張 寧，丁 杰

(杭州電子科技大學(xué) 管理學(xué)院，浙江 杭州 310018)

浙江省作為我國(guó)東部水資源緊缺省份之一，其人均水資源占有量遠(yuǎn)低于全國(guó)平均水平。多年來(lái)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)了大量廢水排放，導(dǎo)致水體污染和水環(huán)境惡化，使該省水資源短缺問(wèn)題更加嚴(yán)重。2015年，浙江省出臺(tái)了“五水共治”等相關(guān)治水政策，系統(tǒng)地解決污水、洪水、澇水、供水和節(jié)水等各類水資源問(wèn)題，然而城市水質(zhì)型缺水和水環(huán)境污染現(xiàn)狀并未出現(xiàn)根本改觀，水環(huán)境仍然面臨著巨大壓力。新時(shí)期，改善水環(huán)境質(zhì)量、再造優(yōu)質(zhì)水源已成為浙江省生態(tài)文明建設(shè)和實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的主攻方向。因此，科學(xué)認(rèn)識(shí)浙江省社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)水環(huán)境壓力的作用及影響，不但能為浙江省水治理配套政策的制定提供一定指導(dǎo)，而且能為浙江省生態(tài)文明建設(shè)提供保障。

一、文獻(xiàn)回顧

在社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境的關(guān)系研究上，最為經(jīng)典的研究假說(shuō)是環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)發(fā)展間存在倒“U”型關(guān)系，圍繞該假說(shuō)一些研究證實(shí)了二者倒“U”型關(guān)系的存在[1-2]，但也有研究發(fā)現(xiàn)二者存在倒“N”型、正“U”型或其它關(guān)系[3-4]。在環(huán)境壓力影響因素上，學(xué)者從不同視角進(jìn)行了剖析，如Grossman和Krueger[5]的研究發(fā)現(xiàn)國(guó)際貿(mào)易中規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)三者對(duì)環(huán)境壓力具有顯著影響。Fischer-Kowalski M[6]從不同國(guó)家層面發(fā)現(xiàn)了環(huán)境壓力變化差異的主要因素是人口和技術(shù)。Tratalos J[7]對(duì)英國(guó)城市的環(huán)境壓力研究發(fā)現(xiàn)城市密度與環(huán)境退化二者間有緊密聯(lián)系。此外，Markus Pasche[8]認(rèn)為技術(shù)投入一定程度上能夠彌補(bǔ)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)環(huán)境壓力的影響。Hugh Kirkman等[9]研究發(fā)現(xiàn)沿海城市社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人口密度增長(zhǎng)和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)會(huì)直接或間接地加劇廢水的排放，增大海洋水環(huán)境的壓力。

水環(huán)境問(wèn)題的日益凸顯使我國(guó)學(xué)者將視角轉(zhuǎn)移至水環(huán)境相關(guān)問(wèn)題的探索中，有學(xué)者認(rèn)為水環(huán)境壓力曲線會(huì)隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展先增加后平穩(wěn)，但會(huì)長(zhǎng)期處于上升狀態(tài)[10]，但也有學(xué)者認(rèn)為我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期水環(huán)境問(wèn)題隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展日益嚴(yán)重，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定程度，水環(huán)境惡化將得到減緩并會(huì)隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展開(kāi)始好轉(zhuǎn)[11]。另外部分學(xué)者對(duì)水環(huán)境壓力的驅(qū)動(dòng)因素進(jìn)行探究，如李寧等[12]、谷學(xué)明等[13]對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、水資源利用與水環(huán)境壓力三者的關(guān)系研究發(fā)現(xiàn)結(jié)構(gòu)效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)對(duì)水環(huán)境壓力有顯著影響，而且經(jīng)濟(jì)上的水環(huán)境壓力不會(huì)因?yàn)樗Y源利用率的提高而消失。在廢水排放上，一些研究表明技術(shù)進(jìn)步、環(huán)境污染治理具有減排作用，而制造業(yè)結(jié)構(gòu)的變化對(duì)于廢水減排并無(wú)實(shí)質(zhì)性貢獻(xiàn)[14-15]，經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口規(guī)模與流動(dòng)都會(huì)對(duì)廢水排放造成影響[16]。

