陳東景，冷伯陽

(青島大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 青島 266061)

在水資源短缺對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的剛性約束日益凸顯，我國(guó)推進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的大背景下，不斷降低工業(yè)用水強(qiáng)度，持續(xù)提高工業(yè)用水效率，是實(shí)現(xiàn)我國(guó)水資源利用“雙控”工作的一個(gè)重要任務(wù)[1]。我國(guó)地域廣闊，各地工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異明顯，工業(yè)用水強(qiáng)度具有較大差距。在全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度持續(xù)下降的過程中，各地工業(yè)用水強(qiáng)度也在不斷下降。深入分析進(jìn)入新世紀(jì)以來我國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降的省際貢獻(xiàn)差異及其時(shí)空變化特征，找到有效推進(jìn)工業(yè)用水強(qiáng)度持續(xù)下降的差異化途徑，對(duì)有效貫徹“節(jié)水優(yōu)先”方針，全面落實(shí)最嚴(yán)格水資源管理制度具有重大意義。

工業(yè)用水強(qiáng)度在國(guó)內(nèi)通常被表述為“萬元工業(yè)增加值用水量”，是政策制定者和管理部門考察工業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)中水資源使用效率的重要指標(biāo)[2]。自開展節(jié)水型社會(huì)建設(shè)以來，該指標(biāo)在中央政府與各級(jí)地方政府制定的國(guó)民經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展規(guī)劃綱要中，都被作為自然資源提質(zhì)增效的一個(gè)重要約束性指標(biāo)進(jìn)行考核。研究者主要運(yùn)用現(xiàn)代統(tǒng)計(jì)學(xué)方法、因素分解方法、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法等對(duì)工業(yè)用水強(qiáng)度的時(shí)空變化、影響因素與空間相關(guān)性等進(jìn)行定量研究，取得了較多成果。在工業(yè)用水強(qiáng)度的時(shí)空變化上，研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后地區(qū)的工業(yè)用水強(qiáng)度下降速度比經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的工業(yè)用水強(qiáng)度下降速度更快，經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后地區(qū)存在工業(yè)用水效率的追趕效應(yīng)，各地工業(yè)用水強(qiáng)度具有一定程度的收斂性[3]；環(huán)境規(guī)制等因素對(duì)區(qū)域工業(yè)用水強(qiáng)度收斂性產(chǎn)生了非線性影響，存在門檻效應(yīng)[4]。在工業(yè)用水強(qiáng)度的影響因素分析上，運(yùn)用LMDI等模型分析的結(jié)果表明，部門結(jié)構(gòu)調(diào)整和技術(shù)進(jìn)步因素對(duì)降低中國(guó)大陸地區(qū)工業(yè)用水強(qiáng)度的驅(qū)動(dòng)作用存在較大差別，其結(jié)構(gòu)份額逐漸降低、效率份額逐漸提高[5]；進(jìn)一步研究表明，規(guī)模結(jié)構(gòu)效應(yīng)、部門結(jié)構(gòu)效應(yīng)和行業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)對(duì)工業(yè)用水強(qiáng)度的下降起到正向促進(jìn)作用，而技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)阻礙了工業(yè)用水強(qiáng)度下降，這主要是由于規(guī)模以下工業(yè)用水強(qiáng)度太高，拉高了工業(yè)用水強(qiáng)度[6]；運(yùn)用Tapio模型分析的結(jié)果表明，近年來環(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)度呈現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制、技術(shù)進(jìn)步與工業(yè)用水強(qiáng)度之間均存在顯著的強(qiáng)脫鉤狀態(tài)[7]?？臻g相關(guān)性分析表明，2003—2013年我國(guó)省際工業(yè)用水強(qiáng)度具有顯著的空間自相關(guān)關(guān)系，并且呈現(xiàn)南北分異特征[8]；2005—2016年間中國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度在省級(jí)范圍內(nèi)具有顯著的空間正相關(guān)關(guān)系，工業(yè)用水強(qiáng)度和工業(yè)用能強(qiáng)度相互之間依賴性較強(qiáng)導(dǎo)致我國(guó)能-水消耗系數(shù)亦具有顯著的空間正相關(guān)關(guān)系[9]

