張峰　宋曉娜 薛惠鋒 董會忠

摘要

日趨緊張的水資源形式不斷加劇對工業(yè)發(fā)展的束縛，而在當前新型工業(yè)化與創(chuàng)新驅動發(fā)展背景下，進一步提高工業(yè)技術創(chuàng)新力度，緩解資源要素約束已成為支撐工業(yè)轉型升級的重要驅動源。據(jù)此，科學評價工業(yè)用水變化與環(huán)境規(guī)制、技術進步的關系對于推動工業(yè)升級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濾波技術對2002—2014年中國工業(yè)用水強度與環(huán)境規(guī)制、技術進步之間的脫鉤狀態(tài)變化趨勢進行了定量分析，并通過構建誤差修正、脈沖響應與預測方差分解模型，對上述要素之間的協(xié)整關系及內(nèi)在作用機理進行集成研究。結果顯示：①工業(yè)用水強度與環(huán)境規(guī)制、技術進步之間呈“非理想-理想-非理想”的周期性脫鉤波動狀態(tài)，而對其進行Butterworth濾波后，工業(yè)用水強度與環(huán)境規(guī)制之間呈現(xiàn)“相對穩(wěn)定-震蕩波動-脫鉤持續(xù)”脫鉤階段，工業(yè)用水強度與技術進步之間則呈“波動調(diào)整-脫鉤持續(xù)”的脫鉤特征；②在環(huán)境規(guī)制、技術進步分別與工業(yè)用水強度具有協(xié)整關系，而環(huán)境規(guī)制與技術進步之間存在非協(xié)整關系的前提下，環(huán)境規(guī)制對工業(yè)用水強度引發(fā)的正向效應要大于負向效應，而技術進步對工業(yè)用水強度控制的支撐仍顯薄弱；③后期環(huán)境規(guī)制與技術進步對工業(yè)用水強度的沖擊雖然會產(chǎn)生短期的動態(tài)波動，但其長期效應則有助于實現(xiàn)工業(yè)用水強度的有效控制。這意味著，要想有效緩解工業(yè)用水強度，短期內(nèi)要加強環(huán)境規(guī)制力度，對工業(yè)用水強度形成全面的“倒逼機制”，并在加大技術創(chuàng)新投入的同時，提高工業(yè)節(jié)水降污技術成果的轉化效率。

關鍵詞 工業(yè)用水；環(huán)境規(guī)制；技術進步；脫鉤

中圖分類號 F424.7

文獻標識碼 A

文章編號 1002-2104（2017）11-0193-09

[WTHZ]DOI：10.12062/cpre.20170427

“十三五”時期是中國加速工業(yè)轉型發(fā)展、推動制造強國建設的關鍵時期，對此各相關領域紛紛做出積極響應。工信部及時發(fā)布《2016—2020年工業(yè)綠色發(fā)展規(guī)劃》，助推國內(nèi)工業(yè)向資源節(jié)約型、環(huán)境友好型升級，并在規(guī)劃中明確指出到2020年，單位工業(yè)增加值用水量累計降速至少達到23%，對于高耗水行業(yè)要著力進行節(jié)水技術改造，實施水資源階梯優(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，進一步推進工業(yè)節(jié)水減污工作已迫在眉睫。然而，要實現(xiàn)該目標，不僅需要充分辨識當前工業(yè)用水變動態(tài)勢與現(xiàn)有政策管治措施的有效程度，同時，工業(yè)用水效率的提升必然依靠先進節(jié)水技術的創(chuàng)新與應用，因此，如何客觀解析技術進步與工業(yè)用水變動之間的演化關系也是制定相關政策用以助推其目標實現(xiàn)的重要方面。

1 文獻回顧

面對愈發(fā)嚴峻的水資源形勢，工業(yè)用水節(jié)水已成為研究的熱點。Yousen等[2]通過構建松弛因子模型測度工業(yè)用水效率及其影響因素，提出強化環(huán)境政策導向與節(jié)水技術水平是提高工業(yè)用水效率的關鍵。Alnouri等[3]認為通過水網(wǎng)絡集成技術的創(chuàng)新能夠為不同的工業(yè)用水單元配置合理水質(zhì)與水量，達到新鮮水利用、廢水排放最優(yōu)控制的目標。Pham等[4]提出水資源管理需要推動從水資源的初始流入端到最終流出端的全過程技術創(chuàng)新，尤其是通過構建水質(zhì)量平衡系統(tǒng)結構，實現(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]認為工業(yè)企業(yè)的目標通常是追求資源利用成本最小化，需通過加強工業(yè)用水網(wǎng)絡的建設減少水資源的消耗。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)境保護的雙向需求。賈紹鳳等[7]分析發(fā)達國家工業(yè)用水出現(xiàn)“零增長”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)結構升級是導致工業(yè)用水衍生“零增長”最直接原因。孟戈等[8]認為在構建“紅線考核指標體系”時，需將節(jié)水管理、節(jié)水投入、節(jié)水技術等指標納入到考慮范疇。此外，王樹鵬等[9]、劉曉等[10]的研究中均將生態(tài)環(huán)境、技術創(chuàng)新要素作為構成工業(yè)用水效率評價指標體系的重要指標。