上述研究為本文探討浙江水環(huán)境壓力影響因素提供了借鑒和思路，研究視角也豐富多樣。但從研究?jī)?nèi)容上看，大部分學(xué)者從人口規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、技術(shù)進(jìn)步等角度分別分析了其對(duì)環(huán)境壓力的影響，從社會(huì)經(jīng)濟(jì)綜合視角來(lái)實(shí)證分析水環(huán)境壓力的影響因素相對(duì)比較缺乏；在研究方法上運(yùn)用相關(guān)分析法、分解分析法較多，缺少新方法的應(yīng)用。STIRPAT模型能夠綜合考慮社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)環(huán)境的作用，在分析環(huán)境壓力因素及其影響程度時(shí)更準(zhǔn)確，但該模型目前主要應(yīng)用在碳排放[17]、生態(tài)足跡[18]、能源消費(fèi)[19]方面，在水環(huán)境方面運(yùn)用較少。因此，本文基于STIRPAT模型，對(duì)影響浙江省水環(huán)境壓力的社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素進(jìn)行實(shí)證分析，并計(jì)算主要因素對(duì)廢水排放的貢獻(xiàn)率，為該省的水生態(tài)建設(shè)和可持續(xù)發(fā)展提供理論參考。

二、研究方法及數(shù)據(jù)來(lái)源

(一)STIRPAT模型

20世紀(jì)70年代，Ehrlich和Holden[20]在研究社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)與環(huán)境的關(guān)系時(shí)提出了IPAT模型，該模型雖然能夠直觀表示人口(P)、富裕度(A)和技術(shù)水平(T)對(duì)環(huán)境(I)造成的影響，但其在解釋環(huán)境影響因素時(shí)，無(wú)法進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)和確定重要因素，因此，Rosa和Dietz[21]對(duì)其進(jìn)行調(diào)整后提出了STIRPAT模型。表達(dá)如式(1)：

I=c×Pα×Aβ×Tγ×e

(1)

其中，I為環(huán)境因素；c為模型系數(shù)；P、A、T分別為人口因素、富裕程度以及技術(shù)因素；α、β、γ分別為人口因素、富裕程度和技術(shù)因素的指數(shù)；e為模型的誤差。模型中因變量I對(duì)于自變量P、A、T和未知參數(shù)c、α、β、γ是非線性相關(guān)的，為減少模型的異方差性帶來(lái)的影響，在實(shí)際分析時(shí)通常對(duì)該模型進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，如式(2)：

lnI=lnc+αlnP+βlnA+γlnT+lne

(2)

(二)變量及指標(biāo)選取

1.因變量：水環(huán)境壓力。在其指標(biāo)選取上，王旭[22]曾用年COD排放量表示；李寧[12]則以工業(yè)廢水排放量作為水環(huán)境壓力指標(biāo)；王媛[23]選取了化學(xué)需氧量排放與水資源總量的比值作為水環(huán)境壓力的指標(biāo)；還有學(xué)者[24]以廢水排放總量表征水環(huán)境壓力。本文認(rèn)為對(duì)水環(huán)境造成壓力的除COD含量外，廢水中的生化需氧量、氨氮量等化學(xué)污染物都會(huì)影響水環(huán)境；另外，工業(yè)廢水和生活污水都是其主要來(lái)源，而廢水排放總量既包含了總體化學(xué)污染物的排放量，也反映了生活污水的排放情況，因此選取廢水排放總量作為水環(huán)境壓力的指標(biāo)。