關(guān)于工業(yè)用水強(qiáng)度方面的已有研究成果，對(duì)了解我國(guó)工業(yè)用水效率的變化特點(diǎn)以及主要影響因素，采取有針對(duì)性的措施降低工業(yè)用水強(qiáng)度，推進(jìn)我國(guó)工業(yè)節(jié)水進(jìn)程具有重要參考價(jià)值。但是已有相關(guān)研究較少涉及以下問題：工業(yè)用水強(qiáng)度下降的區(qū)域貢獻(xiàn)差異存在哪些特點(diǎn)，主要受到哪些因素的影響？技術(shù)創(chuàng)新能否通過提高工業(yè)用水重復(fù)率的中介效應(yīng)，對(duì)工業(yè)用水強(qiáng)度下降的區(qū)域貢獻(xiàn)產(chǎn)生顯著影響？全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降的省際貢獻(xiàn)是否存在空間相關(guān)性？鑒于此，本文構(gòu)建工業(yè)用水強(qiáng)度下降的貢獻(xiàn)度指數(shù)，分析2001—2018年全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降貢獻(xiàn)度指數(shù)的省際差異，實(shí)證檢驗(yàn)工業(yè)用水重復(fù)率中介效應(yīng)的存在性與程度大小，考察工業(yè)用水強(qiáng)度下降省際貢獻(xiàn)的空間關(guān)聯(lián)程度，為促進(jìn)工業(yè)用水強(qiáng)度持續(xù)下降提供政策參考。

1 研究方法、數(shù)據(jù)收集與處理

1.1 工業(yè)用水強(qiáng)度下降貢獻(xiàn)度指數(shù)

全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度是各省(自治區(qū)、直轄市)(以下簡(jiǎn)稱為省份)工業(yè)用水強(qiáng)度經(jīng)過權(quán)重系數(shù)調(diào)整后的加總：

E=∑eifi

(1)

式中：E為全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度；ei為i地區(qū)的工業(yè)用水強(qiáng)度；fi為i地區(qū)工業(yè)增加值占全國(guó)工業(yè)增加值的比例。

考察期間各省份工業(yè)用水強(qiáng)度變化在全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降中的貢獻(xiàn)度指數(shù)為

(2)

式中：Ci為i地區(qū)考察期工業(yè)用水強(qiáng)度貢獻(xiàn)度指數(shù)；ei0和ei1分別為i地區(qū)基期和考察期的工業(yè)用水強(qiáng)度；fi0和fi1分別為i地區(qū)基期和考察期的工業(yè)增加值占比；E0為基期的工業(yè)用水強(qiáng)度；E1為考察期的工業(yè)用水強(qiáng)度。若工業(yè)用水強(qiáng)度呈下降態(tài)勢(shì)，則有E10，表明i地區(qū)的工業(yè)用水強(qiáng)度變化對(duì)全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降起了正向作用，該值越大，正向作用越大，在全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降中所作貢獻(xiàn)越大；反之，若Ci<0，表明i地區(qū)的工業(yè)用水強(qiáng)度變化在全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降中起了負(fù)向作用，值越小，負(fù)向作用越大，越不利于全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降。本文提出的工業(yè)用水強(qiáng)度下降貢獻(xiàn)度指數(shù)，不僅能夠用來測(cè)度各省份的工業(yè)用水強(qiáng)度在全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度變化中的份額，而且在一定程度上也反映了各省份在全國(guó)工業(yè)節(jié)水工作中的相對(duì)貢獻(xiàn)大小。

1.2 中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/h3>

科技創(chuàng)新通過推廣采用新技術(shù)、新材料、新工藝和新設(shè)備，增加循環(huán)用水次數(shù)，提高工業(yè)用水重復(fù)利用率，減少新鮮水取用量，進(jìn)而促進(jìn)工業(yè)用水強(qiáng)度下降。參考文獻(xiàn)[10]，本文構(gòu)建中介效應(yīng)模型，檢驗(yàn)科技創(chuàng)新是否通過提高工業(yè)用水重復(fù)率進(jìn)而影響工業(yè)用水強(qiáng)度貢獻(xiàn)度指數(shù)。中介效應(yīng)模型由下列3個(gè)方程組成：

