可见，Y与X1是异向相关，Y与X2、X3、X4是正相关，X4(总用水量)与Y呈高度正相关，工业用水量(X2)与Y的相关性最弱，农业用水量(X3)与总用水量(X4)呈高度正相关。

对指标数据进行对数化处理，分别为LNY、LNX1、LNX2、LNX3、LNX4变量，处理后既消除了异方差，又不改变最初的协整关系。

通过分析原变量数据趋势(图1)，各曲线波动小，彼此未呈现周期性变化，仅一个变量(LNX2———工业用水量)呈现非平稳特性。

从变量的一阶差分(图2)到变量的二阶差分(图3)可见，变量逐渐呈现非常相似的变化周期，各曲线的波动逐渐缩小，最后趋于平稳。

差分比较后，可见图3平稳性更强，可推知变量之间存在协整关系的可能性很大，需要进一步检验时序变量。

3．2平稳性检验如果时间序列处于非稳定状态，将会造成伪回归的结果，但实际上大部分经济数据都是非平稳的，因此在协整检验前需要先进行平稳性检验。

本文选择的方法是ADF单位根检验，结果见表2。

由于选取的样本有一定的局限性，最大为2阶滞后数。

表2的检验结果表明，在1%的显著水平下，在一阶差分时接受LNY、LNX1、LNX2、LNX3存在单位根，拒绝LNX4存在单位根，表明仅总用水量序列平稳。

在二阶差分时拒绝LNY、LNX2、LNX3、LNX4水平下不存在单位根，说明LNY、LNX2、LNX3、LNX4序列为二阶单整序列I(2)。

LNX1接受存在单位根，因此序列为非平稳序列。

变量间存在协整关系是长期稳定的，则要求选择的变量为同阶单整，同时
具备线性组合平稳的要求。

由于解释变量和被解释变量必须为同阶单整才可做协整检验，因此LNX1不符合此条件。

3．3协整检验协整关系检验:协整即存在共同的随机性趋势，目标是确定非平稳序列的线性组合是否具有稳定的均衡关系［12］。

本文采用EG两步法进行协整检验。

首先，用OLS法作协整回归，检验时间序列{Y1t}，{Y2t}…，{Ykt}的单整次数。

对LNY和LNX2、LNX3、LNX4分别进行回归分析，本文采用传统的最小二乘法，最终建立的回归方程。

由表3可知，在1%的显著性水平下，e1t、e2t、e3t的t 检验统计量值分别为－6．066291、－6．066291、－4．987143，小于其临界值，从而拒绝原假设，表明不存在单位根，则e1t、e2t、e3t 是平稳序列，即LNY与LNX2、LNY与LNX3、LNY与LNX4之间存在协整关系，说明和田地区经济增长分别与工业用水量、农业水用量和总用水量之间存在长期均衡关系，可能的主要原因是:①水资源以地表水和冰川融水为主，源头较稳定。

和田全地区从东到西分布着大小河流36条，年径流量为73．45亿m3;玉龙喀什河、喀拉喀什河占全地区各河流总水量的61．2%，两河在阔什拉什汇合成和田河，向北流入塔里木河。

②自然降水量小。

和田地区属典型的内陆干旱区，年均降水量小，蒸发量大，因此总储水量较稳定，保障了总用水量的稳定。

农业用水量是总用水量的主要组成部分，具有稳定性。

农业是和田地区的主要产业，这势必与经济发展相协调，因此奠定了农业用水与经济发展的长期均衡关系。

工业用水量与当地的产业发展息息相关，和田地区工业发展处于起步阶段，各项筹备和经济政策也在进一
步完善中，工业用水量的变化是随着经济的发展而变化的，因此工业用水量和经济发展仍保持长期均衡，从短期来看可能出现失衡，需要对其进行误差修正。

3．4格兰杰因果检验法如果非平稳序列存在着协整关系，则应基于VEC进行Granger因果检验，因此不能省去误差修正项ECM，否则结果可能会出现偏差。

为了检验和田地区国内生产总值与工业用水量、国内生产总值与农业用水量、国内生产总值与总用水量之间是否互为因果，应对LNY、LNX2、LNX3、LNX4进行格兰杰因果检验，F值大于给定显著水平α下F分布的相应临界值F(n，N－2n－1)，则拒绝原假设，认为X是Y的格兰杰原因［13］(n为X滞后项的个数，N为样本容量)，结果见表4。

