環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步與工業(yè)用水強(qiáng)度的脫鉤關(guān)系與動(dòng)態(tài)響應(yīng)

張峰　宋曉娜 薛惠鋒 董會(huì)忠

摘要

日趨緊張的水資源形式不斷加劇對(duì)工業(yè)發(fā)展的束縛，而在當(dāng)前新型工業(yè)化與創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展背景下，進(jìn)一步提高工業(yè)技術(shù)創(chuàng)新力度，緩解資源要素約束已成為支撐工業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的重要驅(qū)動(dòng)源。據(jù)此，科學(xué)評(píng)價(jià)工業(yè)用水變化與環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系對(duì)于推動(dòng)工業(yè)升級(jí)及其水資源利用具有重要參考意義。本文采用脫鉤理論和Butterworth濾波技術(shù)對(duì)2002—2014年中國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度與環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步之間的脫鉤狀態(tài)變化趨勢(shì)進(jìn)行了定量分析，并通過構(gòu)建誤差修正、脈沖響應(yīng)與預(yù)測(cè)方差分解模型，對(duì)上述要素之間的協(xié)整關(guān)系及內(nèi)在作用機(jī)理進(jìn)行集成研究。結(jié)果顯示：①工業(yè)用水強(qiáng)度與環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步之間呈“非理想-理想-非理想”的周期性脫鉤波動(dòng)狀態(tài)，而對(duì)其進(jìn)行Butterworth濾波后，工業(yè)用水強(qiáng)度與環(huán)境規(guī)制之間呈現(xiàn)“相對(duì)穩(wěn)定-震蕩波動(dòng)-脫鉤持續(xù)”脫鉤階段，工業(yè)用水強(qiáng)度與技術(shù)進(jìn)步之間則呈“波動(dòng)調(diào)整-脫鉤持續(xù)”的脫鉤特征；②在環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步分別與工業(yè)用水強(qiáng)度具有協(xié)整關(guān)系，而環(huán)境規(guī)制與技術(shù)進(jìn)步之間存在非協(xié)整關(guān)系的前提下，環(huán)境規(guī)制對(duì)工業(yè)用水強(qiáng)度引發(fā)的正向效應(yīng)要大于負(fù)向效應(yīng)，而技術(shù)進(jìn)步對(duì)工業(yè)用水強(qiáng)度控制的支撐仍顯薄弱；③后期環(huán)境規(guī)制與技術(shù)進(jìn)步對(duì)工業(yè)用水強(qiáng)度的沖擊雖然會(huì)產(chǎn)生短期的動(dòng)態(tài)波動(dòng)，但其長(zhǎng)期效應(yīng)則有助于實(shí)現(xiàn)工業(yè)用水強(qiáng)度的有效控制。這意味著，要想有效緩解工業(yè)用水強(qiáng)度，短期內(nèi)要加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制力度，對(duì)工業(yè)用水強(qiáng)度形成全面的“倒逼機(jī)制”，并在加大技術(shù)創(chuàng)新投入的同時(shí)，提高工業(yè)節(jié)水降污技術(shù)成果的轉(zhuǎn)化效率。

關(guān)鍵詞 工業(yè)用水；環(huán)境規(guī)制；技術(shù)進(jìn)步；脫鉤

中圖分類號(hào) F424.7

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A

文章編號(hào) 1002-2104（2017）11-0193-09

[WTHZ]DOI：10.12062/cpre.20170427

“十三五”時(shí)期是中國(guó)加速工業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展、推動(dòng)制造強(qiáng)國(guó)建設(shè)的關(guān)鍵時(shí)期，對(duì)此各相關(guān)領(lǐng)域紛紛做出積極響應(yīng)。工信部及時(shí)發(fā)布《2016—2020年工業(yè)綠色發(fā)展規(guī)劃》，助推國(guó)內(nèi)工業(yè)向資源節(jié)約型、環(huán)境友好型升級(jí)，并在規(guī)劃中明確指出到2020年，單位工業(yè)增加值用水量累計(jì)降速至少達(dá)到23%，對(duì)于高耗水行業(yè)要著力進(jìn)行節(jié)水技術(shù)改造，實(shí)施水資源階梯優(yōu)化利用與廢水集中處理回用等，提高工業(yè)用水效率[1]。由此可見，進(jìn)一步推進(jìn)工業(yè)節(jié)水減污工作已迫在眉睫。然而，要實(shí)現(xiàn)該目標(biāo)，不僅需要充分辨識(shí)當(dāng)前工業(yè)用水變動(dòng)態(tài)勢(shì)與現(xiàn)有政策管治措施的有效程度，同時(shí)，工業(yè)用水效率的提升必然依靠先進(jìn)節(jié)水技術(shù)的創(chuàng)新與應(yīng)用，因此，如何客觀解析技術(shù)進(jìn)步與工業(yè)用水變動(dòng)之間的演化關(guān)系也是制定相關(guān)政策用以助推其目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的重要方面。

