長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟增長進(jìn)程中的水資源阻尼效應(yīng)研究

沈曉梅 ＊，夏語欣，姜明棟，許靜茹，鄭紹萱

（1.鹽城工學(xué)院，江蘇鹽城 224051；2.河海大學(xué)企業(yè)管理學(xué)院，江蘇常州 213022；3.北京大學(xué)環(huán)境科學(xué)與工程學(xué)院，北京 100871；4.天津大學(xué)管理與經(jīng)濟學(xué)部，天津 300072）

引言

長江經(jīng)濟帶是覆蓋中國東、中、西部11 個省份的高密度經(jīng)濟區(qū)，被喻為“中國經(jīng)濟脊梁”，其2016 年生產(chǎn)總值達(dá)33.72 萬億元，占全國比重近50%，且增速在全國平均水平之上，顯示出長江經(jīng)濟帶的巨大發(fā)展?jié)摿?。然而，隨著經(jīng)濟的迅猛發(fā)展，各類資源快速消耗對區(qū)域經(jīng)濟增長帶來的約束效應(yīng)也日益凸顯，成為提升經(jīng)濟增長質(zhì)量過程中的重要問題[1]。資源約束與社會經(jīng)濟發(fā)展間制約與促進(jìn)關(guān)系并存，因此，實現(xiàn)資源和經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展、減弱資源對經(jīng)濟增長的約束力是推動可持續(xù)發(fā)展的重點所在[2]。經(jīng)濟發(fā)展過程必然脫離不了水資源投入，而水資源的稀缺性限制了其可消耗程度，因此持續(xù)且過度地消耗水資源必將深刻影響經(jīng)濟發(fā)展的動力[3]。然而，部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，水資源對經(jīng)濟社會發(fā)展的影響呈現(xiàn)為阻礙與促進(jìn)的動態(tài)交替過程[4]。由此可見，經(jīng)濟社會能否可持續(xù)發(fā)展與水資源要素密切相關(guān)，如何針對性地做出科學(xué)決策來實現(xiàn)水資源與經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展是長江經(jīng)濟帶城市群所共同面臨的問題。長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟增長正處于由“高速”向“高質(zhì)量”發(fā)展的重要關(guān)口，“共抓大保護(hù)，不搞大開發(fā)”的經(jīng)濟發(fā)展導(dǎo)向已成為共識。同時，長江經(jīng)濟帶各省市間經(jīng)濟發(fā)展水平存在顯著差異，水資源供給與利用必將受其影響。解決水資源的最優(yōu)配置問題、推動區(qū)域經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展將為長江經(jīng)濟帶平衡充分發(fā)展提供動力。因此，量化水資源消耗與經(jīng)濟增長的關(guān)系將有助于探索在水資源“大保護(hù)”約束下實現(xiàn)經(jīng)濟—社會—生態(tài)的可持續(xù)發(fā)展路徑，對長江經(jīng)濟帶各省份的經(jīng)濟發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

1 文獻(xiàn)綜述

理論界最早探討資源環(huán)境和經(jīng)濟增長之間關(guān)系的研究主要運用到的工具為環(huán)境庫茲涅茨曲線（EKC）。國外學(xué)者中，Grossman 和Krueger 最早用其分析經(jīng)濟增長與環(huán)境狀況的聯(lián)系[5,6]，Alper 則據(jù)此推導(dǎo)出污染與收入之間的“倒U曲線”關(guān)系[7]。由于國內(nèi)資源環(huán)境問題的日益凸顯，一些學(xué)者開始嘗試使用EKC 來反映我國經(jīng)濟增長與資源環(huán)境之間的關(guān)系，如鄭易生等利用其討論了實現(xiàn)環(huán)境保護(hù)質(zhì)量與經(jīng)濟增長的正相關(guān)關(guān)系的有效途徑[8]。隨著水資源問題的凸顯，越來越多的學(xué)者開始針對水資源消耗進(jìn)行研究，其與經(jīng)濟增長的關(guān)系亦為研究熱點。

