宋曉娜，張 峰，薛惠鋒

（1.中國航天系統(tǒng)科學(xué)與工程研究院，北京100048；2.山東理工大學(xué)管理學(xué)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(xiàn)社會主義現(xiàn)代化邁進(jìn)的關(guān)鍵時期，也是高質(zhì)量推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)和經(jīng)濟(jì)換擋提質(zhì)的攻堅期。自然資源部最新印發(fā)的《自然資源“十四五”規(guī)劃編制工作方案》中，明確指出要聚焦事關(guān)水資源治理的關(guān)鍵性重大問題和薄弱環(huán)節(jié)，包括以加快工業(yè)節(jié)水減排為目標(biāo)導(dǎo)向的節(jié)水型社會建設(shè)等要求。作為國內(nèi)僅次于農(nóng)業(yè)用水的“第二大用水戶”，工業(yè)水資源利用的形勢任務(wù)并不容樂觀，萬元工業(yè)增加值用水量目前是世界發(fā)達(dá)國家的3～4倍，最嚴(yán)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(jìn)一步提高工業(yè)節(jié)水減排力度，促進(jìn)工業(yè)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(yè)節(jié)水減排技術(shù)水平提出了更高要求，因此，客觀辨析環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)水資源利用之間的動態(tài)關(guān)系則尤為必要。

1 文獻(xiàn)回顧

綜觀針對工業(yè)水資源利用的相關(guān)研究，其聚焦點(diǎn)與社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的階段特征具有緊密關(guān)聯(lián)性，而且隨著治水理念的轉(zhuǎn)變而趨于多維化。主要體現(xiàn)在：其一，工業(yè)水資源利用效率內(nèi)涵的變遷。以“效率”衡量工業(yè)水資源利用水平是現(xiàn)階段常用的評價手段，但從不同部門對水資源供需狀態(tài)進(jìn)行評估時，工業(yè)水資源利用效率被賦予了差異化的內(nèi)涵［1］。其中，從供給部門來看，工業(yè)水資源利用效率主要是指涉水產(chǎn)品從生產(chǎn)到終端消費(fèi)過程中水資源的供給效率［2］，而從需求及消費(fèi)部門來看，其涵蓋了利用水資源進(jìn)行相關(guān)社會經(jīng)濟(jì)活動中的水資源使用效率，這也是目前學(xué)術(shù)界常用于評估區(qū)域或地區(qū)水資源效率時常見的方式［3，4］。但受水資源約束及社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的影響，不同時期對工業(yè)水資源利用效率的解釋或者要求會產(chǎn)生一定變化，如從早期側(cè)重于水資源水量投入對工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的支持效果，逐漸演化至非期望產(chǎn)出約束下包括水量水質(zhì)因素在內(nèi)的水資源消耗對工業(yè)發(fā)展綜合作用效果檢驗［5］。其二，工業(yè)水資源利用效率測度方式的轉(zhuǎn)變。針對不同階段或情景下工業(yè)水資源利用效率的內(nèi)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(biāo)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(chǎn)出比實現(xiàn)對其消耗水平的反映；第二種方式是源于“全要素生產(chǎn)率”的概念，按照單位總投入與總產(chǎn)出的關(guān)系衡量水資源使用水平，在測算中引入勞動、資本、經(jīng)濟(jì)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(jīng)濟(jì)屬性等，構(gòu)建綜合評估體系的模式對其效率狀態(tài)進(jìn)行識別分析［8，9］。其三，工業(yè)水資源利用效率驅(qū)動機(jī)制的解釋。究竟是哪些要素對工業(yè)水資源利用效率產(chǎn)生了顯著激勵效應(yīng)？對于該問題的解釋，由于不同學(xué)者所考慮的側(cè)重點(diǎn)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(yè)經(jīng)濟(jì)增長、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等，不同的影響要素在基于不同的樣本規(guī)模及地區(qū)檢驗時取得的結(jié)果存在一定差異性［10，11］。

