環境規制、技術創新與工業綠色水資源效率

宋曉娜，張 峰，薛惠鋒

（1.中國航天系統科學與工程研究院，北京100048；2.山東理工大學管理學院，山東淄博255012）

“十四五”時期是我國由全面建成小康社會向基本實現社會主義現代化邁進的關鍵時期，也是高質量推進生態文明建設和經濟換擋提質的攻堅期。自然資源部最新印發的《自然資源“十四五”規劃編制工作方案》中，明確指出要聚焦事關水資源治理的關鍵性重大問題和薄弱環節，包括以加快工業節水減排為目標導向的節水型社會建設等要求。作為國內僅次于農業用水的“第二大用水戶”，工業水資源利用的形勢任務并不容樂觀，萬元工業增加值用水量目前是世界發達國家的3～4倍，最嚴格水資源管理制度提出的“用水效率控制紅線”也明確要求到2030年時將其控制到40 m3。可見，進一步提高工業節水減排力度，促進工業綠色水資源效率提升必然是“十四五”期間水資源治理的重要方向。這就為既有管制政策及提高工業節水減排技術水平提出了更高要求，因此，客觀辨析環境規制、技術創新與工業水資源利用之間的動態關系則尤為必要。

1 文獻回顧

綜觀針對工業水資源利用的相關研究，其聚焦點與社會經濟發展的階段特征具有緊密關聯性，而且隨著治水理念的轉變而趨于多維化。主要體現在：其一，工業水資源利用效率內涵的變遷。以“效率”衡量工業水資源利用水平是現階段常用的評價手段，但從不同部門對水資源供需狀態進行評估時，工業水資源利用效率被賦予了差異化的內涵［1］。其中，從供給部門來看，工業水資源利用效率主要是指涉水產品從生產到終端消費過程中水資源的供給效率［2］，而從需求及消費部門來看，其涵蓋了利用水資源進行相關社會經濟活動中的水資源使用效率，這也是目前學術界常用于評估區域或地區水資源效率時常見的方式［3，4］。但受水資源約束及社會經濟發展階段的影響，不同時期對工業水資源利用效率的解釋或者要求會產生一定變化，如從早期側重于水資源水量投入對工業經濟增長的支持效果，逐漸演化至非期望產出約束下包括水量水質因素在內的水資源消耗對工業發展綜合作用效果檢驗［5］。其二，工業水資源利用效率測度方式的轉變。針對不同階段或情景下工業水資源利用效率的內涵，其測度的方式往往存在較大差異，常見的三種思路主要包括單要素水資源效率、全要素水資源效率和多指標綜合評估下的水資源效率［6，7］。其中，第一種測度方式是按照水資源投入與產出比實現對其消耗水平的反映；第二種方式是源于“全要素生產率”的概念，按照單位總投入與總產出的關系衡量水資源使用水平，在測算中引入勞動、資本、經濟及水資源要素等；第三種方式是通過剖析水資源的自然資源與社會經濟屬性等，構建綜合評估體系的模式對其效率狀態進行識別分析［8，9］。其三，工業水資源利用效率驅動機制的解釋。究竟是哪些要素對工業水資源利用效率產生了顯著激勵效應？對于該問題的解釋，由于不同學者所考慮的側重點不同，其利用計量模型或回歸分析實證檢驗所給出的答案也是不盡相同，如工業經濟增長、企業規模、資產投資、產業結構等，不同的影響要素在基于不同的樣本規模及地區檢驗時取得的結果存在一定差異性［10，11］。