國內(nèi)外學(xué)者主要從三個方面對水資源消耗與經(jīng)濟增長間的關(guān)系進(jìn)行研究：

其一是對水資源消耗與經(jīng)濟增長脫鉤或耦合等相關(guān)關(guān)系的研究。目前經(jīng)濟合作與發(fā)展組織（Org-anization for Economic Co-operation and Development,簡稱OECD）所解釋的“脫鉤”概念應(yīng)用最為廣泛，其認(rèn)為脫鉤是用于量化資源環(huán)境與經(jīng)濟增長的協(xié)調(diào)關(guān)系的方法[9]；而如何促進(jìn)經(jīng)濟增長與水資源消耗達(dá)到脫鉤，進(jìn)而實現(xiàn)區(qū)域全面協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展是新時代我國經(jīng)濟社會發(fā)展進(jìn)程中不可避免的重要問題[10]。國內(nèi)外學(xué)者在研究這一方面問題時運用較為廣泛的方法是Tapio 脫鉤模型[11]及耦合協(xié)調(diào)度模型[12]。從研究方法來看，Khalid 結(jié)合生產(chǎn)函數(shù)量化經(jīng)濟增長與資源消耗間的相關(guān)關(guān)系及程度[13]；吳丹圍繞中國經(jīng)濟發(fā)展與水資源利用的脫鉤關(guān)系，建立了時態(tài)分析模型對二者的脫鉤態(tài)勢進(jìn)行實證檢驗[14]；劉惠敏則利用脫鉤指數(shù)分析了1979—2014年中國東部地區(qū)10 個省份的脫鉤變化趨勢[15]。而耦合概念主要用于衡量兩個或以上要素之間相互作用的現(xiàn)象[16]，耦合協(xié)調(diào)度是為了測量系統(tǒng)或要素在發(fā)展過程中同步共進(jìn)的程度，隨后被引入資源經(jīng)濟學(xué)領(lǐng)域用來反映經(jīng)濟社會與資源環(huán)境間的協(xié)同關(guān)系[17]。馬力陽等構(gòu)建系統(tǒng)耦合協(xié)調(diào)模型對水資源利用系統(tǒng)與鄉(xiāng)村發(fā)展進(jìn)行耦合度測算[18]，喻笑勇等構(gòu)建了水資源與經(jīng)濟社會發(fā)展程度評價指標(biāo)體系[19]，二者均利用耦合協(xié)調(diào)度模型研究各因素間協(xié)調(diào)發(fā)展關(guān)系，體現(xiàn)出該方法具有較強的實用性。

其二是研究經(jīng)濟發(fā)展對水資源消耗的影響。Pearce 等認(rèn)為隨著城市的發(fā)展，城市水生態(tài)環(huán)境逐步惡化，并據(jù)此提出了一系列促進(jìn)二者協(xié)調(diào)發(fā)展的策略[20]。國內(nèi)外學(xué)者中，Stoevener 運用投入產(chǎn)出模型進(jìn)行水資源利用的效益成本分析[21]，王成金等設(shè)計TOPSIS 模型和DEA-SBM 模型，主要研究資源投入—經(jīng)濟效益—污染排放三者的關(guān)系[22]，馬海良等以城鎮(zhèn)化進(jìn)程為視角，運用格蘭杰檢驗方法探討中國水資源利用效率與用水結(jié)構(gòu)受城鎮(zhèn)化水平的影響程度[23]。

其三是水資源消耗對經(jīng)濟增長的約束作用。目前國內(nèi)外對于量化水資源影響經(jīng)濟增長程度的研究尚少，且覆蓋范圍較為狹窄。國外學(xué)者中，Brown 認(rèn)為中國經(jīng)濟發(fā)展在受到水資源約束的情況下也將影響世界糧食安全[24]；Badeeb及Bruvoll 主要運用動態(tài)CGE 模型，量化環(huán)境約束的影響[25,26]。萬永坤等利用改進(jìn)后的大衛(wèi)·羅默生產(chǎn)函數(shù)，用勞動效率變化反映要素替代彈性，構(gòu)建阻尼模型，量化了資源約束對北京經(jīng)濟增長影響程度[27]。