1 文獻(xiàn)回顧

面對(duì)愈發(fā)嚴(yán)峻的水資源形勢(shì)，工業(yè)用水節(jié)水已成為研究的熱點(diǎn)。Yousen等[2]通過構(gòu)建松弛因子模型測(cè)度工業(yè)用水效率及其影響因素，提出強(qiáng)化環(huán)境政策導(dǎo)向與節(jié)水技術(shù)水平是提高工業(yè)用水效率的關(guān)鍵。Alnouri等[3]認(rèn)為通過水網(wǎng)絡(luò)集成技術(shù)的創(chuàng)新能夠?yàn)椴煌墓I(yè)用水單元配置合理水質(zhì)與水量，達(dá)到新鮮水利用、廢水排放最優(yōu)控制的目標(biāo)。Pham等[4]提出水資源管理需要推動(dòng)從水資源的初始流入端到最終流出端的全過程技術(shù)創(chuàng)新，尤其是通過構(gòu)建水質(zhì)量平衡系統(tǒng)結(jié)構(gòu)，實(shí)現(xiàn)人為開發(fā)與自然流入的水資源使用狀況的有效區(qū)分。Ramos等[5]認(rèn)為工業(yè)企業(yè)的目標(biāo)通常是追求資源利用成本最小化，需通過加強(qiáng)工業(yè)用水網(wǎng)絡(luò)的建設(shè)減少水資源的消耗。宋超等[6]提出節(jié)控與取代淡水資源的“減量化”模式、梯級(jí)水資源循環(huán)“再利用”模式、廢棄水回收處理“資源化”模式可有效滿足資源節(jié)約與環(huán)境保護(hù)的雙向需求。賈紹鳳等[7]分析發(fā)達(dá)國(guó)家工業(yè)用水出現(xiàn)“零增長(zhǎng)”的條件，發(fā)現(xiàn)提高環(huán)境規(guī)制力度有利于控制工業(yè)用水量，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)是導(dǎo)致工業(yè)用水衍生“零增長(zhǎng)”最直接原因。孟戈等[8]認(rèn)為在構(gòu)建“紅線考核指標(biāo)體系”時(shí)，需將節(jié)水管理、節(jié)水投入、節(jié)水技術(shù)等指標(biāo)納入到考慮范疇。此外，王樹鵬等[9]、劉曉等[10]的研究中均將生態(tài)環(huán)境、技術(shù)創(chuàng)新要素作為構(gòu)成工業(yè)用水效率評(píng)價(jià)指標(biāo)體系的重要指標(biāo)。

綜上，隨著全球工業(yè)價(jià)值鏈的重塑，以水資源為代表的工業(yè)過程影響資源要素分析成為奠定其研究的理論基礎(chǔ)，尤其是在現(xiàn)有諸多對(duì)工業(yè)用水相關(guān)研究成果中可發(fā)現(xiàn)越來越多的學(xué)者將其研究范疇擴(kuò)充到了工業(yè)高效用水技術(shù)需求及其引發(fā)的環(huán)境效應(yīng)等。然而，在推動(dòng)工業(yè)用水效率過程中，工業(yè)用水變化與環(huán)境規(guī)制之間究竟存在怎樣的關(guān)系？推動(dòng)工業(yè)用水效率提升需要依靠技術(shù)的革新，技術(shù)進(jìn)步是否已滿足支撐工業(yè)用水變化的需求？對(duì)于這類問題，在現(xiàn)有文獻(xiàn)研究中較少涉及與解釋。對(duì)此，本文嘗試在采用脫鉤理論論證工業(yè)用水強(qiáng)度與環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步動(dòng)態(tài)演化關(guān)系的基礎(chǔ)上，應(yīng)用計(jì)量模型檢驗(yàn)導(dǎo)致其關(guān)系轉(zhuǎn)變的內(nèi)在機(jī)理，為后期制定相關(guān)措施提供理論依據(jù)。

2 模型構(gòu)建

2.1 脫鉤測(cè)度模型

據(jù)OECD專家認(rèn)為阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染之間的聯(lián)系或?qū)е律鲜鲆刈兓俾拾l(fā)生非同步性的現(xiàn)象稱為脫鉤，具體可劃分為絕對(duì)與相對(duì)脫鉤[11]。本文將該方法運(yùn)用到環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步與工業(yè)用水強(qiáng)度之間關(guān)系的辨析中。其中，絕對(duì)脫鉤是指環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度或技術(shù)進(jìn)步處于上升狀態(tài)而工業(yè)用水強(qiáng)度為零或負(fù)增長(zhǎng)，相對(duì)脫鉤指環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度或技術(shù)進(jìn)步速率高于工業(yè)用水強(qiáng)度。對(duì)此，按照Tapio等[12]使用的脫鉤指數(shù)，建立其脫鉤模型：

n+1=（indwatern+1-indwatern）/indwatern（profactorn+1-profactorn）/profactorn（1）

其中，n+1指n+1年脫鉤彈性；n是年份；indwatern指n年水資源壓力，即工業(yè)用水強(qiáng)度；profactorn指n年的驅(qū)動(dòng)水平，即環(huán)境規(guī)制與技術(shù)進(jìn)步指標(biāo)。參照李堅(jiān)明等研究，可將脫鉤彈性0.8與1.2作為上述要素脫鉤狀態(tài)的劃分閾值，構(gòu)建如圖1所示工業(yè)用水強(qiáng)度與環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步之間脫鉤狀態(tài)坐標(biāo)示意圖。考慮到環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步對(duì)工業(yè)用水強(qiáng)度具有一定的調(diào)節(jié)效應(yīng)，但其作用時(shí)效通常具有一定的滯后性，因而，本文將環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步的滯后期劃定為1年，采用全國(guó)1998—2014年工業(yè)用水強(qiáng)度數(shù)據(jù)與1997—2013年環(huán)境規(guī)制和技術(shù)進(jìn)步數(shù)據(jù)進(jìn)行要素脫鉤辨析。endprint