取一阶滞后(Lags=1)时，国内生产总值与工业用水量相互没有显著影响，临界值为9．36、F值均小于93．6%，接受原假设，则和田地区国内生产总值不是工业用水量的格兰杰原因，反之亦然;二阶滞后时两变量相互影响的变化不明显，取三阶滞后时，“工业用水量(LNX2)不是和田地区国内生产总值(LNY)的格兰杰原因”，这一原假设的临界概率值为2，拒绝原假设，那么工业用水量(LNX2)是和田地区国内生产总值(LNY)的格兰杰原因，而和田地区国内生产仍然不是工业用水量的格兰杰原因，即存在单向Granger 因果关系。

在Lags为1—2时，国内生产总值分别与农业用水量、总用水量相互没有显著影响;取三阶滞后时，对“国内生产总值(LNY)不是农业用水量(LNX3)的格兰杰原因”，这一原假设的临界值为2、F=2．52998，大于临界值，拒绝原假设，则和田地区国内生产总值(LNY)
是农业用水量(X3)的格兰杰原因;对“和田地区国内生产总值(LNY)不是总用水量(LNX4)的格兰杰原因”，这一原假设的临界值为2、F=5．18443，大于临界值，拒绝原假设，那么和田地区内生产总值(LNY)是总用水量(LNX4)的格兰杰原因，反之均不成立。

通过格兰杰因果关系检验可得出结论:1997—2013年和田地区的国内生产总值分别对农业用水量、总用水量是单向格兰杰原因，工业用水量对和田地区的国内生产总值是单向格兰杰原因。

4．5误差修正模型(ECM)误差修正模型是建立在协整基础上的模型，只适用于协整序列。

建立误差修正模型一般采用两步:建立长期关系模型和短期修正方程。

虽然和田地区变量Y分别与变量X1、X3之间存在长期均衡关系，但短期可能失衡，影响模型的精确度。

提高精确度的有效方法之一就是建立综合短期影响和长期变化的ECM。

4结论
本文在平稳性检验和协整检验的基础上，通过格兰杰因果关系检验，实证分析了和田地区1997—2013年国内生产总值分别与生活、工业、农业用水量和总用水量之间的关系，结果表明:①研究时间内，和田地区的经济增长与工业、农业和总用水量之间分别存在长期均衡关系，反映了该地区在经济增长过程中工业、农业和总用水量仍没有得到有效控制，这与和田地区仍以农业为主导产业的事实和处于贫困的现状相符。

生活用水量和经济发展不具有协整关系，这与人口分布和地理位置等多种因素相关。

②从短期关系看，负的误差修正系数表明和田地区的经济增长与工业用水量、农业用水量和总用水量的短期波
动不会明显偏离长期均衡状态，即存在反向修正机制。

和田地区的经济增长对用水量的变化趋势影响较大，农业用水量和总用水量对经济增长的约束明显。

工业用水量的增加会带动当期国内生产总值的增加，且会在下一期的经济增长中显现出更大的促进作用，而农业用水量、总水量的增加对经济增长的影响具有滞后性，本期的增加会在下一期呈现出拉动经济增长的作用。

③工业用水量是和田地区国内生产总值的格兰杰原因，而和田地区国内生产总值是农业用水量和总用水量的格兰杰原因。

农业用水量较固定，且在可控范围内，可通过积极开展节水灌溉工作，提高实灌溉率，挖掘农业节水的潜力。

这样将节约的水资源合理配置给工业与农业用水，工业用水量的增加可促进和田地区经济增长，经济增长的同时，政府将进一步加强基础设施建设，完善相关体制机制，使农业更好地发挥示范带动相关产业的作用，因此农业的发展必然会带动农业用水量，为农业发展提供坚实的基础，农业作为和田地区的支柱产业，必将为当地经济做出巨大贡献，这一良性循环机制在无形中将推动和田的地区发展。

作者：陈红梅李青李博单位：塔里木大学经济与管理学院。