綜上，工業(yè)水資源利用效率的變遷及其驅(qū)動演化研究已成為現(xiàn)階段水利改革發(fā)展及工業(yè)轉(zhuǎn)型升級中的熱點(diǎn)問題，學(xué)者們根據(jù)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(yè)綠色發(fā)展規(guī)劃》及《國家節(jié)水行動方案》的具體要求，推動工業(yè)高質(zhì)量轉(zhuǎn)型升級過程中要全面貫徹節(jié)水優(yōu)先與系統(tǒng)治理的新理念，這就要求工業(yè)水資源利用不僅要注重水量的節(jié)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(yè)增長的經(jīng)濟(jì)內(nèi)涵，也要彰顯其生態(tài)環(huán)境內(nèi)涵。由此可見，該目標(biāo)的實現(xiàn)既需要管制政策的倒逼，也需要企業(yè)自主提高工業(yè)節(jié)水減排技術(shù)的創(chuàng)新水平，那應(yīng)如何更為客觀地評估工業(yè)水資源利用水平？以及既有環(huán)境規(guī)制方式及技術(shù)創(chuàng)新程度是否能夠有效促進(jìn)工業(yè)水資源利用水平的提升？而遺憾的是，現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)中鮮有對此類問題做出全面而系統(tǒng)的回答。據(jù)此，本文嘗試從綠色全要素水資源效率的角度闡釋工業(yè)水資源利用水平，并引入脫鉤理論及計量模型檢驗環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與其之間的內(nèi)在作用機(jī)理，為后期開拓治水思路及工業(yè)升級路徑提供理論支持。

2 模型構(gòu)建

2.1 脫鉤彈性分析模型

脫鉤理論是國際經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織提出用于揭示單位GDP 環(huán)境壓力與環(huán)境污染之間內(nèi)在關(guān)聯(lián)關(guān)系的經(jīng)典評估工具，其包括了相對脫鉤和絕對脫鉤兩種現(xiàn)象［12］。將其引入到工業(yè)綠色全要素水資源效率與環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新之間關(guān)系的分析時，則可將其相對脫鉤狀態(tài)描述為環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新的變化程度要強(qiáng)于工業(yè)綠色全要素水資源效率，絕對脫鉤狀態(tài)則可刻畫環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新呈現(xiàn)持續(xù)提升但工業(yè)綠色全要素水資源效率保持零增長或負(fù)增長的趨勢。據(jù)此，利用“脫鉤指數(shù)”模型對其進(jìn)行測算［13］：

式中：?n+1表示n+ 1 期脫鉤指數(shù)大??；indwatern表示工業(yè)綠色全要素水資源效率水平；profactorn表示環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新強(qiáng)度。

參考Tapio 等［14］和馬海良等［15］研究，脫鉤指數(shù)閾值臨界設(shè)定為0.8 和1.2，由此形成工業(yè)綠色全要素水資源效率與環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新之間脫鉤狀態(tài)判斷依據(jù)見圖1所示。需要解釋的是，產(chǎn)業(yè)發(fā)展對調(diào)控政策和技術(shù)創(chuàng)新投入的消化產(chǎn)出具有一定的滯后性，但杜威劍［16］和趙莉等［17］實證研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制和技術(shù)創(chuàng)新的滯后效應(yīng)雖然存在，但其滯后期與當(dāng)期的檢驗系數(shù)并未發(fā)生實質(zhì)性改變。因此，本文的脫鉤指數(shù)計算均采用利用2002-2019年工業(yè)綠色全要素水資源效率、環(huán)境規(guī)制和技術(shù)創(chuàng)新強(qiáng)度評估值進(jìn)行檢驗。

圖1 脫鉤指數(shù)閾值Fig.1 Decoupling index thresholds

脫鉤彈性測算過程中難免會受到樣本數(shù)據(jù)所含高頻噪聲的擾動影響，為更為客觀地評估工業(yè)綠色全要素水資源效率與環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新之間的脫鉤變遷規(guī)律，本文引入低通濾波技術(shù)對其進(jìn)行濾波處理。主要過程有：利用傅里葉函數(shù)F(α，β)對脫鉤指數(shù)圖像μ(x，y)變換，采用低通濾波器L(α，β)對其轉(zhuǎn)化處理為S(α，β)，通過對S(α，β)進(jìn)行傅里葉逆變換取得濾波后結(jié)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(guān)系檢驗?zāi)Ｐ?/h3>

檢驗環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)綠色全要素水資源效率之間是否具備長期均衡關(guān)系，可建立其VAR 模型進(jìn)行實證分析，表達(dá)式為：

式中：X t表示時序向量；Aj表示系數(shù)矩陣；p表示滯后項；εt表示白噪聲；c為常數(shù)項。在利用該模型進(jìn)行檢驗時，本文選取ADF法對變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，并據(jù)其對工業(yè)綠色全要素水資源效率及與環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)行均衡關(guān)系分析。同時，利用脈沖函數(shù)檢驗上述不同變量之間的動態(tài)響應(yīng)關(guān)系，表達(dá)式如下：