鑒于傳統(tǒng)脫鉤計(jì)算易受高頻噪聲擾動(dòng)，對(duì)此難以滿足剔除由環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步對(duì)工業(yè)用水強(qiáng)度滯后性引發(fā)的擾動(dòng)影響，在此采用低通濾波方法對(duì)高頻噪聲進(jìn)行過濾處理，挖掘測(cè)度要素之間的內(nèi)在規(guī)律。其中，對(duì)于上述濾波需將要素輸入圖像μ（x，y）進(jìn)行Fourier變換F（α，β），選取濾波器L（α，β）對(duì)F（α，β）進(jìn)行轉(zhuǎn)化成S（α，β），進(jìn)而取S（α，β）的Fourier逆變換得到濾后新圖像U（x，y）。常用濾波器L（α，β）有：

（1）高斯低通率傳遞：L（α，β）=eρ2（α，β）/2ρ20；

（2）理想低通濾波器傳遞：L（α，β）=1， if ρ（α，β）≤ρ0；

0， if ρ（α，β）>ρ0

（3）n階Butterworth濾波器傳遞：L（α，β）=1/1+[ρ（α，β）/ρ0]2n」。

其中，截止頻率ρ0是指定非負(fù)值，ρ（α，β）指點(diǎn)（α，β）到濾波器L（α，β）中心距離，ρ（α，β）=α2+β2。基于上述步驟，利用Matlab編程濾波程序，對(duì)要素脫鉤彈性進(jìn)行測(cè)定。

2.2 動(dòng)態(tài)響應(yīng)測(cè)度模型

本文選取VAR非結(jié)構(gòu)性模型闡釋各要素之間的關(guān)系[13]，其表達(dá)式如公式（2）所示。

Xt=∑pj=1AjXt-j+εt+c（2）

其中，Xt指時(shí)間序列構(gòu)成向量；p為自回歸滯后階數(shù)；Aj是時(shí)間序列系數(shù)矩陣；εt是白噪聲序列，滿足條件：①E（εt）=0，誤差均值為0；②E（εtε′t）=Q，誤差協(xié)方差矩陣

為Q；③E（εtε′t-k）=0，誤差項(xiàng)無自相關(guān)性；c為常數(shù)向量。

本文建立工業(yè)用水強(qiáng)度與環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步要素之間的多變量VAR模型，利用協(xié)整檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)等，對(duì)其內(nèi)部動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)性進(jìn)行研究，選用ADF（Augmented Dickey Fuller）法對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)[14]。采取R.F.Engle和C.W.J.Granger提出的協(xié)整理論檢驗(yàn)非平穩(wěn)時(shí)序變量經(jīng)線性組合后所呈現(xiàn)的平穩(wěn)性[15]。其經(jīng)濟(jì)意義在于觀測(cè)具有長(zhǎng)期波動(dòng)規(guī)律的變量之間的協(xié)整，若協(xié)整關(guān)系存在，則變量間具有一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系，否則，變量間無長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系[16]。此外，選取脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF）分析其長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系，即通過對(duì)擾動(dòng)項(xiàng)施加單位標(biāo)準(zhǔn)差大小的信息沖擊后，驗(yàn)證內(nèi)生變量當(dāng)前狀態(tài)與未來狀態(tài)變動(dòng)的特點(diǎn)[17]。公式如下：

Ix（n，δk，t-1）=E（xt+n|εkt=δk，t-1）-E（xt+n|t-1）（3）

其中，δk指第k個(gè)變量的沖擊；n指沖擊響應(yīng)時(shí)期數(shù)；t-1指沖擊發(fā)生時(shí)可獲得的信息。要求n期沖擊的IRF值，即考慮δk沖擊對(duì)xt+n期望值造成的差異。

VAR預(yù)測(cè)方差分解可體現(xiàn)隨機(jī)信息相對(duì)重要性。基于內(nèi)生變量預(yù)測(cè)均方誤差（MSE），按照其成因分解為系統(tǒng)中與各方程存在關(guān)聯(lián)性的m個(gè)成分，測(cè)定信息對(duì)內(nèi)生變量相對(duì)重要度。VAR（p）模型的s步預(yù)測(cè)誤差為：

εt+s+φ1εt+s-1+φ2εt+s-2+…+φs-1εt+1（4）

其中MSE為：

Q+φ1Qφ′1+…+φs-1Qφ′s-1

=pp′+φ1pp′φ1

+…+φs-1pp′φs-1（5）

其中，pp′=Q，按照式（5）可把任意內(nèi)生變量的MSE分解為各變量的沖擊貢獻(xiàn)值，通過計(jì)算各變量的貢獻(xiàn)與總貢獻(xiàn)的比值，分析各個(gè)變量沖擊的相對(duì)重要程度[18]。

3 實(shí)證分析

3.1 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)說明

目前關(guān)于環(huán)境規(guī)制的測(cè)度主要有利用單位產(chǎn)出的“污染治理和控制支出”和“污染排放量”兩種方法。鑒于數(shù)據(jù)的可獲取性，本文選取李麗莎[19]的綜合指數(shù)計(jì)算方法：erii=1n∑nj=1YSsij·δij，n=1，2，3…，m。其中，YSsij為排放指標(biāo)YSij原始值經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化處理后值；δij指單指標(biāo)權(quán)重，δij=YSijYSij，即為行業(yè)i污染物j的單位產(chǎn)值排放YSij與污染物j單位產(chǎn)值排放平均水平Y(jié)Sij的比值。環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度綜合指數(shù)erii主要由制造業(yè)廢水排放達(dá)標(biāo)率、二氧化硫去除率、固體廢物綜合利用率、粉塵去除率和煙塵去除率5項(xiàng)指標(biāo)構(gòu)成，即n=5。