綜上，工業水資源利用效率的變遷及其驅動演化研究已成為現階段水利改革發展及工業轉型升級中的熱點問題，學者們根據對新時期治水理念的理解不斷豐富與完善其研究體系。但是按照《工業綠色發展規劃》及《國家節水行動方案》的具體要求，推動工業高質量轉型升級過程中要全面貫徹節水優先與系統治理的新理念，這就要求工業水資源利用不僅要注重水量的節控，也要兼顧水污染治理的綠色成效，不僅要突出水資源利用對工業增長的經濟內涵，也要彰顯其生態環境內涵。由此可見，該目標的實現既需要管制政策的倒逼，也需要企業自主提高工業節水減排技術的創新水平，那應如何更為客觀地評估工業水資源利用水平？以及既有環境規制方式及技術創新程度是否能夠有效促進工業水資源利用水平的提升？而遺憾的是，現有相關文獻中鮮有對此類問題做出全面而系統的回答。據此，本文嘗試從綠色全要素水資源效率的角度闡釋工業水資源利用水平，并引入脫鉤理論及計量模型檢驗環境規制、技術創新與其之間的內在作用機理，為后期開拓治水思路及工業升級路徑提供理論支持。

2 模型構建

2.1 脫鉤彈性分析模型

脫鉤理論是國際經濟合作與發展組織提出用于揭示單位GDP 環境壓力與環境污染之間內在關聯關系的經典評估工具，其包括了相對脫鉤和絕對脫鉤兩種現象［12］。將其引入到工業綠色全要素水資源效率與環境規制、技術創新之間關系的分析時，則可將其相對脫鉤狀態描述為環境規制與技術創新的變化程度要強于工業綠色全要素水資源效率，絕對脫鉤狀態則可刻畫環境規制與技術創新呈現持續提升但工業綠色全要素水資源效率保持零增長或負增長的趨勢。據此，利用“脫鉤指數”模型對其進行測算［13］：

式中：?n+1表示n+ 1 期脫鉤指數大小；indwatern表示工業綠色全要素水資源效率水平；profactorn表示環境規制與技術創新強度。

參考Tapio 等［14］和馬海良等［15］研究，脫鉤指數閾值臨界設定為0.8 和1.2，由此形成工業綠色全要素水資源效率與環境規制、技術創新之間脫鉤狀態判斷依據見圖1所示。需要解釋的是，產業發展對調控政策和技術創新投入的消化產出具有一定的滯后性，但杜威劍［16］和趙莉等［17］實證研究發現，環境規制和技術創新的滯后效應雖然存在，但其滯后期與當期的檢驗系數并未發生實質性改變。因此，本文的脫鉤指數計算均采用利用2002-2019年工業綠色全要素水資源效率、環境規制和技術創新強度評估值進行檢驗。

圖1 脫鉤指數閾值Fig.1 Decoupling index thresholds

脫鉤彈性測算過程中難免會受到樣本數據所含高頻噪聲的擾動影響，為更為客觀地評估工業綠色全要素水資源效率與環境規制、技術創新之間的脫鉤變遷規律，本文引入低通濾波技術對其進行濾波處理。主要過程有：利用傅里葉函數F(α，β)對脫鉤指數圖像μ(x，y)變換，采用低通濾波器L(α，β)對其轉化處理為S(α，β)，通過對S(α，β)進行傅里葉逆變換取得濾波后結果U(x，y)。其中，可選擇的濾波器包括：①高斯低通率傳遞：；②理想低通濾波器傳遞：L(α，β)=；③n階Butterworth 濾波器傳遞：L(α，β)=。

上述濾波器中，ρ0表示停滯頻率；，為(α，β)到L(α，β)的中心距。

2.2 均衡關系檢驗模型

檢驗環境規制、技術創新與工業綠色全要素水資源效率之間是否具備長期均衡關系，可建立其VAR 模型進行實證分析，表達式為：

式中：X t表示時序向量；Aj表示系數矩陣；p表示滯后項；εt表示白噪聲；c為常數項。在利用該模型進行檢驗時，本文選取ADF法對變量進行平穩性檢驗，并據其對工業綠色全要素水資源效率及與環境規制、技術創新進行均衡關系分析。同時，利用脈沖函數檢驗上述不同變量之間的動態響應關系，表達式如下：