2.自變量：對(duì)于人口規(guī)模，研究認(rèn)為區(qū)域發(fā)展差異導(dǎo)致了人口流動(dòng)，但很多流動(dòng)人口的戶籍并未發(fā)生改變，所以年末常住人口在反映地區(qū)實(shí)際人口時(shí)更具代表性，因此用浙江省年末常住人口來(lái)表示人口規(guī)模。富裕度即經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，用浙江省人均GDP表示。在技術(shù)指標(biāo)的選取上，郭衛(wèi)華[24]曾用廢水COD排放量表示技術(shù)水平，胡家僖[25]則將技術(shù)因素分解為COD排放量和非服務(wù)產(chǎn)業(yè)占比，翁智雄[26]認(rèn)為污染物的排放強(qiáng)度能夠近似表示環(huán)境技術(shù)水平，本文根據(jù)浙江省調(diào)研資料及專家意見(jiàn)，綜合采用水處理利用水平來(lái)表征技術(shù)。其中，廢水排放強(qiáng)度能反映水處理技術(shù)水平，單位GDP用水量則能反映水利用技術(shù)水平，用二者均值來(lái)表示水處理利用水平。除模型內(nèi)人口、財(cái)富、技術(shù)對(duì)水環(huán)境造成影響外，已有眾多研究表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化水平、居民消費(fèi)和外商投資都會(huì)對(duì)環(huán)境產(chǎn)生影響，同時(shí)由于STIRPAT模型在分析問(wèn)題變量的選擇時(shí)具有靈活性，大量學(xué)者結(jié)合各自研究目的對(duì)其進(jìn)行了調(diào)整，任毅[18]應(yīng)用該模型研究生態(tài)足跡的影響因素時(shí)引入了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；朱勤[27]在探究碳排放因素時(shí)加入了城市化水平和居民消費(fèi)水平等變量；龔利[28]在模型中添加了外商直接投資變量探究其對(duì)能源消耗的影響。因此基于前人研究經(jīng)驗(yàn)，本文結(jié)合浙江省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的特點(diǎn)，在STIRPAT模型中加入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化率、居民消費(fèi)水平和外商直接投資這幾個(gè)因素，綜合考慮各變量對(duì)水環(huán)境壓力的影響，模型最終表現(xiàn)為式(3)：

lnI=lnc+αlnP+βlnA+γlnT+δlnURB+ηlnSTR+θlnFDI+λlnCOS+lne

(3)

其中，lnc表示常數(shù)項(xiàng)；lne表示誤差項(xiàng)；α、β、γ、δ、η、θ、λ為模型系數(shù)。模型中各變量及說(shuō)明見(jiàn)表1。

表1 模型變量及說(shuō)明

(三)數(shù)據(jù)來(lái)源

研究選取浙江省2000-2017年數(shù)據(jù)，其中年末常住人口、人均GDP、城鎮(zhèn)人口比重、外商直接投資數(shù)額、第三產(chǎn)業(yè)比重、人均居民消費(fèi)支出等社會(huì)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)均來(lái)自各年份《浙江統(tǒng)計(jì)年鑒》。廢水排放總量、單位GDP用水量等源于《浙江自然資源與環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》，廢水排放強(qiáng)度由廢水排放總量除以國(guó)民生產(chǎn)總值所得。其中，考慮到物價(jià)等經(jīng)濟(jì)因素變化的影響，本文以2000年物價(jià)為基期，計(jì)算出了各年人均實(shí)際GDP和居民真實(shí)消費(fèi)水平。

三、分析與結(jié)果

(一)廢水排放趨勢(shì)分析

根據(jù)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)整理出浙江省廢水排放變化趨勢(shì)如圖1，2000-2010年廢水排放總量增長(zhǎng)趨勢(shì)較明顯，而2010-2017年廢水排放總量增長(zhǎng)趨勢(shì)減緩，總體來(lái)說(shuō)廢水排放總量增長(zhǎng)日趨平穩(wěn)。其中，工業(yè)廢水排放量從2000年13.64億噸增長(zhǎng)至2010年21.74億噸后，又從2010年開(kāi)始逐年減少直至2017年12.29億噸，2010-2017年工業(yè)廢水排放量減少將近45%；生活污水排放量從2000年7.69億噸增至2017年33.03億噸，增長(zhǎng)約75%。此外，研究根據(jù)工業(yè)廢水排放和生活污水排放的比值關(guān)系對(duì)廢水排放主導(dǎo)類型進(jìn)行了劃分，將其分為工業(yè)源主導(dǎo)和生活源主導(dǎo)兩種類型[29]。圖1中二者比值曲線顯示廢水排放總量變化以2010年為節(jié)點(diǎn)，2000-2010年，工業(yè)廢水排放與生活污水排放比值皆大于1，全省廢水排放主要來(lái)源于工業(yè)廢水。2010-2017年，二者比值開(kāi)始小于1，全省廢水排放主要來(lái)源于生活污水。若此趨勢(shì)不變，生活污水將成為廢水排放總量增加的主要來(lái)源。