技術(shù)進(jìn)步常用測(cè)度指標(biāo)為R&D投入、專利數(shù)量、全要素生產(chǎn)率等。考慮統(tǒng)計(jì)年鑒等對(duì)于R&D投入的統(tǒng)計(jì)年份有限，而專利數(shù)量又無法對(duì)專利所具有的技術(shù)水平進(jìn)行客觀反映，本文選取全要素生產(chǎn)率對(duì)技術(shù)進(jìn)步進(jìn)行衡量，參考Luintel & Khan等運(yùn)用的索洛余值法進(jìn)行測(cè)定。按照CobbDouglas生產(chǎn)函數(shù)yit=αkαitlβityt，可定義全要素生產(chǎn)率函數(shù)：tfpit=yit/kαitlβit。其中，α、β為生產(chǎn)函數(shù)參數(shù)；yit指各年份總產(chǎn)出，用折算為以1997年不變價(jià)格計(jì)算的實(shí)際GDP表示；kit指各年份固定資本存量，此處選取永續(xù)盤存法計(jì)算；lit指勞動(dòng)投入水平，選取就業(yè)人數(shù)總量進(jìn)行表示。

此外，考慮現(xiàn)有水資源管理中對(duì)“三條紅線”的考核需求，本文選取工業(yè)水資源消耗量占總用水量比重對(duì)工業(yè)用水強(qiáng)度進(jìn)行表示，記為indit。指標(biāo)測(cè)算均基于全國(guó)層面數(shù)據(jù)，主要源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（1997—2015）、《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2001—2015）、《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》（1997—2015）、《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》（1999—2015）和《水資源公報(bào)》等。

3.2 脫鉤測(cè)度與分析

按照公式（1）與圖1，可取得2002—2014年期間工業(yè)用水強(qiáng)度與環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步的脫鉤關(guān)系（見表1）。從脫鉤整體狀態(tài)來看，強(qiáng)脫鉤與弱脫鉤出現(xiàn)次數(shù)最多，同時(shí)，在工業(yè)用水強(qiáng)度與環(huán)境規(guī)制脫鉤狀態(tài)中出現(xiàn)了強(qiáng)負(fù)脫鉤、弱負(fù)脫鉤的現(xiàn)象，而在工業(yè)用水強(qiáng)度與技術(shù)進(jìn)步脫鉤狀態(tài)中除了出現(xiàn)強(qiáng)負(fù)脫鉤外，還存在擴(kuò)張性負(fù)脫鉤與擴(kuò)張性耦合。據(jù)圖2所示的脫鉤彈性趨勢(shì)來看，樣本期內(nèi)均出現(xiàn)“非理想-理想-非理想”狀態(tài)的周期性脫鉤狀態(tài)波動(dòng)，而通過Butterworth濾波器（通過對(duì)樣本進(jìn)行不同濾波器的測(cè)試，發(fā)現(xiàn)控制濾波頻率為ρ0=0.06時(shí)的Butterworth濾波器測(cè)度效果最佳）endprint

濾波后的脫鉤彈性曲線（見圖3），其波動(dòng)變化可更加清晰地呈現(xiàn)出時(shí)序脫鉤規(guī)律，對(duì)于工業(yè)用水強(qiáng)度與環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步脫鉤狀態(tài)濾波曲線而言，兩者在整體上未呈現(xiàn)出傳統(tǒng)庫(kù)茲涅茨“倒U型”曲線假說特征，說明工業(yè)用水強(qiáng)度與環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步之間的脫鉤特征有別于資源與經(jīng)濟(jì)之間脫鉤機(jī)理。

據(jù)Butterworth濾波處理結(jié)果，可發(fā)現(xiàn)工業(yè)用水強(qiáng)度與環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度脫鉤指數(shù)大致可分為三個(gè)階段，即2002—2005年期間其狀態(tài)多以弱脫鉤為主，處于“相對(duì)穩(wěn)定期”，該階段工業(yè)水資源消耗量占總用水量比重相對(duì)穩(wěn)定，除了2002—2003年期間由20.780%提高至22.126%出現(xiàn)相對(duì)顯著的上漲趨勢(shì)外，2003—2005年期間其比重保持在

[22，23]區(qū)間，而環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度綜合指數(shù)雖然從2002年的0.015 7提高至2005年的0.103 5，上漲了100.21%，但其呈與工業(yè)用水強(qiáng)度相似的變化，尤其是2003—2004年期間其綜合指數(shù)持續(xù)處于[0.07，0.08]之內(nèi)。同比之下2006—2010年期間處于“震蕩波動(dòng)期”，經(jīng)過2006年的強(qiáng)負(fù)脫鉤后，呈現(xiàn)出弱脫鉤與強(qiáng)脫鉤相互交替的局面，該期間工業(yè)水資源消耗量占總用水量比重處于[23，24]與[24，25]交替期，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度綜合指數(shù)則保持持續(xù)上升的態(tài)勢(shì)，從2006年的0.100 1提高到2010年的0.177 8。2011—2014年期間則由弱負(fù)脫鉤轉(zhuǎn)化為強(qiáng)負(fù)脫鉤，最終停滯于強(qiáng)脫鉤狀態(tài)，處于“脫鉤持續(xù)期”，期內(nèi)工業(yè)水資源消耗量占總用水量比重則出現(xiàn)了穩(wěn)定下降的趨勢(shì)，由2011年的23.936%降低到2014年的22.314%，同時(shí)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度綜合指數(shù)也由0.176 4提高到0.189 0，兩者出現(xiàn)相反方向的演化態(tài)勢(shì)。