式中：n表示響應期數；δk表示對變量的第k項沖擊；t- 1表示沖擊響應信息獲取。通過脈沖響應函數檢驗可分析δk沖擊所引發的變量響應水平差異。

采用均方誤差函數（MSE）對變量信息進行成因解釋，設定其由m個成分構成，則第s步預測誤差表述為：

基于上述公式可對MSE進行沖擊貢獻率分解，并按照不同變量的貢獻程度確定其所含解釋性信息的重要程度。

3 實證檢驗

3.1 變量與數據說明

（1）工業綠色全要素水資源效率。該指標是建立在綠色發展“效率、和諧、持續”目標下，綜合考慮生態環境容量和資源承載力約束與工業經濟增長之間的內在關系，將包含水資源要素在內的生產投入與多目標產出進行投入產出比率測算，是對建立在污染排放非期望產出下工業水資源利用水平變化狀態的反映。據此，本文以引入松弛因子的方向性距離函數對其進行測度，具體公式如下：

上述模型主要是針對無效產出的計算，而實際效率值的評估則需要對其進一步轉換：

式中：Industi指所測效率值；δ=(δ1，…，δP)指所需投入的勞動、資本及水資源P類要素，勞動要素投入采用上年末和當年初從業人員數均值衡量，資本投入依據永存盤存法測算的資本存量表示［18］，水資源投入選用工業用水量衡量。

按照“綠色發展”的內涵，產出效益指標中要既要體現水資源對工業增長的支撐性作用，也要反映工業用水對生態環境容量和資源承載力的影響，因此，在γ=(γ1，…，γQ)描述效率Q類期望產出中，涵蓋工業經濟和水資源承載狀態指標，分別利用工業增加值（通過工業出廠價格指數折算到2002 的價格水平）和萬元工業GDP用水量表示；在g=(g1，…，gL)描述L類非期望產出時，選取工業灰水足跡衡量［19～20］。和指投入產出、方向和松弛向量；m表示松弛數量。

（2）環境規制。該指標主要是考察工業增長過程中對生態環境保護而采取規制措施有效性的評估。考慮指標數據的可得性，本文參照傅京燕等［22］的思路計算其規制指數：

式中：YSij指工業污染排放指標，分別為其標準化值和均值；，表示污染排放指標權重。按照統計年鑒中的考察方式，工業污染排放指標主要涵蓋：工業廢水排放達標率，固廢綜合利用率，二氧化硫、粉塵和煙塵去除率。

（3）技術創新。常用的技術創新表征方式有專利授權數、R&D 投入、全要素生產率等，鑒于統計年鑒中對工業R&D 投入統計口徑存在變化，而僅從專利授權規模上難以客觀揭示專利所含技術創新水平的程度，本文以創新活動生產率作為表征指標：根據生產函數，定義其表達式為tfpit=其中，yit指年產出，按照2002年不變價格進行實際GDP折算；lit表示工業勞動從業者數量；kit是利用永續盤存法計算的固定資本存量；α、β為待估參數。

上述指標計算過程中所用數據主要源于《中國統計年鑒》、《中國環境統計年鑒》、《水資源公報》、《中國工業經濟統計年鑒》和《中國科技統計年鑒》，局部缺失數據采用插值法等補充。

3.2 脫鉤彈性檢驗

根據脫鉤指數計算公式和分類方法，可測算2002-2019年環境規制、技術創新與工業綠色全要素水資源效率之間的脫鉤演化趨勢，見表1。對比濾波前后的脫鉤指數變遷趨勢，可以看出在剔除數據所含高頻噪聲的擾動影響后，兩類脫鉤指數都出現了不同程度的幅度變化，尤其是通過Butterworth 濾波能夠糾偏局部年份下原始脫鉤彈性的趨勢方向（見圖2）。按照濾波后的脫鉤彈性指數的走勢，環境規制與工業綠色全要素水資源效率之間先后呈現出由強負脫鉤到衰退性脫鉤等再到最后強脫鉤狀態的演化，而技術創新與工業綠色全要素水資源效率之間從強負脫鉤到強脫鉤等再到最后弱脫鉤，樣本期內兩類指標雖然均是始于強負脫鉤，但其后表現出的脫鉤彈性趨勢存在一定差異性，而且環境規制、技術創新與工業綠色全要素水資源效率之間的脫鉤彈性指數都沒有表現出經典Kuznets 曲線中的倒“U”型變化特征，這表明上述兩類要素與工業綠色全要素水資源效率的脫鉤彈性變遷不同于傳統意義上的經濟增長與資源約束關系。