綜上可以看出，目前在水資源與經(jīng)濟增長方面的研究大多集中在前兩方面。在資源消耗對經(jīng)濟增長約束作用方面，雖有一些學(xué)者開始嘗試?yán)眯碌哪Ｐ秃头椒ㄟM(jìn)行量化測算，但已有研究主要針對土地資源以及化石能源消耗的約束作用，鮮有針對水資源的研究?；诖?，本文立足于長江經(jīng)濟帶水資源約束問題，綜合考慮水資源消耗總量及水資源消耗結(jié)構(gòu)，利用Romer 增長阻尼模型和改進(jìn)的生產(chǎn)函數(shù)量化分析長江經(jīng)濟帶水資源消耗對經(jīng)濟增長的影響及影響程度，以獲悉水資源消耗和經(jīng)濟增長間的內(nèi)在聯(lián)系，以此為長江經(jīng)濟帶實現(xiàn)水資源“大保護(hù)”約束下的經(jīng)濟發(fā)展提出針對性的政策建議。

2 研究方法

2.1 水資源增長阻尼模型構(gòu)建

“阻尼”由學(xué)者Nordhaus 引入經(jīng)濟學(xué)領(lǐng)域，將自然資源與索洛增長模型結(jié)合，建立了存在資源約束和不存在資源約束的經(jīng)濟模型，用以描述資源消耗對經(jīng)濟增長的約束作用[28]。新增長理論認(rèn)為，水資源對經(jīng)濟增長約束作用的實現(xiàn)路徑是由水資源不足或者水資源過度利用等情況導(dǎo)致人均水資源利用率受到限制，從而出現(xiàn)經(jīng)濟增長速度和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型速度低于沒有水資源約束時的情況，而其速度降低程度即為增長阻尼或增長尾效[29]。本文引用美國經(jīng)濟學(xué)家Romer 于2001 年提出的環(huán)境約束下的經(jīng)濟增長模型，在生產(chǎn)函數(shù)中加入水資源要素。當(dāng)存在水資源約束的限制時，W(t1)=nW(t)，即指水資源隨著勞動力的增長而同比增長。上式中，n為勞動力增長率，W(t)、W(t1)分別指第t年和第t1年的水資源投入量。以上述假設(shè)改變原模型假設(shè)中水資源長期不變的情況，構(gòu)建出水資源對經(jīng)濟增長的阻尼模型：

式中，Y(t)為第t年的產(chǎn)出；K(t)、W(t)、A(t)及L(t)分別為第t年的資本投入、水資源投入、技術(shù)進(jìn)步及勞動投入。α為資本產(chǎn)出彈性；β為水資源產(chǎn)出彈性，且α、β＞0，α+β＜1。對（1）式兩邊取對數(shù)可得式（2）：

變量的對數(shù)對時間的導(dǎo)數(shù)為該變量的增長率，因此對式（2）左右求導(dǎo)，同時視經(jīng)濟增長處于平衡路徑上時的產(chǎn)出增長率等于資本增長率。計算水資源約束存在與不存在時的單位勞動力產(chǎn)出增長率分別如式（3）、式（4）所示：

式中，gW(t)、gA(t)、gL(t)分別表示相應(yīng)要素的增長率。根據(jù)增長阻尼定義可知，單位勞動力產(chǎn)出增長率在水資源受約束與不受約束兩種情況下的差值為水資源約束產(chǎn)生的阻礙效應(yīng)大小，即上述公式（3）-公式（4）。在平衡增長路徑下，令，可得水資源增長阻尼系數(shù)測算公式為：

式中，Z即為水資源約束而產(chǎn)生的增長阻尼；w為水資源投入增長率。由公式推導(dǎo)結(jié)果可知，水資源增長阻尼與資本產(chǎn)出彈性、水資源產(chǎn)出彈性和勞動生產(chǎn)率正相關(guān)，而與水資源投入增長率負(fù)相關(guān)。此外，對于勞動力增長率n和水資源投入增長率w的計算，借鑒米國芳[30]等的方法，計算公式如式（6）、式（7）所示：