綜上，隨著全球工業(yè)價值鏈的重塑，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，尤其是在現(xiàn)有諸多對工業(yè)用水相關研究成果中可發(fā)現(xiàn)越來越多的學者將其研究范疇擴充到了工業(yè)高效用水技術需求及其引發(fā)的環(huán)境效應等。然而，在推動工業(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系？推動工業(yè)用水效率提升需要依靠技術的革新，技術進步是否已滿足支撐工業(yè)用水變化的需求？對于這類問題，在現(xiàn)有文獻研究中較少涉及與解釋。對此，本文嘗試在采用脫鉤理論論證工業(yè)用水強度與環(huán)境規(guī)制、技術進步動態(tài)演化關系的基礎上，應用計量模型檢驗導致其關系轉變的內(nèi)在機理，為后期制定相關措施提供理論依據(jù)。

2 模型構建

2.1 脫鉤測度模型

據(jù)OECD專家認為阻礙經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境污染之間的聯(lián)系或導致上述要素變化速率發(fā)生非同步性的現(xiàn)象稱為脫鉤，具體可劃分為絕對與相對脫鉤[11]。本文將該方法運用到環(huán)境規(guī)制、技術進步與工業(yè)用水強度之間關系的辨析中。其中，絕對脫鉤是指環(huán)境規(guī)制強度或技術進步處于上升狀態(tài)而工業(yè)用水強度為零或負增長，相對脫鉤指環(huán)境規(guī)制強度或技術進步速率高于工業(yè)用水強度。對此，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)用水強度；profactorn指n年的驅動水平，即環(huán)境規(guī)制與技術進步指標。參照李堅明等研究，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，構建如圖1所示工業(yè)用水強度與環(huán)境規(guī)制、技術進步之間脫鉤狀態(tài)坐標示意圖?？紤]到環(huán)境規(guī)制、技術進步對工業(yè)用水強度具有一定的調(diào)節(jié)效應，但其作用時效通常具有一定的滯后性，因而，本文將環(huán)境規(guī)制、技術進步的滯后期劃定為1年，采用全國1998—2014年工業(yè)用水強度數(shù)據(jù)與1997—2013年環(huán)境規(guī)制和技術進步數(shù)據(jù)進行要素脫鉤辨析。endprint

鑒于傳統(tǒng)脫鉤計算易受高頻噪聲擾動，對此難以滿足剔除由環(huán)境規(guī)制、技術進步對工業(yè)用水強度滯后性引發(fā)的擾動影響，在此采用低通濾波方法對高頻噪聲進行過濾處理，挖掘測度要素之間的內(nèi)在規(guī)律。其中，對于上述濾波需將要素輸入圖像μ（x，y）進行Fourier變換F（α，β），選取濾波器L（α，β）對F（α，β）進行轉化成S（α，β），進而取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是指定非負值，ρ（α，β）指點（α，β）到濾波器L（α，β）中心距離，ρ（α，β）=α2+β2?；谏鲜霾襟E，利用Matlab編程濾波程序，對要素脫鉤彈性進行測定。

2.2 動態(tài)響應測度模型

本文選取VAR非結構性模型闡釋各要素之間的關系[13]，其表達式如公式（2）所示。

Xt=∑pj=1AjXt-j+εt+c（2）

其中，Xt指時間序列構成向量；p為自回歸滯后階數(shù)；Aj是時間序列系數(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，誤差項無自相關性；c為常數(shù)向量。