圖2 脫鉤彈性指數變化Fig.2 Trend of decoupling elasticity index

表1 脫鉤彈性檢驗Tab.1 Decoupling elasticity test

按照脫鉤彈性指數濾波值的測度結果，環境規制與工業綠色全要素水資源效率的總體脫鉤趨勢具有相對顯著的“三階段”特征，其中，2002-2008年脫鉤彈性經歷了從強負脫鉤到強脫鉤的轉變，處于一階段倒“U”型波動變化期，該期間工業綠色全要素水資源效率由0.509 提高到0.530，環境規制強度變化率雖然在局部年份下有所提高，但其整體強度處于偏低狀態，事實上樣本初期兩者表現為強負脫鉤并不意味著工業綠色全要素水資源效率的變化脫離了環境規制的影響，主要原因在于在相對偏弱的環境規制強度下，粗放式的工業經濟增長模式在加劇水資源消耗的同時，也為工業綠色全要素水資源效率期望產出中經濟增長貢獻度的提升發揮了重要作用，在期望與非期望產出不均等的情況下產生了一種“偽脫鉤”現象。其后，環境規制強度有逐漸提高而工業綠色全要素水資源效率趨于穩定。第二階段為2009-2013年的二次倒“U”型波動期，該階段的脫鉤彈性指數雖然與一階段呈現出的變化趨勢有些相似，但實際上脫鉤彈性是由衰退性脫鉤向強負脫鉤過渡，其脫鉤彈性峰值出現在2010年，引發上述脫鉤變化的主要原因在于工業增長所面臨的生態環境與資源約束力度不斷加強，而且受市場金融環境危機后期影響而導致工業發展出現階段性疲軟，表現在工業綠色全要素水資源效率的變遷上則是其生產要素投入規模的下降和期望產出的減少。第三階段是2014-2019年脫鉤彈性指數的震動調整期，該期間兩者的脫鉤彈性濾波曲線出現了較為明顯的下滑，而且到2019年時再次回到強負脫鉤狀態，但與一階段的“偽脫鉤”現象不同的是，該期間環境規制強度和工業綠色全要素水資源效率相比過去均有了顯著提升，而且引發其效率值提升的誘因也由要素規模投入驅動轉向期望產出提質增速。

與環境規制相比，技術創新與工業綠色全要素水資源效率之間的脫鉤彈性指數變化也具有雙倒“U”型的波動規律，但顯然不同的是其倒“U”型波動出現的時間相對滯后，位于2009-2014年期間。而在此之前兩者的脫鉤彈性指數在零值上下浮動，并表現出相對平緩的變化特征，其中可以看出，樣本初期技術創新與工業綠色全要素水資源效率之間同樣是呈現為強負脫鉤的狀態，這種特點與環境規制相類似，同樣是屬于“偽脫鉤”現象，即在生產要素規模投入驅動模式下工業綠色全要素水資源效率的提升更多的是體現在工業經濟的增長，而非是對其他類別期望產出的促進和非期望產出的控制，這種情況下技術創新所發揮的正向激勵效應相對偏弱。其后，樣本期內的首個倒“U”波動出現于2009-2012年，從時間節點上來看，其正是環境規制與工業綠色全要素水資源效率之間出現第二個倒“U”波動的階段，該期間技術創新的脫鉤彈性表現為由強脫鉤向衰退性耦合、衰退性脫鉤并再回到強脫鉤的變化規律，而結合兩者變化率的變遷趨勢，可以看出后者對技術創新的內在依賴度可能在逐漸提高，而這種猜測在2012-2014年期間的二次倒“U”脫鉤彈性波動得到進一步印證。2015-2016年之后，其脫鉤彈性指數曲線逐漸上升，到2019年時兩者出現了擴張性耦合的脫鉤狀態。