式中，Y0為基期該變量的值；Yt為末期該變量的數(shù)值；t-1 為增長期。

2.2 數(shù)據(jù)來源與說明

論文所需數(shù)據(jù)包括長江經(jīng)濟帶2000—2016 年11 個省市的相關(guān)指標(biāo)，以及資本投入、勞動力投入以及三次產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟產(chǎn)出和水資源消耗情況，具體指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)來源如下：

長江經(jīng)濟帶總產(chǎn)出指標(biāo)（Y）采用國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）表示。數(shù)據(jù)均來自2001—2017 年《中國統(tǒng)計年鑒》，并調(diào)整至以2000 年作為基期，從而消除價格因素對數(shù)據(jù)造成的影響。

資本投入指標(biāo)（L）用固定資產(chǎn)投資存量表示。由于本文采用的改進(jìn)的C-D 生產(chǎn)函數(shù)中資本使用量應(yīng)當(dāng)使用資本存量衡量，而相關(guān)統(tǒng)計年鑒公布的資本投入數(shù)據(jù)均屬于流量而非存量。鑒于此，本文采用永續(xù)盤存法估算資本存量，方法如式（9）所示：

式中，K(t)、K(t-1)分別為t期及t-1 期期末資本存量；I(t)為t期投資額；δ為折舊率。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》及各省市統(tǒng)計年鑒，并以2000 年為基期進(jìn)行了調(diào)整。

勞動投入指標(biāo)（L）及水資源投入指標(biāo)（W）分別采用各地區(qū)全社會就業(yè)人口數(shù)和總用水量表示，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》及各省市統(tǒng)計年鑒、水資源公報。對于勞動投入指標(biāo)，統(tǒng)計年鑒中的數(shù)據(jù)多為年底就業(yè)人數(shù)，無法完全代替一年的均值。因此，本文參考熊立春等的做法，取各年就業(yè)人口數(shù)的中間值[31]，可減少采取年底數(shù)時帶來的誤差。具體方法如式（10）所示：

式中，L(t) 為第t年勞動投入量。分別為上年及該年年末各地區(qū)全社會就業(yè)人口數(shù)。

3 阻尼效應(yīng)分析

3.1 整體回歸分析

本文首先對資本產(chǎn)出彈性α以及水資源產(chǎn)出彈性β進(jìn)行測算，從而計算水資源增長阻尼。對模型整體進(jìn)行最小二乘估計后的結(jié)果如式（11）所示：

即α=0.689，β=0.193，R2=0.996，DW=0.345。計 算 發(fā)現(xiàn)，模型DW 值0.345 遠(yuǎn)小于2.000，可能存在多重共線性。對模型進(jìn)行多重共線性檢驗后的輸出結(jié)果如表1 所示，可見水資源投入的變異系數(shù)值高于10%的顯著性水平。此情況說明所選指標(biāo)之間存在著多重共線性，最小二乘估計不適用。因此，本文采取嶺回歸分析法作回歸測算。嶺回歸是一種犧牲回歸的部分無偏性而達(dá)到有效減少均方誤差目的的估計方法，有助于得到精度更高且更為穩(wěn)定的模型，緩解方程的多重共線性[32]。

表1 多重共線性檢驗結(jié)果

本文利用省際面板數(shù)據(jù)使用嶺回歸法對數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸處理后的結(jié)果如表2 所示，可見各系數(shù)均通過顯著性檢驗。模型擬合優(yōu)度為98.1%，F(xiàn)檢驗值為280.368，在5%的顯著性水平下顯著，回歸結(jié)果可靠[33]。此外，資本產(chǎn)出彈性系數(shù)為0.452，水資源產(chǎn)出彈性系數(shù)為0.232，從而計算得出長江經(jīng)濟帶2000—2016年平均水資源增長阻尼系數(shù)約為0.15%（表3）。該數(shù)據(jù)表明長江經(jīng)濟帶的經(jīng)濟增長速度由于水資源的約束作用使得經(jīng)濟增速比沒有水資源約束的情形降低了0.15%。

