水利投入对国民经济增长的贡献——以湖南省为例

毛春梅，朱艳娇,黄 兵,李洪翔

(1.河海大学公共管理学院，江苏 南京 211100; 2.河海大学商学院，江苏 南京 211100；3.湖南水利水电勘测设计研究总院，湖南 长沙 410007)

我国是世界上自然灾害最严重的国家之一[1]，其中水旱灾害造成的损失和影响位居各类自然灾害之首，水旱灾害直接经济损失占各类自然灾害直接经济总损失的60%左右[2]。水利工程建设为抵御水旱灾害对经济发展的影响，发挥了巨大的、不可替代的作用。灌排设施等农田水利基本建设，增强了农业生产基础，为农业持续稳定生产，提高农业经济水平创造了条件；水资源保证程度对城市发展规模、城市功能、工业发展、产业布局等起着决定性的作用；水力发电建设为工农业生产和人民生活提供了不可缺少的电力资源。农村小水电建设有力地推动了地方工业和乡镇企业的发展，保障农村经济发展所需的能源供给。水利建设经济效益大，对国民经济产出的贡献显著[3]。据中国宏观经济研究院估算，重大水利工程每投资1 000亿元可带动GDP增长0.15个百分点。超1万亿元水利投资，意味着在建设周期内总共可拉动经济增长1.5个百分点以上[4]。湖南省地理位置和自然条件特殊，水灾频发，历朝历代都把治水放在十分重要的位置。1949年以来，湖南水利事业取得了辉煌成就。建成水库14 096座，堤防20 269 km，规模以上灌区2 245处，水电站4 556座，农村集中供水工程5.62万处，泵站5.32万座，水闸3.48万座。为经济社会的可持续发展，为保障生态安全发挥了巨大作用。科学评价水利投入对国民经济的拉动效应，对于指导水利基础设施的投资方向及提升水利投资效益无疑具有重要的现实意义。本文基于水利投入与国民经济产出相关性的分析，借助反映生产投入与产出数量关系的C-D生产函数，建立弹性分析模型，定量分析水利投资对促进GDP增长的贡献。

1 研究现状

学术界有关水利对国民经济的贡献或拉动的研究成果比较丰富。唐文进等[5]利用水利社会核算矩阵乘数模型考察了大规模水利投资对中国经济的拉动效应，结果表明，水利投资对国民经济尤其是农业部门产生较大的拉动效应。郭卫东等[6]运用CGE模型模拟研究了水利投资对整体国民经济各部门的影响程度，并分析了水利投资与粮食生产的关系，认为水利投资能够促进粮食产出，且大规模投资的政策效果显著。吴丽萍等[7]通过运用1991—2009年数据建立分布滞后模型研究水利建设投资与农业经济之间的关系，结果表明，水利建设投资对农业经济发展的拉动弹性系数为0.3，水利投资项目建成5年后对农业经济的影响最大。水利投入可以提高收益区经济发展水平，促进区域经济发展[8]。Cox等[9]基于美国东北部1948—1958年数据研究了大型水资源开发运用是否刺激了经济增长，构建多元回归模型，以经济增长作为因变量分析其与自变量之间的相关关系是否显著，并选择未进行大型水资源开发运用的地区进行实证分析，结果表明，大型水资源开发运用是促进当地经济发展的重要原因之一。水资源开发运用与区域经济发展相互影响，水利投资规模及效率必将影响经济社会的稳定发展，加强水利产业投资政策贯彻实施、加大投资效率有助于协调水利与经济发展二者之间的关系，大力发展水利经济可以促进水利基础设施建设的顺利运行。

水利经济与社会经济相辅相成，经济的增长也会促使水利投入的增加，水利投资与经济发展之间存在双向因果关系。水利投资增加会促进社会经济的发展，反之，国民经济发展也会促进水利建设的进一步投资[10]。

从现有文献来看，经济发展与水利建设投资之间具有互动关系这一观点得到了大多数学者的认同，学者们的研究方法、研究内容、研究成果也为后续的研究打下了良好的基础。已有的成果其时间序列较短，且大多只研究水利对农业部门产生的拉动，针对湖南水利的拉动效应尚未有研究。本研究选取湖南省1950—2018年的水利投入与国民经济的相关数据，计算新中国成立以来，湖南省水利投入对该省整体国民经济的拉动贡献，不仅从数量上回答水利在国民经济中的支撑能力，同时可为制定宏观经济政策提供参考。

2 研究方法与模型

2.1 弹性分析模型

本文借助C-D生产函数，建立弹性分析模型，从宏观上定量地分析水利投资对促进GDP增长的贡献：

Y=AKαLβ

(1)

式中：Y为GDP；K为资金的投入；L为劳动力的投入；A、α、β为待估计参数，α、β的取值范围在0～1之间。

C-D生产函数满足以下假设：①每种生产要素遵循边际收益递减规律；②规模报酬不变；③生产函数是齐次线性的。式(1)对数化的结果为

lnY=lnA+αlnK+βlnL

(2)

可见，C-D生产函数是对数线性的。式(2)中，求Y对K的偏导数，经变换可得：

(3)