根據環境規制、技術創新與工業綠色全要素水資源效率之間的脫鉤彈性變化趨勢，提出如下假設：

假設H1：環境規制與工業綠色全要素水資源效率之間不存在顯著的正向相關關系。

假設H2：提高技術創新有利于促進工業綠色全要素水資源效率的提升，兩者具有顯著正相關性。

上述假設提供了理論研究的方向，但是究竟關系假設是否成立，以及工業綠色全要素水資源效率對環境規制和技術創新的動態沖擊能夠產生怎樣的響應，還尚需做出進一步檢驗。

3.3 均衡演化關系檢驗

3.3.1 均衡檢驗

利用VAR模型對研究假設進行檢驗時，先對變量進行取對數處理以消除異方差的影響，同時鑒于環境規制的引導與倒逼效應和技術創新的正向激勵效應均對工業水資源循環利用率（lnwrr）產生重要作用，本文將該指標納入到計量模型構建中，建立由lnIndust與lneri、lntfp、lnwrr構成的非限制性VAR 模型，并將其研究尺度以2002-2019年為數據樣本，利用Eviews計量檢驗。其中計量過程中的擬合檢驗遵循AIC 準則，設定最優滯后階數是2，而模型穩定性檢驗中變量的根模倒數均小于1，滿足均衡性分析的要求。上述各變量的平穩性采用ADF 單位根檢驗實現，見表2。

表2 單位根檢驗Tab.2 Unit root test

按照上表，各變量原始序列具有非平穩性，但是對其一階差分項的檢驗中，序列ΔlnIndust、Δlntfp通過了1%顯著性檢驗，而Δlneri、Δlnwrr則是在5%顯著性檢驗下拒絕了存在單位根的原假設，表明各變量的一階差分項都為平穩性，符合協整計量檢驗的要求。鑒于此，進一步采用EG 檢驗法分析工業綠色全要素水資源效率與各解釋變量之間的協整關系，過程如下：

（1）首先對模型所含變量進行OLS 估計，并考慮技術創新與環境規制之間的表征關系，測得：

（2）在上述靜態估計基礎上，按照對lnIndust單整階數檢驗的步驟分析殘差項μit的平穩性，見表3。

表3 殘差項檢驗Tab.3 Residual test

根據檢驗結果，誤差項μ1t的平穩性特征表明工業綠色要素水資源效率與環境規制、技術創新之間存在長期協整關系，這種協整關系的存在性與前文對其脫鉤彈性狀態的變遷趨勢檢驗相結合，則可進一步發現環境規制與工業綠色全要素水資源效率由強負脫鉤開始沿著圖1 中脫鉤象限逆時針轉變，其后再由第三象限沿著順時針方向回落并最終回到強負脫鉤狀態，該趨勢說明兩者雖然存在協整關系，但是在環境規制強度由平穩到提升，再到趨緊的情況下，工業綠色全要素水資源效率對其適應度尚處于動態調整當中。而技術創新與工業綠色全要素水資源效率的脫鉤彈性也是始于強負脫鉤并在脫鉤象限中逆時變化，不過其在第三、四和一象限的擺動次數要顯著高于環境規制，這說明在環境規制強度持續提升的背景下，工業綠色全要素水資源效率對技術創新的敏感度要更為顯著。然而對比觀察環境規制和技術創新的估計系數，能夠發現環境規制對工業綠色全要素水資源效率的影響整體上表現為正向效應，雖然提高環境規制有可能會增加工業節水減排的投資成本，但從實際效果中可以發現由此引發的激勵效應也是不容忽視的，因此“波特假說”理論在工業綠色全要素水資源效率中依然存在，假設H1與H2均被否決。與此同時，技術創新的估計系數揭示了提高其對工業綠色全要素水資源效率的正向促進效應不僅要依賴于持續性的研發投入，也要注重與之相關的多要素協調作用，例如工業節水減排重大研發技術向實際生產力的轉化成效等，尤其是在環境規制強度提高下工業企業選擇通過技術創新規避規制風險的途徑是其必然選擇。另外誤差項μ2t的非平穩性則是印證了環境規制與技術創新之間不具有協整關系，這也就解釋了兩者對工業綠色全要素水資源效率脫鉤關系上的非同步性，以及工業企業在應對環境規制時對技術創新有偏選擇性不足的現實問題。