表2 嶺回歸結(jié)果

表3 2000—2016年長江經(jīng)濟帶年均水資源增長阻尼

3.2 時間序列演變

根據(jù)研究期內(nèi)長江經(jīng)濟帶11 個省份各指標(biāo)的數(shù)據(jù)，得出2001—2016 年的勞動力增長率及水資源增長率，并以此計算各年度水資源增長阻尼系數(shù)（表4）。從表4 反映的水資源增長阻尼系數(shù)逐年變化情況來看，2003 年之前，長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟增長受水資源約束是顯著的；在2004 年經(jīng)歷了一次跌落后基本穩(wěn)定在-1 至1 之間，處于中間水平。這種現(xiàn)象與勞動力增長率和水資源投入增長率的協(xié)調(diào)性有關(guān)：2005—2013 年長江經(jīng)濟帶11 個省份的平均勞動力增長率是全研究期的5.75 倍，水資源投入增長率則是全研究期的7.62 倍；而2001—2004 年及2014—2016 年的阻尼數(shù)值波動較大，其中2001 年、2014 年的增長阻尼數(shù)值處于峰值。

表4 2001—2016年各年水資源增長阻尼系數(shù)變化情況

將研究期等分為前期（2001—2008年）和后期（2009—2016年）兩階段，測算各階段的水資源增長阻尼系數(shù)分別為0.125%和0.034%。由表5 可以發(fā)現(xiàn)，從前期到后期資本產(chǎn)出彈性明顯降低，勞動力增長率和水資源投入增長率的差值有所減少，水資源產(chǎn)出彈性也下降了較大幅度，進(jìn)而導(dǎo)致了水資源增長阻尼顯著降低。由此可見，在研究期內(nèi)長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟增長受水資源的約束效用減弱主要是由勞動力增長與水資源投入的協(xié)調(diào)度改善所貢獻(xiàn)的，而在如何降低資本產(chǎn)出彈性、發(fā)展集約型經(jīng)濟方面仍有進(jìn)一步發(fā)展的空間。

表5 2001—2008年、2009—2016年水資源增長阻尼

為進(jìn)一步反映水資源約束對經(jīng)濟增長的影響，將2000—2016 年水資源增長阻尼系數(shù)的變化與經(jīng)濟增長率的變化進(jìn)行比較（圖1）。從圖1 來看，水資源增長阻尼系數(shù)于2005—2012 年最為穩(wěn)定，基本上與經(jīng)濟增長呈反向變化，從總體來看水資源對經(jīng)濟增長的約束作用程度經(jīng)歷了較為明顯的強弱變化。研究期內(nèi)，在2009—2010 年、2012—2013 年、2014—2016 年三個時間段期間經(jīng)濟增長率與水資源增長阻尼系數(shù)呈現(xiàn)正向變化的情況。究其原因發(fā)現(xiàn)，2009—2010 年國家經(jīng)濟形勢明顯好轉(zhuǎn)，尤其金融經(jīng)濟取得高速發(fā)展，逐步觸底復(fù)蘇，此階段水資源對經(jīng)濟的約束作用不明顯。2010 年開始，經(jīng)濟增長率降低、驅(qū)動力不足導(dǎo)致水資源阻尼出現(xiàn)明顯波動，在2012 年及2014 年呈現(xiàn)小的峰值。而后水資源約束在促進(jìn)開發(fā)“長江黃金水道”、2014年“長江經(jīng)濟帶戰(zhàn)略”等政府多項政策的支持下有所緩解，因此出現(xiàn)了經(jīng)濟增長率與水資源阻尼同步變化的情況。其余時間段水資源對經(jīng)濟增長均顯示出阻礙作用。值得注意的是，2004 年水資源增長阻尼系數(shù)出現(xiàn)了較大幅度的下降，經(jīng)濟增長受水資源約束有所減弱。而2002 年通過的《中華人民共和國水法》，對國家治水方針進(jìn)行了修訂。因此可以認(rèn)為，在積極的政策導(dǎo)向下，水環(huán)境改善成效于2004 年有了顯著體現(xiàn)。同時，從經(jīng)濟增長層面來看，2004 年之前我國為緩解通貨緊縮對經(jīng)濟發(fā)展的不利影響，長期放松貨幣政策與財政政策，使得國民經(jīng)濟取得較快發(fā)展。因此，經(jīng)濟增長率保持上升態(tài)勢，至2004 年達(dá)到峰值，從而出現(xiàn)了低阻尼情況。2004 年之后的水資源阻尼系數(shù)波動減緩，且在2014 年后經(jīng)濟增速有明顯回升，同時水資源阻尼呈下降趨勢。究其原因不難發(fā)現(xiàn)，2014 年底開始，《水污染防治行動計劃》的實施被提上日程，其影響范圍逐步擴大。在該政策的指導(dǎo)下，各地對污染物排放的控制力度不斷增強，因此水資源利用效率得到顯著提高，水資源在各區(qū)域、各產(chǎn)業(yè)間的配置趨向合理。綜上可見，長江經(jīng)濟帶水資源對經(jīng)濟增長的影響呈現(xiàn)阻礙和促進(jìn)交替作用的動態(tài)過程。從總體來看，在研究期內(nèi)長江經(jīng)濟帶水資源增長阻尼系數(shù)有降低的趨勢，顯示了長江經(jīng)濟帶建設(shè)的成效以及水資源對經(jīng)濟發(fā)展約束力逐步減弱的良好前景。