Cit=a0+a1Hit+∑θiXit+uit

(3)

Rit=β0+β1Hit+∑γiXit+δit

(4)

Cit=φ0+φ1Hit+φ2Rit+∑ηiXit+εit

(5)

式中：Cit為工業(yè)用水強(qiáng)度貢獻(xiàn)度指數(shù)；Hit為科技創(chuàng)新指數(shù)；Rit為工業(yè)用水重復(fù)率；Xit為控制變量；uit、δit和εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；α0、α1、β0、β1、φ0、φ1、φ2、θi、γi、和ηi為待估計(jì)參數(shù)。在回歸過程中，首先，檢驗(yàn)解釋變量Hit對(duì)被解釋變量Cit的影響系數(shù)a1的顯著性。其次，在系數(shù)a1顯著的前提下，檢驗(yàn)解釋變量Hit對(duì)中介變量Rit的影響系數(shù)β1的顯著性以及中介變量對(duì)被解釋變量Cit的影響系數(shù)φ2的顯著性。如果二者均顯著，則表明存在中介效應(yīng)。最后，檢驗(yàn)系數(shù)φ1的顯著性。若φ1顯著，則表明存在部分中介效應(yīng)；若φ1不顯著，則表明存在完全中介效應(yīng)。

1.3 空間相關(guān)性分析

莫蘭指數(shù)(Moran’sI)有全局莫蘭指數(shù)和局部莫蘭指數(shù)之分，常被用來進(jìn)行空間相關(guān)性分析。全局莫蘭指數(shù)能在不依賴模型具體形式的情況下，反映整個(gè)研究區(qū)域所有空間單元之間的平均關(guān)聯(lián)程度和顯著性[11]，計(jì)算公式為

(6)

局部莫蘭指數(shù)用來檢驗(yàn)事物或者現(xiàn)象是否存在局部空間子系統(tǒng)的空間相關(guān)性，用來識(shí)別隨空間位置不同而可能存在的不同空間關(guān)聯(lián)模式，彌補(bǔ)了全局莫蘭指數(shù)無法表征整體內(nèi)部各地區(qū)空間聚集特征的不足[12]，計(jì)算公式為

(7)

局部莫蘭指數(shù)的取值范圍為-1～1。若Ii為正，表明區(qū)域i與其臨近區(qū)域均為高值區(qū)，屬于高-高空間集聚區(qū)；或者區(qū)域i與其臨近區(qū)域均為低值區(qū)，屬于低-低空間集聚區(qū)，即區(qū)域i存在相似值的空間集聚。若Ii為負(fù)，則表明區(qū)域i與其臨近區(qū)域呈相反的值，區(qū)域i為高值則其臨近區(qū)域?yàn)榈椭?；反之亦然，即區(qū)域i存在相異值的空間集聚。據(jù)此，可以分析研究對(duì)象的空間聚集狀態(tài)及其變化特征。

1.4 數(shù)據(jù)收集與處理

原始數(shù)據(jù)來源于中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局歷年出版的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、中國(guó)水利部歷年出版的《中國(guó)水資源公報(bào)》、中國(guó)住房和城鄉(xiāng)建設(shè)部歷年出版的《中國(guó)城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省份出版的統(tǒng)計(jì)年鑒。要說明的是，鑒于西藏自治區(qū)和港澳臺(tái)地區(qū)的部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，研究對(duì)象僅包含中國(guó)大陸地區(qū)的30個(gè)省份。為了保證數(shù)據(jù)的可比性，對(duì)有關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了不變價(jià)處理，以2000年價(jià)格表示。