式中α为GDP变化的幅度与资金变化幅度之比，即GDP的资金投入弹性。

A是效率系数，反映了技术的进步。将A设定为常数，表明在C-D生产函数中，技术的进步被当作是外生的，它由经济系统外部确定，不受经济系统影响；C-D生产函数认为产出取决于资本和劳动两大要素的投入，技术进步没有被当作投入要素，资本和劳动两要素质量的提高是由技术进步引起的。式(3)中，第t年的固定资产投资为K，若投资增加(减少)∂K，会导致GDP增加(减少)∂Y，且：

(4)

2.2 C-D生产函数的统计回归和检验

C-D生产函数的统计回归有着其特殊性，主要体现在：函数形式是对数线性的；事先已知α+β=1。因此，以式(2)为回归的形式，且将β用1-α来替代，可以得到：

(5)

式(5)作统计回归,还可克服K和L之间的共线性和异方差性。

3 水利投资对经济增长的贡献率分析

3.1 水利投入与国民经济产出的相关性

只有变量之间存在强相关关系，分析自变量对因变量的影响才有意义。因此为了分析湖南水利投资对国民经济的贡献，首先必须分析水利投资与国民经济产出指标之间的相关关系。以湖南省水利基建投资与国内生产总值(GDP)作为分析变量，通过相关系数进行判断。

考虑到水利投资后发挥效益具有一定的滞后性，在进行水利投资与国民经济产出的相关分析时，以国民经济计划(五年计划)周期内的水利投资累加值分别与该期末国民经济产出指标进行相关性分析,见表1。

表1 阶段相关指标参数 单位：亿元

经计算，湖南省水利投资与GDP的相关系数为0.992(P=0.000<0.001)。表明水利基建投资与GDP呈强相关性，水利作为公益性基础设施，是国民经济的重要支撑和保障。

3.2 统计回归及检验

本文所使用的是1950—2018年湖南省的固定资产投资和国内生产总值的相关数据，这些数据源于相关年份的《湖南统计年鉴》和《中国水利年鉴》。全社会固定资产投资用K表示，各产业的劳动力投入采用期末就业人数L表示、国内生产总值采用当期GDP表示，见表2。由于本文研究的时间序列较长，为消除物价变化的影响，研究时采用全省物价总指数对GDP和各类投资数据进行可比价格调整，统一调整为2015年不变价。利用OLS得到s.e.(标准方差)=(0.013)(0.039),t检验值=(42.506)(20.046),R2=0.964，F=1 806.741，D.W.=0.396，可见，在1%的显著性水平下，参数、方程的回归结果是显著的，相关系数表明了方程的整体拟合优度是好的。α，β分别表示产出的资本投入和劳动投入的弹性，如果二者之和等于1(大于1、小于1)，说明规模报酬不变(递增、递减)。对于检验规模报酬不变的原假设，即α+β=1是否成立，进行了Wald系数检验，P值大于0.1，显然不能拒绝规模报酬不变的原假设。

表2 湖南省宏观经济数据

ln(Y/L)=0.554ln(K/L)+0.787

(6)

3.3 水利投资经济效益的弹性分析

利用式(4)可以计算水利投资对促进湖南省经济增长的贡献，结果见表3。

表3 全省水利投资经济效益弹性分析结果

由表3可得：水利投资对GDP增长的贡献是巨大的。随着水利投资力度的不断加大，对GDP的贡献也随之增长。其中，1962—1968年国民经济百废待兴，固定投资总额小，而湖南省在1954年经历了特大洪涝灾害，造成重大经济损失和人员伤亡。至此，全省将保证经济建设和人民生命财安全作为首要而紧迫的任务，加大水利建设投入，水利投资占该省固定投资的比例在10%以上，同期水利投资促进经济增长率提高。20世纪90年代以来，水利投资力度继续加大，它对GDP产出的贡献也明显加大。1950—2018年，水利投入对GDP的贡献为 3 385.749亿元，平均每亿元的水利投入拉动GDP增长1.51亿元，多年平均贡献为49.069亿元，促进GDP平均增长率为2.93%。可见，水利投资的宏观经济效益是显著的。

4 结 论

本文基于1950—2018年湖南省水利相关数据，定性分析与定量分析相结合，通过量化分析模型，从宏观上定量分析了湖南省水利投资对促进经济增长的贡献。通过上述分析结果可以看出：①水利投资与GDP的强相关性验证了水利的基础产业和基础设施地位，湖南省水利投入与国民经济产出关系密切，各个时期都应该有适当力度的水利投入，保障国民经济发展的需求；②湖南省水利投资对GDP增长的贡献是巨大的，1950—2018年累计贡献为 3 385.749亿元,年贡献量呈长期增长趋势，但随着国民经济行业的增多、结构变化和总体量的增大，水利投资促进经济增长率呈长期逐渐减小趋势；③水利投资对国民经济的后向效应是显著的，其影响时间比一般行业投资影响时间更长。湖南省修建的大型水库、水电站、堤垸等工程，不仅其投资会直接拉动当期GDP，建成后在其数十年的寿命期内还将持续发挥作用，保障国民经济安全有序运行。