圖1 2001—2016年經(jīng)濟增長與水資源增長阻尼系數(shù)對比

3.3 空間特征探討

2001—2016 年長江經(jīng)濟帶省際水資源增長阻尼系數(shù)以及其他各要素的彈性系數(shù)結(jié)果如表6 所示。不難發(fā)現(xiàn)，在研究期內(nèi)長江經(jīng)濟帶11 個省份中有7 個?。ㄊ校┐嬖诿黠@的水資源增長阻尼，按阻尼大小排序如下：浙江（0.679%）、上海（0.402%）、江西（0.397%）、湖北（0.326%）、云南（0.126%）、湖南（0.108%）和江蘇（0.075%）；其中4 個省份水資源增長阻尼系數(shù)超過了0.150%。

表6 2001—2016年分省市水資源增長阻尼系數(shù)

其中江蘇的水資源產(chǎn)出彈性為負(fù)值，出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因之一是江蘇經(jīng)濟較為發(fā)達(dá)，出現(xiàn)用水量隨經(jīng)濟增長而降低的趨勢。對于水資源增長阻尼最高的浙江省來說，勞動力增長率（2.084%）顯著高于水資源增長率（-0.717%）是造成其增長阻尼過高的主要原因。此外，產(chǎn)出彈性對各省份的阻尼系數(shù)亦產(chǎn)生了影響。具有代表性的省市為湖南、湖北，兩個省份的資本產(chǎn)出彈性（0.666、0.603）明顯高于大多數(shù)省市，以至于其增長阻尼受勞動力增長率與水資源增長率的影響不顯著，但是其增長阻尼依舊較高。而反觀資本產(chǎn)出彈性最高的貴州（0.827），其勞動力增長率（0.142%）顯著低于水資源增長率（3.578%），使得其增長阻尼系數(shù)最小，經(jīng)濟增長幾乎不受水資源約束。在水資源增長阻尼系數(shù)為負(fù)數(shù)的四個省市中，重慶和安徽的情況與貴州類似，勞動力增長率顯著低于水資源增長率。作為傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)大省，兩省近年來也在不斷推進(jìn)實施工業(yè)強省戰(zhàn)略，努力向新型工業(yè)化發(fā)展，而在轉(zhuǎn)型過程中水資源用量也隨之增長。因此，雖然“十二五”期間綠色發(fā)展和新型城鎮(zhèn)化成果顯著，導(dǎo)致2010 年之后用水量呈縮減趨勢，但較基期相比，2016 年的用水量增幅較大；此外，長江經(jīng)濟帶各省份資本產(chǎn)出彈性均明顯大于水資源產(chǎn)出彈性，其中江蘇省的水資源產(chǎn)出彈性甚至為負(fù)值。由此表明長江經(jīng)濟帶的經(jīng)濟發(fā)展對資本和技術(shù)的依賴性有所提升。