環境規制、技術創新與工業綠色全要素水資源效率之間是否還存在短期失衡的可能性？對此本文將在上述基礎上，引入誤差修正項εit-1構建如下均衡誤差模型，并進行二次檢驗，測得：

上述均衡誤差修正模型的彈性系數進一步佐證了環境規制、技術創新與工業綠色全要素水資源效率之間的影響關系，即Δlneri每提高1%，將可能導致ΔlnIndust出現0.114 2%的漲幅。Δlntfp和Δlnwrr檢驗系數分別是-0.037 5與-0.008 2，說明釋放工業綠色全要素水資源效率的提升潛力，關鍵是要繼續加強對工業節水減排工藝、設備及相關技術的支持水平，尤其是在其共性與重大技術轉化上需做出重點投入。但是事實上，工業綠色全要素水資源效率的提升并非是僅依賴以上要素所決定的，其效率變遷也會受前期均衡水平偏離度的作用，這點在誤差修正項εit-1的檢驗系數-0.410 3可以看出，說明系統內部存在一定的誤差修正機制。

3.3.2 脈沖響應關系

在協整關系檢驗基礎上，引入廣義脈沖進一步分析工業綠色全要素水資源效率與環境規制、技術創新之間的沖擊響應趨勢，見圖3、圖4。

（1）環境規制與工業綠色全要素水資源效率動態響應。按照圖3 的檢驗，可以發現工業綠色全要素水資源效率對環境規制沖擊響應存在相對顯著的正向短期效應，即測度期內lnIndust的當期響應值是0，其后于第2 期時達到峰值（0.007 396），其后出現不同程度下降趨勢，并在第5期時跌破零值，該期間其響應曲線為倒“U”型波動，而后在零值線浮動，整個累計響應期內工業綠色全要素水資源效率的響應值為0.012 283，說明隨著環境規制強度的提升，工業綠色全要素水資源效率短期內會出現較為顯著的提高趨勢，當然這種上升趨勢并非一成不變，過高的環境規制也會對工業綠色全要素水資源效率產生抑制性作用，但是在系統內部調控修正機制的影響下，促進其綠色全要素水資源效率穩定提升的環境規制強度需要做出適應性調整。而從lneri對工業綠色全要素水資源效率的沖擊響應狀況來看，其響應整體上呈現出先降后升再降，并最終趨于相對平穩的趨勢，其中響應峰值和平緩增長期分別出現于第3期和第6期，且整個響應期內累計值為0.274 035，這說明相比于工業綠色全要素水資源效率的響應效果，環境規制對其沖擊效應的敏感度要具有一定時滯性，這主要是受政策消化期的滯后性影響，但環境規制強度的控制表現為持續提升的趨勢，其中前期控制以提高強度為主，后期則是更加注重環境規制的適宜性，其強度控制則為輔。綜合兩者的脈沖響應關系，可以看出通過提高環境規制促進工業綠色全要素水資源效率的提升具有可行性，但是其過程中要注意其強度控制的適宜性，尤其是前期提高環境規制強度倒逼工業節水減排時，要盡可能地縮短其對規制政策的消化時限，后期則需根據實際規制效果的差異性，將規制重點置于不同地區和產業類別的異質性策略制定。