2 工業(yè)用水強(qiáng)度下降的總體特征與省際貢獻(xiàn)差異分析

2.1 全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降的總體分析

由圖1可知，2001—2018年，全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度持續(xù)下降，但是下降量總體上呈現(xiàn)階梯式減少趨勢(shì)。2002年工業(yè)用水強(qiáng)度下降量高達(dá)30.06 m3/萬元，這與當(dāng)年我國(guó)開始推行節(jié)水型社會(huì)建設(shè)關(guān)系密切。在我國(guó)決定大力推進(jìn)資源節(jié)約型、環(huán)境友好型社會(huì)建設(shè)的前四年(2005—2008年)，全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度減少量基本維持在16.32～18.21 m3/萬元之間，工業(yè)用水強(qiáng)度下降率則保持持續(xù)上升勢(shì)頭，由2005年的9.98%增加到2008年的12.53%，這說明兩型社會(huì)建設(shè)更加有效地降低了工業(yè)用水強(qiáng)度。2009—2012年，我國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降量又下降到一個(gè)新的水平，年平均下降量為10.99 m3/萬元，下降率波動(dòng)上升到研究期間的最高值12.55%。2013—2014年，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展逐漸進(jìn)入新常態(tài)，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革也逐漸展開，工業(yè)用水強(qiáng)度下降量減少到年均7.02 m3/萬元。隨著節(jié)水潛力的減弱，2015—2018年工業(yè)用水強(qiáng)度下降量進(jìn)一步減少到年均3.70 m3/萬元，下降率呈現(xiàn)波動(dòng)下降態(tài)勢(shì)，年均下降率為7.40%。工業(yè)用水強(qiáng)度的下降量和下降速度出現(xiàn)“雙減少”現(xiàn)象，反映出工業(yè)節(jié)水壓力持續(xù)增加，工業(yè)用水強(qiáng)度下降減速的新常態(tài)。

圖1 全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降量與下降率

2.2 工業(yè)用水強(qiáng)度下降的省際貢獻(xiàn)度指數(shù)計(jì)算與分析

根據(jù)式(2)計(jì)算2001—2018年全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降的省際貢獻(xiàn)度指數(shù)，并按照“十五”“十一五”“十二五”和“十三五”前期4個(gè)階段進(jìn)行整理，結(jié)果見表1。由表1可知，在區(qū)域分布上，全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降的省際貢獻(xiàn)存在較大差距，東中部各省份的節(jié)水貢獻(xiàn)普遍較大，西部各省份的節(jié)水貢獻(xiàn)普遍較小。2001—2018年，工業(yè)大省江蘇、黑龍江和廣東在30個(gè)省份貢獻(xiàn)度指數(shù)中居于前3位，對(duì)全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降的貢獻(xiàn)度指數(shù)分別達(dá)到11.22%、9.47%和9.22%；工業(yè)增加值在全國(guó)工業(yè)增加值中占比極低的海南、青海、寧夏3省(自治區(qū))對(duì)全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降的貢獻(xiàn)居于最后3位，貢獻(xiàn)度指數(shù)分別為0.34%、0.36%和0.43%。

表1 全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降的省際貢獻(xiàn) 單位：%

“十五”“十一五”“十二五”以及“十三五”前期，東、中部地區(qū)的貢獻(xiàn)度指數(shù)有所下降，分別由“十五”期間的45.92%和36.31%下降到“十三五”前期的43.12%和32.56%；西部地區(qū)的貢獻(xiàn)指數(shù)明顯上升，由“十五”期間的17.77%上升到“十三五”前期的24.32%。這表明，雖然西部地區(qū)各省份對(duì)全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降的貢獻(xiàn)度指數(shù)普遍較小，但是它們的上升勢(shì)頭明顯。

為了更全面地反映中國(guó)不同時(shí)期工業(yè)用水強(qiáng)度下降省際貢獻(xiàn)的動(dòng)態(tài)變化趨勢(shì)，筆者繪制核密度分布曲線。由圖2可知，不同時(shí)期工業(yè)用水強(qiáng)度下降的省際貢獻(xiàn)曲線均呈現(xiàn)右拖尾分布；從峰值變化上看，核密度分布曲線的峰值處于下降態(tài)勢(shì)，曲線由“瘦高型”向“矮胖型”變化，這說明全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降的省際貢獻(xiàn)差距不斷縮小，特別是從“十一五”到“十二五”的省際貢獻(xiàn)差距縮小更為明顯；從“十五”到“十三五”前期，雙峰或多峰趨勢(shì)逐漸消失，反映出省際貢獻(xiàn)度的極化現(xiàn)象逐漸弱化；曲線右拖尾現(xiàn)象出現(xiàn)明顯的弱化特征，這說明在2001—2018年，30個(gè)省份在全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降中的貢獻(xiàn)率具有明顯的收斂特征。全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降省際貢獻(xiàn)度指數(shù)的變異系數(shù)由2001年的1.48下降到2018年的1.22，即全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降的省際貢獻(xiàn)呈現(xiàn)σ收斂的基本事實(shí)也反映了這個(gè)變化趨勢(shì)。