本文建立工業(yè)用水強度與環(huán)境規(guī)制、技術進步要素之間的多變量VAR模型，利用協(xié)整檢驗、脈沖響應函數(shù)等，對其內(nèi)部動態(tài)關聯(lián)性進行研究，選用ADF（Augmented Dickey Fuller）法對變量進行平穩(wěn)性檢驗[14]。采取R.F.Engle和C.W.J.Granger提出的協(xié)整理論檢驗非平穩(wěn)時序變量經(jīng)線性組合后所呈現(xiàn)的平穩(wěn)性[15]。其經(jīng)濟意義在于觀測具有長期波動規(guī)律的變量之間的協(xié)整，若協(xié)整關系存在，則變量間具有一個長期穩(wěn)定的比例關系，否則，變量間無長期穩(wěn)定的關系[16]。此外，選取脈沖響應函數(shù)（IRF）分析其長期動態(tài)關系，即通過對擾動項施加單位標準差大小的信息沖擊后，驗證內(nèi)生變量當前狀態(tài)與未來狀態(tài)變動的特點[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個變量的沖擊；n指沖擊響應時期數(shù)；t-1指沖擊發(fā)生時可獲得的信息。要求n期沖擊的IRF值，即考慮δk沖擊對xt+n期望值造成的差異。

VAR預測方差分解可體現(xiàn)隨機信息相對重要性?；趦?nèi)生變量預測均方誤差（MSE），按照其成因分解為系統(tǒng)中與各方程存在關聯(lián)性的m個成分，測定信息對內(nèi)生變量相對重要度。VAR（p）模型的s步預測誤差為：

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值，通過計算各變量的貢獻與總貢獻的比值，分析各個變量沖擊的相對重要程度[18]。

3 實證分析

3.1 指標選取與數(shù)據(jù)說明

目前關于環(huán)境規(guī)制的測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)計算方法：erii=1n∑nj=1YSsij·δij，n=1，2，3…，m。其中，YSsij為排放指標YSij原始值經(jīng)標準化處理后值；δij指單指標權重，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YSij的比值。環(huán)境規(guī)制強度綜合指數(shù)erii主要由制造業(yè)廢水排放達標率、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項指標構成，即n=5。

技術進步常用測度指標為R&D投入、專利數(shù)量、全要素生產(chǎn)率等?？紤]統(tǒng)計年鑒等對于R&D投入的統(tǒng)計年份有限，而專利數(shù)量又無法對專利所具有的技術水平進行客觀反映，本文選取全要素生產(chǎn)率對技術進步進行衡量，參考Luintel & Khan等運用的索洛余值法進行測定。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年不變價格計算的實際GDP表示；kit指各年份固定資本存量，此處選取永續(xù)盤存法計算；lit指勞動投入水平，選取就業(yè)人數(shù)總量進行表示。

此外，考慮現(xiàn)有水資源管理中對“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工業(yè)用水強度進行表示，記為indit。指標測算均基于全國層面數(shù)據(jù)，主要源于《中國統(tǒng)計年鑒》（1997—2015）、《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》（2001—2015）、《中國科技統(tǒng)計年鑒》（1997—2015）、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》（1999—2015）和《水資源公報》等。

3.2 脫鉤測度與分析

按照公式（1）與圖1，可取得2002—2014年期間工業(yè)用水強度與環(huán)境規(guī)制、技術進步的脫鉤關系（見表1）。從脫鉤整體狀態(tài)來看，強脫鉤與弱脫鉤出現(xiàn)次數(shù)最多，同時，在工業(yè)用水強度與環(huán)境規(guī)制脫鉤狀態(tài)中出現(xiàn)了強負脫鉤、弱負脫鉤的現(xiàn)象，而在工業(yè)用水強度與技術進步脫鉤狀態(tài)中除了出現(xiàn)強負脫鉤外，還存在擴張性負脫鉤與擴張性耦合。據(jù)圖2所示的脫鉤彈性趨勢來看，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，而通過Butterworth濾波器（通過對樣本進行不同濾波器的測試，發(fā)現(xiàn)控制濾波頻率為ρ0=0.06時的Butterworth濾波器測度效果最佳）endprint

濾波后的脫鉤彈性曲線（見圖3），其波動變化可更加清晰地呈現(xiàn)出時序脫鉤規(guī)律，對于工業(yè)用水強度與環(huán)境規(guī)制、技術進步脫鉤狀態(tài)濾波曲線而言，兩者在整體上未呈現(xiàn)出傳統(tǒng)庫茲涅茨“倒U型”曲線假說特征，說明工業(yè)用水強度與環(huán)境規(guī)制、技術進步之間的脫鉤特征有別于資源與經(jīng)濟之間脫鉤機理。