在上述工業(yè)用水強(qiáng)度變化的態(tài)勢(shì)下，按照其與技術(shù)進(jìn)步脫鉤指數(shù)則可進(jìn)一步劃分為兩個(gè)較為顯著的階段，即于2002—2007年期間處于“波動(dòng)調(diào)整期”，該變化與環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度綜合指數(shù)2006—2010年期間“震蕩波動(dòng)期”不同，其由最初強(qiáng)脫鉤狀態(tài)先轉(zhuǎn)化為擴(kuò)張性負(fù)脫鉤，再到2004年時(shí)弱脫鉤狀態(tài)，該階段全要素生產(chǎn)率與工業(yè)水資源消耗量占總用水量比重雖然同為上升趨勢(shì)，但全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)幅度相對(duì)較低，僅由0.678 0升到0.698 0，而后者則是從20.780%提升到22.151%，隨后于2005—2007年期間先后呈現(xiàn)出了強(qiáng)負(fù)脫鉤、弱脫鉤和擴(kuò)張性耦合狀態(tài)，該期間全要素生產(chǎn)率變化規(guī)律逐步與工業(yè)水資源消耗量占總用水量比重趨于同步。而在2008—2014年期間其脫鉤指數(shù)也呈現(xiàn)為“脫鉤持續(xù)期”，除了僅2010年時(shí)出現(xiàn)短暫的弱脫鉤狀態(tài)，其余年份下均為強(qiáng)脫鉤狀態(tài)，該期間工業(yè)水資源消耗比重呈現(xiàn)出下降態(tài)勢(shì)，但全要素生產(chǎn)率依然保持相對(duì)穩(wěn)定的上漲態(tài)勢(shì)。

基于上述分析，可知工業(yè)用水強(qiáng)度與環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步之間的脫鉤關(guān)系于不同時(shí)間會(huì)呈現(xiàn)出相異的演化特點(diǎn)，而依據(jù)其波動(dòng)曲線，尤其是近幾年呈現(xiàn)出的“脫鉤持續(xù)期”特征，可提出如下基本假設(shè)：

假設(shè)H1：環(huán)境規(guī)制力度的提升可引發(fā)工業(yè)用水強(qiáng)度的反向變化，即環(huán)境規(guī)制可抑制工業(yè)用水強(qiáng)度的上漲。

假設(shè)H2：技術(shù)進(jìn)步對(duì)降低工業(yè)用水強(qiáng)度可發(fā)揮顯著的正向效應(yīng)，即技術(shù)進(jìn)步水平已達(dá)到穩(wěn)定控制工業(yè)用水強(qiáng)度的需求。

此外，工業(yè)用水強(qiáng)度與環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步之間的脫鉤測(cè)度還無法有效解釋其相互作用程度及其內(nèi)在協(xié)整與動(dòng)態(tài)沖擊響應(yīng)關(guān)系，鑒于此，本文利用VAR模型進(jìn)一步研究其內(nèi)在影響機(jī)理，檢驗(yàn)以上假設(shè)的正確性。

3.3 動(dòng)態(tài)響應(yīng)檢驗(yàn)

3.3.1 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

在對(duì)變量進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理來消除異方差影響后，考慮環(huán)境規(guī)制與技術(shù)進(jìn)步對(duì)工業(yè)用水強(qiáng)度的影響機(jī)理，本文引入工業(yè)水資源重復(fù)利用率（lnirp）作為其環(huán)境變量，從而構(gòu)建lnind與lneri、lntfp、lnirp的非限制性VAR模型。根據(jù)各變量2000—2014年時(shí)序數(shù)據(jù)，借助Eviews 8.0進(jìn)行動(dòng)態(tài)估計(jì)。同時(shí)，按照所估計(jì)方程擬合水平與系數(shù)顯著進(jìn)行AIC準(zhǔn)則判定，確定其最大滯后階數(shù)為2。進(jìn)而依據(jù)方程的根模倒數(shù)<1，認(rèn)為構(gòu)建的模型相對(duì)穩(wěn)定，符合變量的脈沖測(cè)度分析條件。基于評(píng)估方程殘差項(xiàng)對(duì)白噪聲的實(shí)現(xiàn)，在此選用ADF單位根檢驗(yàn)方法辨識(shí)其變量的平穩(wěn)性，結(jié)果見表2。

據(jù)表2，可發(fā)現(xiàn)各變量的原始序列在不同顯著水平下均呈現(xiàn)為非平穩(wěn)的特點(diǎn)，而其一階差分處理后，序列dlnind、dlneri和dlnirp均在5%顯著水平下拒絕了原假設(shè)，而dlntfp也在10%顯著水平下將原假設(shè)拒絕，說明樣本期內(nèi)各變量的一階差分序列呈平穩(wěn)性，滿足協(xié)整檢驗(yàn)條件。對(duì)此，本文選取可操作性較強(qiáng)的EG檢驗(yàn)法對(duì)上述變量的動(dòng)態(tài)協(xié)整性進(jìn)行進(jìn)一步分析，步驟如下：