圖3 工業綠色全要素水資源效率與環境規制脈沖關系Fig.3 The relationship between industrial green total factor water resources efficiency and environmental regulation impulse

（2）技術創新與工業綠色全要素水資源效率動態響應。按照圖4的檢驗，lnIndust對技術創新的沖擊響應具有相對顯著的負向短期效應，這點與環境規制存在反向差異，具體表現為工業綠色全要素水資源效率的當期響應值為0，其后出現下降，并到第3期時響應值達到最低點（-0.010 000），突破零值的時期出現在第5 期，在此之前形成了正“U”型曲線波動規律，其后響應曲線逐漸向零線靠近且趨穩，整個響應期的累積值為-0.015 308，說明短期內提高工業節水減排技術創新強度會在一定程度上增加工業企業投資治理的成本負擔，導致工業投入要素成本的上漲和期望產出增速放緩，并陷入“規模投入陷阱”，但長期視角下其過程中正向激勵效應也具有被激發的可能性，只不過從目前檢驗的效果來看，技術創新對工業綠色全要素水資源效率的正向激勵效應尚未得到充分發揮。相比之下，lntfp對工業綠色全要素水資源效率的脈沖響應效果更為直觀，雖然前3期也呈現為短暫的負值響應關系，但其保持了穩定上升的趨勢，而且于第4期時突破零值線（0.017 944），其響應期內的峰值出現在第5 期（0.037 648），整個響應期的脈沖曲線表現為倒“U”型，且累計響應值達到0.142 142，這說明技術創新要達到有效促進工業綠色全要素水資源效率提升的需求，需要在短期內做出適應性的調整，而且通過技術擴散與外溢效應等推動其效率值的穩定提升。這與現實也是相符的，當前針對工業節水減排技術創新主要以源頭減量、過程控制和末端治理三階段的推進程序為主，雖然在這種途徑下國內工業用水治理取得了一定成效，包括萬元工業增加值用水量的削減等同比下降了5.9%，但實際上與《關于實行最嚴格水資源管理制度的意見》提出的2030年達到40 m3的目標存在較大差距，加快工業節水減排技術改造與升級依然是后期水資源治理的重要方向。

圖4 工業綠色全要素水資源效率與技術創新脈沖關系Fig.4 The relationship between industrial green total factor water resources efficiency and technological innovation

3.3.3 預測方差解釋

根據對lnIndust和lneri、lntfp的方差分解結果（見表4），能夠發現環境規制、技術創新對工業綠色全要素水資源效率的方差解釋貢獻度相對較強，其值分別達到54.99%和23.87%，該結果說明環境規制與技術創新是促進工業綠色全要素水資源效率提升的關鍵驅動因素，其中環境規制自第3 期開始對工業綠色全要素水資源效率的沖擊波動貢獻明顯提高，印證了現階段仍需采取以提高環境規制強度為主的調控措施，而其對綠色全要素水資源效率的倒逼效應將在短期的政策消耗期后得以顯現，特別是近年來著力推進的水平衡測試、用水統計監測和節水減排標準體系建設等措施，目的就是要扎實推動工業節水標準、排污控制及提高水資源利用效率，促進工業高質量綠色轉型發展。同時，按照本文檢驗的結果，同比于環境規制對工業綠色全要素水資源效率的激勵效應，技術創新對其全要素水資源效率的有效支撐度尚待改進，因此，加快促進節水減排技術推廣應用與創新集成，提高傳統節水減排技術改造和強化企業用水管理等則成為后期工業節水行動計劃制定的關鍵。而lnIndust對lneri和lntfp的方差分解貢獻度較小，兩者均低于10%，這表明促進工業綠色全要素水資源效率的提升具有較高的復雜性，需要多措并舉和綜合推進，而環境規制和技術創新是其驅動要素中的重要組成部分，該現象與當前國內工業節水減排計劃及綠色發展規劃相契合。