式中：n表示響應(yīng)期數(shù)；δk表示對變量的第k項沖擊；t- 1表示沖擊響應(yīng)信息獲取。通過脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗可分析δk沖擊所引發(fā)的變量響應(yīng)水平差異。

采用均方誤差函數(shù)（MSE）對變量信息進(jìn)行成因解釋，設(shè)定其由m個成分構(gòu)成，則第s步預(yù)測誤差表述為：

基于上述公式可對MSE進(jìn)行沖擊貢獻(xiàn)率分解，并按照不同變量的貢獻(xiàn)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(shù)據(jù)說明

（1）工業(yè)綠色全要素水資源效率。該指標(biāo)是建立在綠色發(fā)展“效率、和諧、持續(xù)”目標(biāo)下，綜合考慮生態(tài)環(huán)境容量和資源承載力約束與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間的內(nèi)在關(guān)系，將包含水資源要素在內(nèi)的生產(chǎn)投入與多目標(biāo)產(chǎn)出進(jìn)行投入產(chǎn)出比率測算，是對建立在污染排放非期望產(chǎn)出下工業(yè)水資源利用水平變化狀態(tài)的反映。據(jù)此，本文以引入松弛因子的方向性距離函數(shù)對其進(jìn)行測度，具體公式如下：

上述模型主要是針對無效產(chǎn)出的計算，而實際效率值的評估則需要對其進(jìn)一步轉(zhuǎn)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(dāng)年初從業(yè)人員數(shù)均值衡量，資本投入依據(jù)永存盤存法測算的資本存量表示［18］，水資源投入選用工業(yè)用水量衡量。

按照“綠色發(fā)展”的內(nèi)涵，產(chǎn)出效益指標(biāo)中要既要體現(xiàn)水資源對工業(yè)增長的支撐性作用，也要反映工業(yè)用水對生態(tài)環(huán)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(chǎn)出中，涵蓋工業(yè)經(jīng)濟(jì)和水資源承載狀態(tài)指標(biāo)，分別利用工業(yè)增加值（通過工業(yè)出廠價格指數(shù)折算到2002 的價格水平）和萬元工業(yè)GDP用水量表示；在g=(g1，…，gL)描述L類非期望產(chǎn)出時，選取工業(yè)灰水足跡衡量［19～20］。和指投入產(chǎn)出、方向和松弛向量；m表示松弛數(shù)量。

（2）環(huán)境規(guī)制。該指標(biāo)主要是考察工業(yè)增長過程中對生態(tài)環(huán)境保護(hù)而采取規(guī)制措施有效性的評估。考慮指標(biāo)數(shù)據(jù)的可得性，本文參照傅京燕等［22］的思路計算其規(guī)制指數(shù)：

式中：YSij指工業(yè)污染排放指標(biāo)，分別為其標(biāo)準(zhǔn)化值和均值；，表示污染排放指標(biāo)權(quán)重。按照統(tǒng)計年鑒中的考察方式，工業(yè)污染排放指標(biāo)主要涵蓋：工業(yè)廢水排放達(dá)標(biāo)率，固廢綜合利用率，二氧化硫、粉塵和煙塵去除率。

（3）技術(shù)創(chuàng)新。常用的技術(shù)創(chuàng)新表征方式有專利授權(quán)數(shù)、R&D 投入、全要素生產(chǎn)率等，鑒于統(tǒng)計年鑒中對工業(yè)R&D 投入統(tǒng)計口徑存在變化，而僅從專利授權(quán)規(guī)模上難以客觀揭示專利所含技術(shù)創(chuàng)新水平的程度，本文以創(chuàng)新活動生產(chǎn)率作為表征指標(biāo)：根據(jù)生產(chǎn)函數(shù)，定義其表達(dá)式為tfpit=其中，yit指年產(chǎn)出，按照2002年不變價格進(jìn)行實際GDP折算；lit表示工業(yè)勞動從業(yè)者數(shù)量；kit是利用永續(xù)盤存法計算的固定資本存量；α、β為待估參數(shù)。

上述指標(biāo)計算過程中所用數(shù)據(jù)主要源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》、《水資源公報》、《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計年鑒》，局部缺失數(shù)據(jù)采用插值法等補(bǔ)充。