圖1 浙江省廢水排放變化趨勢(shì)圖

(二)STIRPAT模型的實(shí)證分析及結(jié)果

將原數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理并進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)后，采用最小二乘法對(duì)模型中P、A、T、URB、STR、FDI、COS與I的關(guān)系進(jìn)行預(yù)評(píng)估。如表2所示，除P的回歸系數(shù)能通過(guò)0.01的顯著性檢驗(yàn)外，其余諸如A、T、URB等變量的系數(shù)均不顯著，通過(guò)相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)各自變量之間呈高度相關(guān)，表2中的VIF值均大于10，說(shuō)明模型尚存在多重共線性。

表2 OLS回歸擬合結(jié)果

為解決STIRPAT模型的多重共線性問(wèn)題，研究采用偏最小二乘回歸法(PLS)來(lái)處理，首先對(duì)人口、富裕度、技術(shù)因素、城市化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等取對(duì)數(shù)后進(jìn)行典型相關(guān)分析，分析結(jié)果表明P、A、T等驅(qū)動(dòng)因子與廢水排放量二者具有顯著的相關(guān)性，因此7個(gè)變量均可作為廢水排放驅(qū)動(dòng)因子，對(duì)上述變量進(jìn)行主成分分析(見(jiàn)表3)。

表3 主成分分析解釋總方差

由表3可知，自變量P、A、T、URB、STR、FDI、COS經(jīng)分析后提取了兩個(gè)主成分(綜合變量)，以Z1、Z2表示，兩個(gè)綜合變量可以解釋原變量方差的98.863%，說(shuō)明綜合變量Z1，Z2能夠很好地概括自變量的特征，根據(jù)主成分的得分系數(shù)，可得Z1、Z2與自變量P、A、T、URB、STR、FDI、COS的關(guān)系為：

Z1=-0.075lnP-0.072lnA-0.309lnT+0.331lnURB+1.183lnSTR-1.075lnFDI+0.117lnCOS

(4)

Z2= 0.289lnP+0.287lnA+0.109lnT-0.132lnURB-1.024lnSTR+1.317lnFDI+0.092lnCOS

(5)

以Z1，Z2為自變量，以I為因變量，建立回歸模型，回歸方程的擬合優(yōu)度R2為0.969，通過(guò)0.01水平的顯著性檢驗(yàn)。根據(jù)回歸系數(shù)可得綜合變量Z1、Z2與I的關(guān)系見(jiàn)式(6)：

lnI=0.609Z1+0.776Z2

(6)

將上述(4)、(5)代入公式(6)進(jìn)行計(jì)算得I關(guān)于P、A、T等變量的對(duì)數(shù)關(guān)系式，將對(duì)數(shù)形式進(jìn)行轉(zhuǎn)換后得社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)水環(huán)境壓力影響的STIRPAT模型表達(dá)如式(7)所示：

I=cP0.178 6A0.178 9T-0.103 6URB0.099 1SIR-0.074 1FDI0.367 3COS0.142 6e

(7)