Step1：利用OLS法對(duì)lnind與lneri、lntfp、lnirp進(jìn)行靜態(tài)回歸檢驗(yàn)，同時(shí)檢驗(yàn)lntfp與lneri的回歸關(guān)系，測(cè)得：

lnind=3.596 8+0.154 6lneri-0.138 1lntfp-0.033 8lnirp+μ1t

（1.759 8）（2.893 1）（-4.097 0） （-0.077 5）（6）

lntfp=2.778 6+0.046 3lneri+μ2t（7）

（4. 291 9）（1.506 8）

據(jù)其可知，誤差μ1t序列在1%顯著水平拒絕了具有單位根的原假設(shè)，即誤差系列含平穩(wěn)性，說明工業(yè)用水強(qiáng)度與環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步之間具有長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。而從前文測(cè)度的要素之間的脫鉤關(guān)系中，工業(yè)用水強(qiáng)度與環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步之間的強(qiáng)脫鉤狀態(tài)頻數(shù)分別達(dá)到5次、7次，

分別占到樣本容量的38.5%和53.9%，尤其是自2013年以來，兩者與工業(yè)用水強(qiáng)度之間始終處于脫鉤狀態(tài)。綜合上述測(cè)度結(jié)果與ADF檢驗(yàn)中變量lneri的系數(shù)（正值）、lntfp的系數(shù)（負(fù)值），可認(rèn)為由環(huán)境規(guī)制對(duì)工業(yè)用水強(qiáng)度引發(fā)的正向效應(yīng)要大于負(fù)向效應(yīng)，表明隨著環(huán)境規(guī)制力度endprint

的提升，工業(yè)用水強(qiáng)度得到顯著改善，即假設(shè)H1成立。近年來國(guó)家對(duì)技術(shù)投入水平的關(guān)注力度不斷提高，但從本文的測(cè)度結(jié)果來看，在工業(yè)用水方面由技術(shù)進(jìn)步所引發(fā)的正向效應(yīng)則依然無法滿足對(duì)控制工業(yè)用水強(qiáng)度的需求，即假設(shè)H2不成立，工業(yè)水資源重復(fù)利用率lnirp的系數(shù)（負(fù)值）也進(jìn)一步表明依靠技術(shù)進(jìn)步實(shí)現(xiàn)工業(yè)用水強(qiáng)度的有效控制需要多方面因素協(xié)調(diào)推進(jìn)，工業(yè)水資源重復(fù)利用率相比過去雖然得到較大幅度提升，但在緩解工業(yè)用時(shí)強(qiáng)度方面仍具有較大優(yōu)化空間。此外，誤差μ2t序列呈非平穩(wěn)狀態(tài)，說明環(huán)境規(guī)制與技術(shù)進(jìn)步之間不存在協(xié)整性關(guān)系，而這印證了當(dāng)前環(huán)境規(guī)制力度還未能對(duì)技術(shù)進(jìn)步形成有效“倒逼”機(jī)制的現(xiàn)實(shí)情況。

3.3.2 誤差修正測(cè)度

工業(yè)用水強(qiáng)度與環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步之間是否具有短期失衡性？對(duì)于該問題，需要對(duì)協(xié)整關(guān)系模型進(jìn)行誤差修正分析，將模型（6）中μ1t作為均衡誤差，進(jìn)一步檢驗(yàn)要素之間的協(xié)整機(jī)制。模型如下：

dlnindit=α+β1dlneriit+β2dlntfpit+β3dlnirpit+

γεit-1+it（8）

式中，εit-1為誤差修正項(xiàng)。dlnindit表示解釋變量，dlneriit、dlntfpit、dlnirpit與εit-1為解釋變量，對(duì)其進(jìn)行回歸測(cè)定：

dlnrcait=-0.019 1+0.191 8dlneriit-0.063 4dlntfpit

（-1.722） （3.398） （-0.674）

-0.014 3dlnripit-0.886 2εit-1+1t（9）

（-0.286） （-3.144）

R2=0.777 DW=1.878

據(jù)上述誤差模型，其回歸系數(shù)進(jìn)一步印證了工業(yè)用水強(qiáng)度與環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步之間現(xiàn)存的作用關(guān)系，而每當(dāng)dlneri提高1%，則會(huì)引發(fā)dlnind發(fā)生0.191 8%的漲幅變化。而dlntfp與dlnirp的系數(shù)分別為-0.063 4和-0.014 3，說明在國(guó)家不斷加強(qiáng)水資源監(jiān)控能力建設(shè)的情況下，盡快提高關(guān)鍵工業(yè)節(jié)水技術(shù)、工藝、設(shè)備等方面的投入力度，加快其轉(zhuǎn)化效率是緩解工業(yè)用水強(qiáng)度的關(guān)鍵點(diǎn)。而實(shí)際上，工業(yè)用水強(qiáng)度的控制并非僅依靠上述變量可決定的，其中必然會(huì)受到上一期工業(yè)用水強(qiáng)度相對(duì)均衡水平偏離的影響，而模型中εit-1系數(shù)為-0.886 2，滿足模型對(duì)偏離進(jìn)行逆向修正的要求，證明系統(tǒng)內(nèi)具有誤差修正機(jī)制。