圖2 工業(yè)用水強(qiáng)度下降省際貢獻(xiàn)核密度分布曲線

2.3 影響全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降省際貢獻(xiàn)的因素分析

根據(jù)式(3)～(5)，對(duì)影響全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降省際貢獻(xiàn)(C)大小的主要因素以及是否存在中介效應(yīng)進(jìn)行分析。本文以科技創(chuàng)新為核心解釋變量，工業(yè)用水重復(fù)率(R)為中介變量，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、對(duì)外開放水平、水資源稟賦、政府支持水平等為控制變量。其中，以每千人專利申請(qǐng)受理數(shù)表示科技創(chuàng)新水平(H)，以人均GDP表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(G)，以外商直接投資(FDI)表示對(duì)外開放水平(O)，以人均水資源量表示水資源稟賦(P)，以排污費(fèi)征收額表示政府干預(yù)程度(V)。

表2中的模型(1)～(3)是不考慮控制變量的回歸結(jié)果，模型(4)～(6)是增加控制變量后的回歸結(jié)果。這2類回歸在一定程度上也驗(yàn)證了科技創(chuàng)新對(duì)省際貢獻(xiàn)的影響以及工業(yè)用水重復(fù)率的中介效應(yīng)是否具有穩(wěn)健性。

表2 工業(yè)用水重復(fù)率的中介效應(yīng)

由表2可知，2001—2018年全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降省際貢獻(xiàn)顯著受到科技創(chuàng)新的正向影響，并且這種影響具有相當(dāng)程度的穩(wěn)健性。這說明，科技創(chuàng)新水平越高，工業(yè)用水強(qiáng)度下降越快，越有利于提高工業(yè)用水強(qiáng)度下降的省際貢獻(xiàn)度。模型(2)和(5)的回歸結(jié)果表明，工業(yè)用水重復(fù)率的確受到科技進(jìn)步的正向影響。模型(3)和(6)的回歸結(jié)果反映出科技創(chuàng)新通過工業(yè)用水重復(fù)率對(duì)工業(yè)用水強(qiáng)度下降省際貢獻(xiàn)產(chǎn)生了積極作用，即工業(yè)用水重復(fù)率的中介效應(yīng)的確存在，工業(yè)用水重復(fù)率每上升一個(gè)百分點(diǎn)，全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降的省際貢獻(xiàn)率上升約0.005～0.011個(gè)百分點(diǎn)。

4個(gè)控制變量中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(lnG)對(duì)工業(yè)用水強(qiáng)度下降省際貢獻(xiàn)具有顯著的抑制作用，外商直接投資(lnO)和政府干預(yù)(lnV)對(duì)工業(yè)用水強(qiáng)度下降省際貢獻(xiàn)具有顯著的促進(jìn)作用，而水資源稟賦(lnP)對(duì)工業(yè)用水強(qiáng)度下降省際貢獻(xiàn)的作用不顯著。這意味著，各省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，對(duì)工業(yè)產(chǎn)品的需求量越多，工業(yè)需要消耗更多的水資源，越不利于工業(yè)用水強(qiáng)度的下降；對(duì)外開放程度越高，伴隨著外商直接投資而來的先進(jìn)管理經(jīng)驗(yàn)和較高生產(chǎn)效率，越能夠加快工業(yè)用水強(qiáng)度的下降；政府通過征收排污費(fèi)這一環(huán)境規(guī)制工具，能夠倒逼工業(yè)企業(yè)加快采用新技術(shù)，改進(jìn)工藝流程，降低工業(yè)用水強(qiáng)度；水資源稟賦弱于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、對(duì)外開放程度和政府干預(yù)等經(jīng)濟(jì)社會(huì)因素對(duì)工業(yè)用水強(qiáng)度下降省際貢獻(xiàn)的影響，這在一定程度上為制定有針對(duì)性的措施，加快降低工業(yè)用水強(qiáng)度指明了切入點(diǎn)。