由式(7)可知浙江省水環(huán)境壓力影響因素包括：人口規(guī)模、富裕度、水處理利用水平、城市化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、外商直接投資以及居民消費(fèi)水平，它們的彈性系數(shù)分別為0.178 6、0.178 9、-0.103 6、0.099 1、-0.074 1、0.367 3、0.142 6。表明人口規(guī)模、富裕度、城市化水平、外商直接投資和居民消費(fèi)水平每增長(zhǎng)1%，則會(huì)引起廢水排放增長(zhǎng)0.178 6%、0.178 9%、0.099 1%、0.367 3%、0.142 6%；而第三產(chǎn)業(yè)比重、水處理利用水平每提高1%，則會(huì)對(duì)廢水排放起到0.074 1%、0.103 6%的減排效果。各正向驅(qū)動(dòng)因素對(duì)水環(huán)境壓力影響程度依次為外商直接投資>富裕度>人口規(guī)模>居民消費(fèi)水平>城市化水平；負(fù)向驅(qū)動(dòng)因素影響程度為水處理利用水平>產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)?？梢钥闯?，外商直接投資對(duì)水環(huán)境壓力影響最大，城市化水平對(duì)水環(huán)境壓力影響最小，第三產(chǎn)業(yè)比重和水處理利用水平對(duì)廢水排放總量增長(zhǎng)具有負(fù)效應(yīng)，表明提高第三產(chǎn)業(yè)比重和水處理利用水平對(duì)減少?gòu)U水排放具有積極的作用。

(三)環(huán)境壓力影響因素的貢獻(xiàn)率分析

為探究水環(huán)境壓力影響因素的變化對(duì)廢水排放總量變動(dòng)的效果，本文對(duì)不同影響因素對(duì)廢水排放量變動(dòng)的貢獻(xiàn)率再次進(jìn)行了測(cè)算。由式(7)可知，人口規(guī)模(α=0.178 6)、人均GDP(β=0.178 9)、城市化水平(δ=0.099 1)、外商直接投資(θ=0.367 3)以及居民消費(fèi)水平(λ=0.142 6)對(duì)廢水排放的影響為正，因此將P、A、URB、FDI、COS的系數(shù)作歸一化處理，處理后的系數(shù)分別記為m1、m2、m3、m4、m5，各影響因素變動(dòng)對(duì)廢水排放量變動(dòng)的貢獻(xiàn)率為Ci。計(jì)算公式如下：

(8)

式(8)中，Gi為各影響因素的增長(zhǎng)率，WI為廢水排放總量的增長(zhǎng)率。廢水排放總量及其影響因素的增長(zhǎng)率見(jiàn)圖2，其中正向驅(qū)動(dòng)因素對(duì)廢水排放總量變化的貢獻(xiàn)率計(jì)算結(jié)果見(jiàn)表4。

圖2 廢水排放及其影響因素的增長(zhǎng)率變化趨勢(shì)

圖2顯示，該時(shí)間段水處理利用水平的每年增長(zhǎng)率是負(fù)數(shù)，其它如人口規(guī)模、人均GDP、城市化等因素的每年增長(zhǎng)率為正，外商直接投資額、第三產(chǎn)業(yè)比重及廢水排放總量增長(zhǎng)率除個(gè)別年份為負(fù)外，其余全部為正。其中，2001-2007年外商直接投資額增長(zhǎng)較快，這是由于我國(guó)2001年加入世貿(mào)組織后大量外資涌入的緣故；同時(shí)由于金融危機(jī)導(dǎo)致的跨國(guó)公司投資能力和意愿減弱，外商直接投資額在2008年出現(xiàn)了負(fù)增長(zhǎng)。從增長(zhǎng)率變化狀態(tài)來(lái)看，人口規(guī)模、城市化水平以及第三產(chǎn)業(yè)比重等增長(zhǎng)率的變化比較穩(wěn)定，外商直接投資額、水處理利用水平則出現(xiàn)了一定波動(dòng)。通過(guò)原數(shù)據(jù)計(jì)算可得2000-2017年浙江省廢水排放總量年均增長(zhǎng)率為4.39%；年末常住人口年均增長(zhǎng)率為1.06%；人均GDP年均增長(zhǎng)率為11.3%；城市化水平以年均1.77%的增長(zhǎng)率提高；居民消費(fèi)水平和外商直接投資的年均增長(zhǎng)率分別為11.11%和15.54%；第三產(chǎn)業(yè)比重年均增長(zhǎng)2.16%。同時(shí)，單位GDP的用水量由2000年的327.55噸/萬(wàn)元下降到2017年的35.6噸/萬(wàn)元；單位GDP廢水排放量由35.34噸/萬(wàn)元下降到8.77噸/萬(wàn)元，表明創(chuàng)造1萬(wàn)元GDP所需的用水量和排放的廢水量均有所減少，技術(shù)水平明顯提高。綜合來(lái)看，2000-2017年浙江省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人口規(guī)模、水處理利用水平、外商直接投資、城市化和居民消費(fèi)水平都有所提高。其中，人均GDP、居民消費(fèi)水平和外商投資額的增長(zhǎng)最為明顯；人口規(guī)模、第三產(chǎn)業(yè)比重和城市化水平增長(zhǎng)不太明顯；水處理技術(shù)和水利用技術(shù)有顯著進(jìn)步。