3.3.3 脈沖響應(yīng)分析

基于前文的協(xié)整關(guān)系分析，本文選用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)對(duì)工業(yè)用水強(qiáng)度與環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步之間的動(dòng)態(tài)沖擊響應(yīng)態(tài)勢(shì)進(jìn)行解析，響應(yīng)期定為10期（見表4）。

（1）工業(yè)用水強(qiáng)度與環(huán)境規(guī)制動(dòng)態(tài)響應(yīng)關(guān)系。據(jù)表4與圖4，可知工業(yè)用水強(qiáng)度對(duì)環(huán)境規(guī)制變動(dòng)一個(gè)單位沖擊響應(yīng)，lnind在測(cè)度期內(nèi)呈現(xiàn)為“M”型波動(dòng)態(tài)勢(shì)，即當(dāng)期響應(yīng)為0，經(jīng)第2期相對(duì)平緩上升后，于第3期達(dá)到整個(gè)響應(yīng)期最大值（0.012 986），緊后出現(xiàn)明顯的下滑趨勢(shì)，并于第5期時(shí)跌落值零線以下（-0.001 375），而在第7期時(shí)重新提高到0.004 799，但是短期調(diào)整后于第9期時(shí)再次降至零線之下，并保持在第10期，整個(gè)響應(yīng)期累計(jì)響應(yīng)為0.017 745，表明隨著環(huán)境規(guī)制力度的提升，工業(yè)用水強(qiáng)度會(huì)呈現(xiàn)一定程度波動(dòng)，但長(zhǎng)期而言則為持續(xù)提升趨勢(shì)。而lneri對(duì)工業(yè)用水強(qiáng)度的單位沖擊效果中，前4期呈現(xiàn)為“降升交替”的波動(dòng)特點(diǎn)，其中于第3期達(dá)到最大響應(yīng)值（0.032 831），從第4期到第6期始終處于相對(duì)穩(wěn)定的下降態(tài)勢(shì)，隨后雖然第7期時(shí)有短暫上升，但第8期開始持續(xù)下降，其整個(gè)響應(yīng)期內(nèi)累計(jì)值達(dá)到0.139 611，說明對(duì)工業(yè)用水強(qiáng)度進(jìn)行控制的過程中，環(huán)境規(guī)制雖然會(huì)出現(xiàn)不同

水平的波動(dòng)，但其整體上處于上漲趨勢(shì)。

（2）工業(yè)用水強(qiáng)度與技術(shù)進(jìn)步動(dòng)態(tài)響應(yīng)關(guān)系。據(jù)表4與圖5，lnind對(duì)技術(shù)進(jìn)步變動(dòng)的單位沖擊響應(yīng)來看，其于前

5期與后5期形成了相對(duì)明顯的雙“U”型曲線，在當(dāng)期反應(yīng)

為0，直至第3期持續(xù)下降，且到第3期時(shí)達(dá)到測(cè)度期內(nèi)的最小值-0.010 066，而其后在經(jīng)過一段時(shí)期的波動(dòng)后，到第9期時(shí)達(dá)到相對(duì)穩(wěn)定的狀態(tài)，整個(gè)響應(yīng)期內(nèi)值始終處于零線以下，并且累計(jì)響應(yīng)值達(dá)到了-0.054 879，說明隨著工業(yè)用水強(qiáng)度的調(diào)整，技術(shù)進(jìn)步對(duì)其支撐水平亟需提升。而lntfp對(duì)工業(yè)用水強(qiáng)度的單位沖擊響應(yīng)，雖然也于前4期呈現(xiàn)“兩期一變”的周期性波動(dòng)，但從第4期（0.000 752）開始始終保持在零線之上，并于第6期時(shí)達(dá)到極大值點(diǎn)0.011 340，而后至第10期之間其變動(dòng)態(tài)勢(shì)形成相對(duì)平緩的“U”型曲線，而在第10期時(shí)達(dá)到最大值點(diǎn)（0.012 181），其響應(yīng)期內(nèi)累計(jì)值為0.051 791，說明由技術(shù)進(jìn)步引發(fā)的技術(shù)創(chuàng)新與溢出效應(yīng)等短期內(nèi)可能會(huì)工業(yè)用水強(qiáng)度產(chǎn)生波動(dòng)，但長(zhǎng)期來看則能推動(dòng)工業(yè)用水強(qiáng)度的有效控制。

3.3.4 預(yù)測(cè)方差分解

按照對(duì)lnind與lneri、lntfp的預(yù)測(cè)方差分解情況（見表5），可知環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步對(duì)lnind的方差分解的相對(duì)平均貢獻(xiàn)水平較高，其值分別達(dá)到25.37%、35.88%，說明環(huán)境規(guī)制力度的調(diào)整與技術(shù)進(jìn)步水平的提升，可于一定程度上推動(dòng)工業(yè)用水強(qiáng)度的控制水平。而這進(jìn)一步印證了當(dāng)前國(guó)內(nèi)工業(yè)發(fā)展轉(zhuǎn)型過程中對(duì)工業(yè)節(jié)水減污、推行綠色與清潔生產(chǎn)的關(guān)注力度，尤其是近年來工業(yè)著力開展水平衡測(cè)試，實(shí)施水效對(duì)標(biāo)達(dá)標(biāo)等系列管理措施，其目的就是在于保障工業(yè)可持續(xù)發(fā)展的狀態(tài)下，提高工業(yè)水資源利用效率。而從本文的測(cè)度結(jié)果中，可進(jìn)一步發(fā)展相比環(huán)境規(guī)制發(fā)揮的正向效應(yīng)，技術(shù)進(jìn)步還無法有效支撐工業(yè)用水強(qiáng)度