4 結(jié)論與建議

4.1 研究結(jié)論

本文基于改進(jìn)的C-D 生產(chǎn)函數(shù)并結(jié)合Romer 阻尼模型，利用2000—2016 年長江經(jīng)濟帶各省市生產(chǎn)總值、資本存量、從業(yè)人數(shù)和水資源投入量等數(shù)據(jù)，對長江經(jīng)濟帶水資源增長阻尼進(jìn)行了時間和空間兩個層面的探討，研究得出結(jié)論如下：

（1）2000—2016 年，長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟增長受水資源約束作用顯著。在受到水資源約束的情況下，經(jīng)濟增長速度比不受約束時降低了0.15%。從水資源阻尼形成原因來看，較高的資本彈性系數(shù)及勞動力增長率與水資源增長投入增長率間的過大差距是水資源對經(jīng)濟增長的約束效用為正的主要原因。

（2）從水資源增長阻尼變化的時間差異來看，研究期內(nèi)水資源對長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟增長的影響呈現(xiàn)約束和促進(jìn)作用交替進(jìn)行的動態(tài)過程，以約束作用為主；2003 年之前水資源對長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟增長的約束作用較高，峰值達(dá)到2.139%，而之后水資源對經(jīng)濟增長的約束作用顯著降低，基本穩(wěn)定在0 附近，僅有微弱波動。此外，研究期前半段的水資源增長阻尼值為0.125%，后半段降至0.034%。此結(jié)果表明，長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟增長受水資源的約束作用依舊是正向的，但從整體來看有減弱的趨勢，主要原因是水資源產(chǎn)出彈性系數(shù)降低和勞動力增長與水資源投入?yún)f(xié)調(diào)度的明顯改善。因此，促進(jìn)水資源的高效利用以降低經(jīng)濟增長對水資源的依賴程度并促進(jìn)勞動力投入與水資源投入的協(xié)調(diào)性是減弱約束效應(yīng)的有效措施。

圖2 各省市從業(yè)人口增長率與總用水量增長率對比

（3）從水資源增長阻尼分布的空間差異來看，各省份經(jīng)濟增長受水資源約束的程度及影響因素存在顯著不同。安徽、重慶、四川及貴州水資源阻尼為負(fù)，經(jīng)濟增長受到水資源的促進(jìn)作用。其他7 個省份的水資源阻尼為正，經(jīng)濟增長受到水資源的約束作用。就原因而言，浙江、上海、江西和云南4 個省份由于勞動力增長率與水資源增長率不協(xié)調(diào)使得水資源約束顯著；湖北和湖南兩省的資本產(chǎn)出彈性過大、江西省的水資源產(chǎn)出彈性為負(fù)數(shù)使得水資源阻尼系數(shù)較大，反映經(jīng)濟增長受水資源約束程度高。因此，水資源對長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟增長的約束作用在作用程度和形成原因上均具有顯著空間差異，實現(xiàn)長江經(jīng)濟帶各省份間的協(xié)調(diào)發(fā)展依然有較大空間。勞動力增長率與水資源增長率的協(xié)調(diào)性有待提高，而對資本投入的依賴性亟須進(jìn)一步減弱。

4.2 政策建議

為了響應(yīng)政府在長江經(jīng)濟帶發(fā)展問題上堅持的“生態(tài)優(yōu)先”“共抓大保護(hù)”原則，促進(jìn)經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展及水環(huán)境改善，本文結(jié)合研究結(jié)論和“長江大保護(hù)”的實現(xiàn)條件提出以下針對性建議，以期促進(jìn)區(qū)域間、省（區(qū)、市）間在降低水資源約束、促進(jìn)經(jīng)濟高效增長方面的協(xié)同發(fā)展。