表4 各影響因素對(duì)廢水排放變化的貢獻(xiàn)率

與STIRPAT模型分析結(jié)果一致，表4表明人口規(guī)模、人均GDP、城市化速度、外商投資以及居民消費(fèi)水平對(duì)廢水排放都表現(xiàn)為正向作用。其中，外商直接投資對(duì)廢水排放總量變化影響最大，其平均貢獻(xiàn)率為101.39%；而人口規(guī)模變動(dòng)、城市化速度對(duì)廢水排放總量的平均貢獻(xiàn)率為1.7%和0.33%；此外，人均GDP變化和居民消費(fèi)水平的變化對(duì)廢水排放總量變動(dòng)也有較大影響，二者貢獻(xiàn)率分別為27.48%和8.88%。綜合來(lái)看，各因素對(duì)廢水排放的貢獻(xiàn)率依次為外商直接投資>人均GDP>居民消費(fèi)水平>人口規(guī)模>城市化水平。

2000-2017年，浙江省外商直接投資數(shù)額以每年15.54%的速度增長(zhǎng)，相比而言，第一產(chǎn)業(yè)投資占比僅為1%，第二產(chǎn)業(yè)占比幾乎達(dá)到了70%，而第二產(chǎn)業(yè)主要以制造業(yè)為主，該投資結(jié)構(gòu)直接導(dǎo)致了廢水排放總量的增加。人均GDP的增長(zhǎng)和消費(fèi)水平的提高對(duì)廢水排放總量的貢獻(xiàn)率較大，這是因?yàn)槲覈?guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展促進(jìn)了居民消費(fèi)，居民消費(fèi)水平的提高又間接增加了生產(chǎn)和生活廢水排放，從而加大了水環(huán)境壓力。人口規(guī)模和城市化速度對(duì)現(xiàn)階段廢水排放總量的增加都具有正向影響，由于歷年來(lái)浙江省人口增長(zhǎng)速度(1.06%)較小，城市化速度(1.76%)緩慢，人口規(guī)模變化和城市化進(jìn)程對(duì)廢水排放總量變化的貢獻(xiàn)也相對(duì)較小。在STIRPAT模型中，雖然人口規(guī)模系數(shù)(0.178 6)大于居民消費(fèi)水平系數(shù)(0.142 6)，但由于人口增長(zhǎng)率低于居民消費(fèi)增長(zhǎng)率，消費(fèi)增長(zhǎng)為環(huán)境帶來(lái)了更大的廢水壓力，最終導(dǎo)致人口規(guī)模貢獻(xiàn)率低于居民消費(fèi)水平。這也進(jìn)一步表明，人口數(shù)量對(duì)水環(huán)境壓力的影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于人類行為的影響。綜上所述，外商直接投資是水環(huán)境壓力的最大正向驅(qū)動(dòng)因素，城市化水平最?。蝗丝谝?guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、居民消費(fèi)水平皆對(duì)水環(huán)境壓力產(chǎn)生一定影響，其中人口規(guī)模的變動(dòng)對(duì)水環(huán)境壓力的貢獻(xiàn)較?。凰幚砝盟?、第三產(chǎn)業(yè)比重對(duì)水環(huán)境壓力有一定的減緩作用，該水平的提高依托于技術(shù)進(jìn)步，而技術(shù)進(jìn)步也依賴于以科技為主的第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，因此推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步成為提高水處理利用水平，減緩水環(huán)境壓力的重要途徑。