深層次控制，因此，后期的工業(yè)用水方面必須進(jìn)一步考慮工業(yè)用水強(qiáng)度與技術(shù)投入與產(chǎn)出、轉(zhuǎn)化效率之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。而lnind對(duì)環(huán)境規(guī)制與技術(shù)進(jìn)步方差分解的平均貢獻(xiàn)水平相對(duì)偏低，其中只有環(huán)境規(guī)制處于22.62%，而技術(shù)進(jìn)endprint

步則低于5%水平，僅為2.41%，說明推動(dòng)工業(yè)用水管理水平的提升是一項(xiàng)相對(duì)復(fù)雜的系統(tǒng)工程，而技術(shù)進(jìn)步與環(huán)境規(guī)制也只是其系列方式中的途徑，這與現(xiàn)階段國(guó)內(nèi)工業(yè)綠色發(fā)展規(guī)劃的實(shí)際相符合。

4 結(jié)論與建議

主要結(jié)論如下：

（1）環(huán)境規(guī)制與工業(yè)用水強(qiáng)度之間整體上呈“相對(duì)穩(wěn)定-震蕩波動(dòng)-脫鉤持續(xù)”的脫鉤變動(dòng)階段，而技術(shù)進(jìn)步與工業(yè)用水強(qiáng)度則具有“波動(dòng)調(diào)整-脫鉤持續(xù)”的脫鉤特征，其共性則為經(jīng)過一定時(shí)間的調(diào)整后，近年來持續(xù)表現(xiàn)出相對(duì)顯著的脫鉤狀態(tài)。

（2）在協(xié)整關(guān)系與誤差修正檢驗(yàn)中，工業(yè)用水強(qiáng)度與環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步之間協(xié)整關(guān)系的存在性得到了論證，而環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步之間卻未能形成長(zhǎng)期協(xié)整，同時(shí)，環(huán)境規(guī)制對(duì)工業(yè)用水強(qiáng)度緩解引發(fā)的正向效應(yīng)要大于其負(fù)向效應(yīng)，而技術(shù)進(jìn)步對(duì)工業(yè)用水強(qiáng)度控制的支撐作用仍存有較大的優(yōu)化空間。此外，誤差修正模型測(cè)定出了反向修正機(jī)制對(duì)工業(yè)用水強(qiáng)度短期波動(dòng)的影響，檢驗(yàn)了長(zhǎng)期非均衡誤差對(duì)工業(yè)用水強(qiáng)度偏離的修正，即系統(tǒng)內(nèi)存在誤差修正機(jī)制。

（3）脈沖響應(yīng)表明隨著環(huán)境規(guī)制與技術(shù)進(jìn)步的調(diào)整，短期內(nèi)雖然會(huì)出現(xiàn)不同程度的波動(dòng)影響，但長(zhǎng)期來看則有助于推動(dòng)工業(yè)用水強(qiáng)度的調(diào)控，其中提高其技術(shù)轉(zhuǎn)化效率是盡快緩解工業(yè)用水強(qiáng)度的關(guān)鍵途徑，而預(yù)測(cè)方差分解也對(duì)此進(jìn)行了進(jìn)一步印證。

以上結(jié)論所蘊(yùn)含的政策含義有：①隨著工業(yè)用水強(qiáng)度的變化，環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步方面的相關(guān)政策需要迫切進(jìn)行實(shí)時(shí)性與針對(duì)性調(diào)整，尤其是近年來環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步與工業(yè)用水強(qiáng)度之間均呈“強(qiáng)脫鉤”趨勢(shì)下，應(yīng)進(jìn)一步注重其各項(xiàng)政策之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)性，強(qiáng)化總體論證，推動(dòng)工業(yè)用水效率、技術(shù)投資效益和生態(tài)環(huán)境效益的協(xié)調(diào)發(fā)展。②目前針對(duì)工業(yè)用水方面的環(huán)境規(guī)制仍處于動(dòng)態(tài)調(diào)整之中，特別是對(duì)于高耗水、高污染工業(yè)行業(yè)的環(huán)境規(guī)制多數(shù)還停滯于“政策調(diào)控型”，雖然現(xiàn)已有工業(yè)用水紅線控制、重點(diǎn)工業(yè)行業(yè)取水定額管理，但鑒于工業(yè)細(xì)分行業(yè)的復(fù)雜性特點(diǎn)與政策實(shí)施的時(shí)間效應(yīng)，短期內(nèi)應(yīng)加快形成基于環(huán)境規(guī)制對(duì)工業(yè)用水強(qiáng)度管控的“倒逼機(jī)制”。③國(guó)家對(duì)科技創(chuàng)新關(guān)注力度的不斷加強(qiáng)，其投入總量已達(dá)到一定水平，但技術(shù)進(jìn)步對(duì)調(diào)控工業(yè)用水強(qiáng)度的支撐性作用仍顯薄弱，說明現(xiàn)有技術(shù)成果的轉(zhuǎn)化應(yīng)用效率亟待提高，尤其是應(yīng)強(qiáng)化工業(yè)用水監(jiān)控手段、工業(yè)節(jié)水與防污等先進(jìn)工藝、技術(shù)與設(shè)備等的研發(fā)與投入。

（編輯：王愛萍）

參考文獻(xiàn)（References）

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