3 工業(yè)用水強(qiáng)度下降省際貢獻(xiàn)的空間相關(guān)性

為了反映全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降省際貢獻(xiàn)的空間分布特征，根據(jù)式(6)計(jì)算2001—2018年全局莫蘭指數(shù)(表3)。由表3可知，研究期的全局莫蘭指數(shù)為0.148，并且比較顯著，這表明18年間全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降省際貢獻(xiàn)具有比較顯著的空間正相關(guān)關(guān)系。不同年份的全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降省際貢獻(xiàn)的空間相關(guān)關(guān)系存在較大差別：2001—2005年我國(guó)各省份貢獻(xiàn)度指數(shù)的空間相關(guān)性較差，說明在節(jié)水型社會(huì)建設(shè)之初，貢獻(xiàn)程度較大省份更容易在技術(shù)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等優(yōu)勢(shì)之下促進(jìn)自身工業(yè)用水強(qiáng)度的下降，而對(duì)周圍省份的空間溢出效應(yīng)較弱；2006年之后各省份貢獻(xiàn)度指數(shù)的空間正相關(guān)明顯增強(qiáng)，說明隨著節(jié)水型社會(huì)建設(shè)的深入開展，技術(shù)先進(jìn)省份的外溢效應(yīng)不斷增強(qiáng)，節(jié)水貢獻(xiàn)較高省份與周圍省份的空間正相關(guān)關(guān)系逐漸顯現(xiàn)。“十五”“十一五”“十二五”和“十三五”前期的分段統(tǒng)計(jì)結(jié)果也反映出這種變化趨勢(shì)：各省份的貢獻(xiàn)度由“十五”期間不存在空間自相關(guān)關(guān)系，到“十一五”“十二五”和“十三五”前期存在空間正相關(guān)關(guān)系，并且空間正相關(guān)關(guān)系越來越顯著。這在很大程度上也說明，隨著節(jié)水型社會(huì)建設(shè)的持續(xù)推進(jìn)與供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的深化，全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降省際貢獻(xiàn)的空間集聚效應(yīng)逐漸增強(qiáng)，具有較高工業(yè)節(jié)水貢獻(xiàn)的省份對(duì)周邊省份產(chǎn)生了越來越明顯的空間溢出效應(yīng)。

表3 工業(yè)用水強(qiáng)度下降省際貢獻(xiàn)度的全局莫蘭指數(shù)

根據(jù)式(7)，計(jì)算“十一五”“十二五”和“十三五”前期以及2001—2018年我國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降省際貢獻(xiàn)的局部莫蘭指數(shù)，并據(jù)此將這4個(gè)研究時(shí)段全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降省際貢獻(xiàn)率的空間集聚關(guān)系分為高-高、低-高、低-低、高-低4類(表4)。高-高空間集聚關(guān)系，表示工業(yè)用水強(qiáng)度下降貢獻(xiàn)率高的區(qū)域被工業(yè)用水強(qiáng)度下降貢獻(xiàn)率高的其他區(qū)域包圍；低-高空間集聚關(guān)系，表示工業(yè)用水強(qiáng)度下降貢獻(xiàn)率低的區(qū)域被工業(yè)用水強(qiáng)度下降貢獻(xiàn)率高的其他區(qū)域包圍；低-低空間集聚關(guān)系，表示工業(yè)用水強(qiáng)度下降貢獻(xiàn)率低的區(qū)域被工業(yè)用水強(qiáng)度下降貢獻(xiàn)率低的其他區(qū)域包圍；高-低空間集聚關(guān)系，表示工業(yè)用水強(qiáng)度下降貢獻(xiàn)率高的區(qū)域被工業(yè)用水強(qiáng)度下降貢獻(xiàn)率低的其他區(qū)域包圍。由表4可知：①全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降省際貢獻(xiàn)率在研究期間具有較明顯的空間集聚特征，即全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降的省際貢獻(xiàn)隨著空間位置不同而存在不同的空間關(guān)聯(lián)模式；②18年間，全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降省際貢獻(xiàn)呈現(xiàn)比較明顯的低-低空間集聚，高-高空間集聚次之，并且高-高集聚區(qū)主要位于東部省份，低-低集聚區(qū)主要位于西部省份；③在這4個(gè)時(shí)期，海南省始終處于低-高空間集聚狀態(tài)，河南和四川兩省始終處于高-低空間集聚狀態(tài)。這反映出，對(duì)全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降具有較高貢獻(xiàn)的河南省和四川省，周邊始終集聚著工業(yè)用水強(qiáng)度下降低貢獻(xiàn)率區(qū)域；對(duì)全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降具有較低貢獻(xiàn)的海南省，周邊始終集聚著工業(yè)用水強(qiáng)度下降高貢獻(xiàn)率區(qū)域。這一現(xiàn)象可以從表1中的信息得到佐證。