表4 預測方差分解結果Tab.4 The results of forecast variance decomposition

4 結論與討論

本文引入脫鉤理論和低通濾波技術檢驗環境規制、技術創新與工業綠色全要素水資源效率的脫鉤彈性，并采用計量模型對上述要素之間的均衡關系進行測度，剖析其脈沖響應機制，取得主要研究結論有。

（1）環境規制、技術創新與工業綠色全要素水資源效率之間的脫鉤彈性指數變化與Kuznets 曲線倒“U”型特征不同，其中，環境規制脫鉤彈性出現包含兩次倒“U”型波動變化期和一次震動調整期在內的“三階段”特征，而技術創新脫鉤彈性指數曲線雖然也存在倒“U”型波動，但其時間具有相對滯后性。兩者的共性之處在于脫鉤檢驗初期均存在“偽脫鉤”現象，其脫鉤變遷正向良性趨勢轉變。

（2）環境規制、技術創新與工業綠色全要素水資源效率之間具有長期協整關系，但受工業技術創新的偏向性選擇等因素影響，環境規制與技術創新之間尚未建立起穩定的均衡機制。在促進工業綠色全要素水資源效率提升的作用效果上，環境規制所引發的正向激勵效應更為顯著，而技術創新的驅動效應還不容樂觀，不過在環境規制強度持續提升的背景下，工業綠色全要素水資源效率提升對技術創新的依賴度將繼續提高。同時，其效率的測度也會受前期均衡水平偏離度的影響，印證了系統存在誤差修正機制的可能性。

（3）通過脈沖響應檢驗，發現環境規制對工業綠色全要素水資源效率的正向激勵效應存在短期波動性，但長期視角下其正向激勵效應能夠保持在相對穩定的狀態，關鍵是要縮短對規制政策消化的時間長度，以及促進技術創新跨過“規模投入陷阱”。對于上述結論，在預測方差檢驗中也得到了進一步論證。

以上研究結論所蘊含的啟示包括：①豐富現有工業用水統計與關鍵考核指標。通過觀察現有工業用水統計和關鍵考核指標的設定情況，可以發現多數用水指標是基于水量、水質的評估，如重復利用效率，其主要是對工業水資源利用過程中的水量循環利用狀態進行考核，但是難以揭示工業用水的整體狀態水平，對此，可將工業綠色全要素水資源效率作為其綜合性考核指標納入到水資源統計范疇，其不僅反映了其水資源投入與產出水平，而且將工業發展中的資本、勞動及其非期望產出等都作為關聯要素進行統籌，具有較高的系統性。②提高環境規制強度設計的“因產制宜”性。不同類別的工業對環境規制的敏感度不同，而發揮環境規制的正向激勵效應關鍵是保障其強度設計的適應性，因此可專門設立《面向工業節水的減排產業結構調整指導目錄》，為工業水資源利用及其產業結構調整方向提供重要的決策依據，明確“鼓勵類”、“限制類”、“禁止類”工業產業類別，并采取差異化的環境規制強度。③推進工業節水減排技術攻關與改造。明確現階段已經取得相對成熟的節水減排工藝、技術和設備類別，并依托其進行市場集中推廣與應用，在此基礎上，聯動政府、企業及相關機構對其中難度大、重要性高的攻關性技術需要進行重點突破，并圍繞水梯級循環利用、水資源智慧管理等進行全方位技術改造，提高技術創新對工業綠色全要素水資源效率提升的支持效果。總之，隨著新時期治水理念的轉變和工業綠色轉型升級的需求，走“效率、和諧、持續”之路已成為工業節水減排工作的重要方向，需要在確立起以工業綠色全要素水資源效率為關鍵考核指標的同時，因產制宜地引導與控制環境規制強度及技術創新水平，促進工業綠色高質量發展。□