據(jù)Butterworth濾波處理結果，可發(fā)現(xiàn)工業(yè)用水強度與環(huán)境規(guī)制強度脫鉤指數(shù)大致可分為三個階段，即2002—2005年期間其狀態(tài)多以弱脫鉤為主，處于“相對穩(wěn)定期”，該階段工業(yè)水資源消耗量占總用水量比重相對穩(wěn)定，除了2002—2003年期間由20.780%提高至22.126%出現(xiàn)相對顯著的上漲趨勢外，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“震蕩波動期”，經(jīng)過2006年的強負脫鉤后，呈現(xiàn)出弱脫鉤與強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)制強度綜合指數(shù)則保持持續(xù)上升的態(tài)勢，從2006年的0.100 1提高到2010年的0.177 8。2011—2014年期間則由弱負脫鉤轉化為強負脫鉤，最終停滯于強脫鉤狀態(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，由2011年的23.936%降低到2014年的22.314%，同時環(huán)境規(guī)制強度綜合指數(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。

在上述工業(yè)用水強度變化的態(tài)勢下，按照其與技術進步脫鉤指數(shù)則可進一步劃分為兩個較為顯著的階段，即于2002—2007年期間處于“波動調(diào)整期”，該變化與環(huán)境規(guī)制強度綜合指數(shù)2006—2010年期間“震蕩波動期”不同，其由最初強脫鉤狀態(tài)先轉化為擴張性負脫鉤，再到2004年時弱脫鉤狀態(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，但全要素生產(chǎn)率增長幅度相對較低，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)出了強負脫鉤、弱脫鉤和擴張性耦合狀態(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年時出現(xiàn)短暫的弱脫鉤狀態(tài)，其余年份下均為強脫鉤狀態(tài)，該期間工業(yè)水資源消耗比重呈現(xiàn)出下降態(tài)勢，但全要素生產(chǎn)率依然保持相對穩(wěn)定的上漲態(tài)勢。

基于上述分析，可知工業(yè)用水強度與環(huán)境規(guī)制、技術進步之間的脫鉤關系于不同時間會呈現(xiàn)出相異的演化特點，而依據(jù)其波動曲線，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：

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

假設H2：技術進步對降低工業(yè)用水強度可發(fā)揮顯著的正向效應，即技術進步水平已達到穩(wěn)定控制工業(yè)用水強度的需求。

此外，工業(yè)用水強度與環(huán)境規(guī)制、技術進步之間的脫鉤測度還無法有效解釋其相互作用程度及其內(nèi)在協(xié)整與動態(tài)沖擊響應關系，鑒于此，本文利用VAR模型進一步研究其內(nèi)在影響機理，檢驗以上假設的正確性。

3.3 動態(tài)響應檢驗

3.3.1 協(xié)整關系檢驗

在對變量進行取對數(shù)處理來消除異方差影響后，考慮環(huán)境規(guī)制與技術進步對工業(yè)用水強度的影響機理，本文引入工業(yè)水資源重復利用率（lnirp）作為其環(huán)境變量，從而構建lnind與lneri、lntfp、lnirp的非限制性VAR模型。根據(jù)各變量2000—2014年時序數(shù)據(jù)，借助Eviews 8.0進行動態(tài)估計。同時，按照所估計方程擬合水平與系數(shù)顯著進行AIC準則判定，確定其最大滯后階數(shù)為2。進而依據(jù)方程的根模倒數(shù)<1，認為構建的模型相對穩(wěn)定，符合變量的脈沖測度分析條件?；谠u估方程殘差項對白噪聲的實現(xiàn)，在此選用ADF單位根檢驗方法辨識其變量的平穩(wěn)性，結果見表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，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，而dlntfp也在10%顯著水平下將原假設拒絕，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)整檢驗條件。對此，本文選取可操作性較強的EG檢驗法對上述變量的動態(tài)協(xié)整性進行進一步分析，步驟如下：

Step1：利用OLS法對lnind與lneri、lntfp、lnirp進行靜態(tài)回歸檢驗，同時檢驗lntfp與lneri的回歸關系，測得：

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，即誤差系列含平穩(wěn)性，說明工業(yè)用水強度與環(huán)境規(guī)制、技術進步之間具有長期的協(xié)整關系。而從前文測度的要素之間的脫鉤關系中，工業(yè)用水強度與環(huán)境規(guī)制、技術進步之間的強脫鉤狀態(tài)頻數(shù)分別達到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)用水強度之間始終處于脫鉤狀態(tài)。綜合上述測度結果與ADF檢驗中變量lneri的系數(shù)（正值）、lntfp的系數(shù)（負值），可認為由環(huán)境規(guī)制對工業(yè)用水強度引發(fā)的正向效應要大于負向效應，表明隨著環(huán)境規(guī)制力度endprint