表4 工業(yè)用水強(qiáng)度下降省際貢獻(xiàn)率的空間集聚分類

4 結(jié) 論

a.2001—2018年，30個(gè)省份的工業(yè)用水強(qiáng)度變動(dòng)對(duì)我國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度持續(xù)下降的貢獻(xiàn)度存在較大差別，東中部省份的節(jié)水貢獻(xiàn)普遍較大，西部省份的節(jié)水貢獻(xiàn)普遍較??；東中部地區(qū)的貢獻(xiàn)指數(shù)有所下降，分別由“十五”期間的45.92%和36.31%下降到“十三五”前期的43.12%和32.56%；西部地區(qū)的貢獻(xiàn)指數(shù)明顯上升，由“十五”期間的17.77%上升到“十三五”前期的24.32%。

b.“十五”“十一五”“十二五”以及“十三五”前期的核密度分布曲線變動(dòng)表明，全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降的省際貢獻(xiàn)差距不斷縮小，特別是從“十一五”到“十二五”的省際貢獻(xiàn)差距縮小更為明顯，省際貢獻(xiàn)度的極化現(xiàn)象逐漸消失，省際貢獻(xiàn)具有明顯的收斂特征。

c.中介效應(yīng)分析表明，科技創(chuàng)新對(duì)工業(yè)用水強(qiáng)度下降的省際貢獻(xiàn)具有顯著的正向影響，并且工業(yè)用水重復(fù)率產(chǎn)生了比較顯著的中介效應(yīng)。

d.“十五”期間，全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降的省際貢獻(xiàn)不存在顯著的空間相關(guān)性，其后省際貢獻(xiàn)的空間正相關(guān)關(guān)系越來越顯現(xiàn)，以低-低和高-高兩種空間集聚狀態(tài)為主，且高-高集聚的省份數(shù)量有所增加，低-低聚集的省份數(shù)量有所減少。這表明全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降的省際貢獻(xiàn)的空間集聚性逐漸增強(qiáng)，具有較高工業(yè)節(jié)水貢獻(xiàn)的省份對(duì)周邊省份產(chǎn)生了越來越明顯的空間溢出效應(yīng)。

e.經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份大多完成了工業(yè)化進(jìn)程并轉(zhuǎn)向后工業(yè)化時(shí)期，其工業(yè)用水強(qiáng)度小，下降潛力也越來越??；經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)省份則正處于工業(yè)化階段，工業(yè)用水強(qiáng)度相對(duì)較高，是未來全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降的潛在主力省份。經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)省份應(yīng)該更加重視提高科技創(chuàng)新水平和工業(yè)用水重復(fù)率，實(shí)現(xiàn)工業(yè)用水強(qiáng)度的更快下降，增加其在全國(guó)工業(yè)用水強(qiáng)度下降中的貢獻(xiàn)份額，推動(dòng)全國(guó)工業(yè)節(jié)水向更高水平、更高質(zhì)量的方向邁進(jìn)。