（1）提升水資源利用效率，降低水資源產(chǎn)出彈性。首先，發(fā)展新型作業(yè)技術(shù)和節(jié)水技術(shù)，完善各地區(qū)農(nóng)田灌溉及排水系統(tǒng)，從技術(shù)和硬件設(shè)施方面入手推動水資源利用效率的提升。其次，當(dāng)前我國缺水問題由水量性缺水和水質(zhì)性缺水共同構(gòu)成，在關(guān)注水資源使用量約束的同時，水質(zhì)性缺水問題的緩解亦會減弱水資源的供需矛盾。各省份應(yīng)加強對農(nóng)工業(yè)用水污染情況的監(jiān)督及生活污水的治理。

（2）優(yōu)化勞動力結(jié)構(gòu)，提高就業(yè)人員質(zhì)量。首先，加大高新技術(shù)人才和高層次創(chuàng)新人才的培養(yǎng)和引入力度，完善就業(yè)政策和創(chuàng)新激勵機制。其次，各省份應(yīng)進(jìn)一步優(yōu)化高校和科研院所等創(chuàng)新要素，以促進(jìn)勞動力資源在各產(chǎn)業(yè)間的合理配置及產(chǎn)學(xué)研協(xié)同發(fā)展。

（3）加大資本投入，強化技術(shù)支撐。根據(jù)各地產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況合理安排資本投入并積極引導(dǎo)資本向發(fā)展現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)、高新技術(shù)等領(lǐng)域流動，對經(jīng)濟相對不發(fā)達(dá)地區(qū)給予生態(tài)補償。其次，各省份應(yīng)高度重視核心技術(shù)的發(fā)展。由科技部門牽頭引導(dǎo)，重點研發(fā)先進(jìn)農(nóng)田灌溉及疏浚技術(shù)、可利用水資源開發(fā)技術(shù)、污水廢水凈化處理和其他前沿技術(shù)。

（4）加強區(qū)域間合作，構(gòu)建跨省水權(quán)市場交易機制。實現(xiàn)“長江大保護(hù)”的關(guān)鍵條件是要打破各區(qū)域“各自為政”的現(xiàn)狀，構(gòu)建水權(quán)交易機制便是調(diào)控區(qū)域經(jīng)濟—生態(tài)差異的重要手段之一。各省份水行政主管部門應(yīng)協(xié)調(diào)推進(jìn)，以水資源需求量為基礎(chǔ)合理分配水權(quán)，發(fā)揮市場機制作用，緩解用水需求大的區(qū)域的缺水問題，促進(jìn)長江經(jīng)濟帶區(qū)域間平衡發(fā)展，經(jīng)濟—社會—生態(tài)系統(tǒng)充分發(fā)展。

5 總結(jié)與展望

經(jīng)濟增長脫離不了水資源投入，因此在水資源稀缺的情況下量化其對經(jīng)濟增長的約束效應(yīng)并分析約束力形成的原因?qū)Υ龠M(jìn)經(jīng)濟綠色可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。本文將水資源要素納入科布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，結(jié)合Romer 阻尼模型探討了長江經(jīng)濟帶11 個省份經(jīng)濟增長受水資源的約束程度。然而，本研究仍存在以下局限：其一，在研究方法層面，本文以科布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)，采用國內(nèi)學(xué)者的常用做法，用勞動投入與技術(shù)進(jìn)步的乘積表示有效勞動，進(jìn)而探討水資源消耗對經(jīng)濟增長的阻尼效應(yīng)，但該方法在解釋內(nèi)生性問題時仍存在一定的缺陷，因此本文使用的理論模型還有進(jìn)一步優(yōu)化的空間。其二，在研究對象層面，本文主要從整體和區(qū)域?qū)用婵紤]水資源約束下的經(jīng)濟增長阻尼效應(yīng)，而若針對不同產(chǎn)業(yè)的情況展開探討則具有更大的指導(dǎo)意義。針對本文研究的局限性，從研究方法改進(jìn)、研究對象細(xì)化等層面進(jìn)一步探討水資源高效利用與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的“雙贏”路徑將成為今后的研究方向。