的提升，工業(yè)用水強度得到顯著改善，即假設H1成立。近年來國家對技術投入水平的關注力度不斷提高，但從本文的測度結果來看，在工業(yè)用水方面由技術進步所引發(fā)的正向效應則依然無法滿足對控制工業(yè)用水強度的需求，即假設H2不成立，工業(yè)水資源重復利用率lnirp的系數(shù)（負值）也進一步表明依靠技術進步實現(xiàn)工業(yè)用水強度的有效控制需要多方面因素協(xié)調(diào)推進，工業(yè)水資源重復利用率相比過去雖然得到較大幅度提升，但在緩解工業(yè)用時強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)制與技術進步之間不存在協(xié)整性關系，而這印證了當前環(huán)境規(guī)制力度還未能對技術進步形成有效“倒逼”機制的現(xiàn)實情況。

3.3.2 誤差修正測度

工業(yè)用水強度與環(huán)境規(guī)制、技術進步之間是否具有短期失衡性？對于該問題，需要對協(xié)整關系模型進行誤差修正分析，將模型（6）中μ1t作為均衡誤差，進一步檢驗要素之間的協(xié)整機制。模型如下：

dlnindit=α+β1dlneriit+β2dlntfpit+β3dlnirpit+

γεit-1+it（8）

式中，εit-1為誤差修正項。dlnindit表示解釋變量，dlneriit、dlntfpit、dlnirpit與εit-1為解釋變量，對其進行回歸測定：

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)進一步印證了工業(yè)用水強度與環(huán)境規(guī)制、技術進步之間現(xiàn)存的作用關系，而每當dlneri提高1%，則會引發(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，說明在國家不斷加強水資源監(jiān)控能力建設的情況下，盡快提高關鍵工業(yè)節(jié)水技術、工藝、設備等方面的投入力度，加快其轉化效率是緩解工業(yè)用水強度的關鍵點。而實際上，工業(yè)用水強度的控制并非僅依靠上述變量可決定的，其中必然會受到上一期工業(yè)用水強度相對均衡水平偏離的影響，而模型中εit-1系數(shù)為-0.886 2，滿足模型對偏離進行逆向修正的要求，證明系統(tǒng)內(nèi)具有誤差修正機制。

3.3.3 脈沖響應分析

基于前文的協(xié)整關系分析，本文選用廣義脈沖響應函數(shù)對工業(yè)用水強度與環(huán)境規(guī)制、技術進步之間的動態(tài)沖擊響應態(tài)勢進行解析，響應期定為10期（見表4）。

（1）工業(yè)用水強度與環(huán)境規(guī)制動態(tài)響應關系。據(jù)表4與圖4，可知工業(yè)用水強度對環(huán)境規(guī)制變動一個單位沖擊響應，lnind在測度期內(nèi)呈現(xiàn)為“M”型波動態(tài)勢，即當期響應為0，經(jīng)第2期相對平緩上升后，于第3期達到整個響應期最大值（0.012 986），緊后出現(xiàn)明顯的下滑趨勢，并于第5期時跌落值零線以下（-0.001 375），而在第7期時重新提高到0.004 799，但是短期調(diào)整后于第9期時再次降至零線之下，并保持在第10期，整個響應期累計響應為0.017 745，表明隨著環(huán)境規(guī)制力度的提升，工業(yè)用水強度會呈現(xiàn)一定程度波動，但長期而言則為持續(xù)提升趨勢。而lneri對工業(yè)用水強度的單位沖擊效果中，前4期呈現(xiàn)為“降升交替”的波動特點，其中于第3期達到最大響應值（0.032 831），從第4期到第6期始終處于相對穩(wěn)定的下降態(tài)勢，隨后雖然第7期時有短暫上升，但第8期開始持續(xù)下降，其整個響應期內(nèi)累計值達到0.139 611，說明對工業(yè)用水強度進行控制的過程中，環(huán)境規(guī)制雖然會出現(xiàn)不同