四、結(jié)論與建議

研究鑒于浙江省社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)水環(huán)境壓力的影響，對(duì)STIRPAT模型進(jìn)行擴(kuò)展，實(shí)證研究了社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)廢水排放的作用及其貢獻(xiàn)率。結(jié)論如下：(1)人口規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城市化水平、居民消費(fèi)水平和外商直接投資對(duì)水環(huán)境壓力有正向作用；第三產(chǎn)業(yè)比重、水處理利用水平對(duì)水環(huán)境壓力有負(fù)向緩解作用。(2)浙江省外商直接投資對(duì)廢水排放的影響最為顯著，且對(duì)廢水排放總量變化的貢獻(xiàn)率最大；城市化水平對(duì)廢水排放總量影響程度最小，且城市化速度對(duì)廢水排放總量變化的貢獻(xiàn)率最小。(3)人口規(guī)模增大、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、居民消費(fèi)水平的提高都直接或間接增加了廢水的排放，但人口增長(zhǎng)對(duì)廢水排放增長(zhǎng)的作用相對(duì)較弱；第三產(chǎn)業(yè)的增加減少了廢水的排放，水處理利用水平的提高在很大程度上從源頭減少了廢水的排放。

現(xiàn)階段浙江省的水環(huán)境治理，除加大治水工程投入外，也需要從社會(huì)經(jīng)濟(jì)方面對(duì)水環(huán)境壓力來(lái)源進(jìn)行管控。在外商投資方面需要對(duì)其投資結(jié)構(gòu)加以引導(dǎo)，通過(guò)政策優(yōu)惠吸引投資轉(zhuǎn)向金融、電商、物流等以服務(wù)為主的第三產(chǎn)業(yè)，同時(shí)加強(qiáng)外資企業(yè)的環(huán)境監(jiān)管。在人口調(diào)控上，需要通過(guò)區(qū)域扶持和人才引進(jìn)策略對(duì)人口流向進(jìn)行引導(dǎo)，使其達(dá)到各地區(qū)人口數(shù)與環(huán)境承載力的相對(duì)協(xié)調(diào)，同時(shí)提倡綠色生活方式和消費(fèi)習(xí)慣，減少生活污水和因消費(fèi)間接帶來(lái)的廢水排放。在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)上，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)調(diào)整和外部結(jié)構(gòu)優(yōu)化并進(jìn)，減少第二產(chǎn)業(yè)內(nèi)部高污染企業(yè)的比例，提高水資源高消耗低產(chǎn)出企業(yè)的準(zhǔn)入門檻并鼓勵(lì)低污染企業(yè)入駐，推動(dòng)商業(yè)、服務(wù)業(yè)和科技產(chǎn)業(yè)為主的第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。在提高技術(shù)水平方面，一方面需要制定激勵(lì)政策，提供生產(chǎn)用水補(bǔ)貼以提高用水效率，培育社會(huì)公共意識(shí)，培養(yǎng)綠色消費(fèi)習(xí)慣。另一方面需要推進(jìn)用水產(chǎn)品和水處理工具的研發(fā)與創(chuàng)新，尤其是加快生活污水處理技術(shù)的改良與普及，大力發(fā)展智慧水務(wù)，最大程度地提高水資源利用率和廢水處理效率。

最后，文中仍需要指出的是，由于數(shù)據(jù)來(lái)源限制并不能對(duì)所有社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素進(jìn)行全面剖析，僅選取了影響浙江省水環(huán)境壓力的主要社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素；同時(shí)研究從省域視角探討了各因素對(duì)水環(huán)境壓力的影響，對(duì)于我國(guó)中觀層面的市級(jí)區(qū)域水環(huán)境壓力及其影響是否存在時(shí)空差異等問(wèn)題本文尚未涉及，這也將是后續(xù)研究的重點(diǎn)。