水平的波動，但其整體上處于上漲趨勢。

（2）工業(yè)用水強度與技術進步動態(tài)響應關系。據(jù)表4與圖5，lnind對技術進步變動的單位沖擊響應來看，其于前

5期與后5期形成了相對明顯的雙“U”型曲線，在當期反應

為0，直至第3期持續(xù)下降，且到第3期時達到測度期內(nèi)的最小值-0.010 066，而其后在經(jīng)過一段時期的波動后，到第9期時達到相對穩(wěn)定的狀態(tài)，整個響應期內(nèi)值始終處于零線以下，并且累計響應值達到了-0.054 879，說明隨著工業(yè)用水強度的調(diào)整，技術進步對其支撐水平亟需提升。而lntfp對工業(yè)用水強度的單位沖擊響應，雖然也于前4期呈現(xiàn)“兩期一變”的周期性波動，但從第4期（0.000 752）開始始終保持在零線之上，并于第6期時達到極大值點0.011 340，而后至第10期之間其變動態(tài)勢形成相對平緩的“U”型曲線，而在第10期時達到最大值點（0.012 181），其響應期內(nèi)累計值為0.051 791，說明由技術進步引發(fā)的技術創(chuàng)新與溢出效應等短期內(nèi)可能會工業(yè)用水強度產(chǎn)生波動，但長期來看則能推動工業(yè)用水強度的有效控制。

3.3.4 預測方差分解

按照對lnind與lneri、lntfp的預測方差分解情況（見表5），可知環(huán)境規(guī)制、技術進步對lnind的方差分解的相對平均貢獻水平較高，其值分別達到25.37%、35.88%，說明環(huán)境規(guī)制力度的調(diào)整與技術進步水平的提升，可于一定程度上推動工業(yè)用水強度的控制水平。而這進一步印證了當前國內(nèi)工業(yè)發(fā)展轉型過程中對工業(yè)節(jié)水減污、推行綠色與清潔生產(chǎn)的關注力度，尤其是近年來工業(yè)著力開展水平衡測試，實施水效對標達標等系列管理措施，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。而從本文的測度結果中，可進一步發(fā)展相比環(huán)境規(guī)制發(fā)揮的正向效應，技術進步還無法有效支撐工業(yè)用水強度

深層次控制，因此，后期的工業(yè)用水方面必須進一步考慮工業(yè)用水強度與技術投入與產(chǎn)出、轉化效率之間的動態(tài)關系。而lnind對環(huán)境規(guī)制與技術進步方差分解的平均貢獻水平相對偏低，其中只有環(huán)境規(guī)制處于22.62%，而技術進endprint

步則低于5%水平，僅為2.41%，說明推動工業(yè)用水管理水平的提升是一項相對復雜的系統(tǒng)工程，而技術進步與環(huán)境規(guī)制也只是其系列方式中的途徑，這與現(xiàn)階段國內(nèi)工業(yè)綠色發(fā)展規(guī)劃的實際相符合。

4 結論與建議

主要結論如下：

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

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

（3）脈沖響應表明隨著環(huán)境規(guī)制與技術進步的調(diào)整，短期內(nèi)雖然會出現(xiàn)不同程度的波動影響，但長期來看則有助于推動工業(yè)用水強度的調(diào)控，其中提高其技術轉化效率是盡快緩解工業(yè)用水強度的關鍵途徑，而預測方差分解也對此進行了進一步印證。

以上結論所蘊含的政策含義有：①隨著工業(yè)用水強度的變化，環(huán)境規(guī)制、技術進步方面的相關政策需要迫切進行實時性與針對性調(diào)整，尤其是近年來環(huán)境規(guī)制、技術進步與工業(yè)用水強度之間均呈“強脫鉤”趨勢下，應進一步注重其各項政策之間的內(nèi)在關聯(lián)性，強化總體論證，推動工業(yè)用水效率、技術投資效益和生態(tài)環(huán)境效益的協(xié)調(diào)發(fā)展。②目前針對工業(yè)用水方面的環(huán)境規(guī)制仍處于動態(tài)調(diào)整之中，特別是對于高耗水、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、重點工業(yè)行業(yè)取水定額管理，但鑒于工業(yè)細分行業(yè)的復雜性特點與政策實施的時間效應，短期內(nèi)應加快形成基于環(huán)境規(guī)制對工業(yè)用水強度管控的“倒逼機制”。③國家對科技創(chuàng)新關注力度的不斷加強，其投入總量已達到一定水平，但技術進步對調(diào)控工業(yè)用水強度的支撐性作用仍顯薄弱，說明現(xiàn)有技術成果的轉化應用效率亟待提高，尤其是應強化工業(yè)用水監(jiān)控手段、工業(yè)節(jié)水與防污等先進工藝、技術與設備等的研發(fā)與投入。

（編輯：王愛萍）

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