3.2 脫鉤彈性檢驗

根據(jù)脫鉤指數(shù)計算公式和分類方法，可測算2002-2019年環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)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(shù)變遷趨勢，可以看出在剔除數(shù)據(jù)所含高頻噪聲的擾動影響后，兩類脫鉤指數(shù)都出現(xiàn)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(shù)的走勢，環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色全要素水資源效率之間先后呈現(xiàn)出由強(qiáng)負(fù)脫鉤到衰退性脫鉤等再到最后強(qiáng)脫鉤狀態(tài)的演化，而技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)綠色全要素水資源效率之間從強(qiáng)負(fù)脫鉤到強(qiáng)脫鉤等再到最后弱脫鉤，樣本期內(nèi)兩類指標(biāo)雖然均是始于強(qiáng)負(fù)脫鉤，但其后表現(xiàn)出的脫鉤彈性趨勢存在一定差異性，而且環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)綠色全要素水資源效率之間的脫鉤彈性指數(shù)都沒有表現(xiàn)出經(jīng)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(yè)綠色全要素水資源效率的脫鉤彈性變遷不同于傳統(tǒng)意義上的經(jīng)濟(jì)增長與資源約束關(guān)系。

圖2 脫鉤彈性指數(shù)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(shù)濾波值的測度結(jié)果，環(huán)境規(guī)制與工業(yè)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(jīng)歷了從強(qiáng)負(fù)脫鉤到強(qiáng)脫鉤的轉(zhuǎn)變，處于一階段倒“U”型波動變化期，該期間工業(yè)綠色全要素水資源效率由0.509 提高到0.530，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度變化率雖然在局部年份下有所提高，但其整體強(qiáng)度處于偏低狀態(tài)，事實上樣本初期兩者表現(xiàn)為強(qiáng)負(fù)脫鉤并不意味著工業(yè)綠色全要素水資源效率的變化脫離了環(huán)境規(guī)制的影響，主要原因在于在相對偏弱的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度下，粗放式的工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長模式在加劇水資源消耗的同時，也為工業(yè)綠色全要素水資源效率期望產(chǎn)出中經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)度的提升發(fā)揮了重要作用，在期望與非期望產(chǎn)出不均等的情況下產(chǎn)生了一種“偽脫鉤”現(xiàn)象。其后，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度有逐漸提高而工業(yè)綠色全要素水資源效率趨于穩(wěn)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(shù)雖然與一階段呈現(xiàn)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(qiáng)負(fù)脫鉤過渡，其脫鉤彈性峰值出現(xiàn)在2010年，引發(fā)上述脫鉤變化的主要原因在于工業(yè)增長所面臨的生態(tài)環(huán)境與資源約束力度不斷加強(qiáng)，而且受市場金融環(huán)境危機(jī)后期影響而導(dǎo)致工業(yè)發(fā)展出現(xiàn)階段性疲軟，表現(xiàn)在工業(yè)綠色全要素水資源效率的變遷上則是其生產(chǎn)要素投入規(guī)模的下降和期望產(chǎn)出的減少。第三階段是2014-2019年脫鉤彈性指數(shù)的震動調(diào)整期，該期間兩者的脫鉤彈性濾波曲線出現(xiàn)了較為明顯的下滑，而且到2019年時再次回到強(qiáng)負(fù)脫鉤狀態(tài)，但與一階段的“偽脫鉤”現(xiàn)象不同的是，該期間環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和工業(yè)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(fā)其效率值提升的誘因也由要素規(guī)模投入驅(qū)動轉(zhuǎn)向期望產(chǎn)出提質(zhì)增速。

與環(huán)境規(guī)制相比，技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)綠色全要素水資源效率之間的脫鉤彈性指數(shù)變化也具有雙倒“U”型的波動規(guī)律，但顯然不同的是其倒“U”型波動出現(xiàn)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(shù)在零值上下浮動，并表現(xiàn)出相對平緩的變化特征，其中可以看出，樣本初期技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)綠色全要素水資源效率之間同樣是呈現(xiàn)為強(qiáng)負(fù)脫鉤的狀態(tài)，這種特點(diǎn)與環(huán)境規(guī)制相類似，同樣是屬于“偽脫鉤”現(xiàn)象，即在生產(chǎn)要素規(guī)模投入驅(qū)動模式下工業(yè)綠色全要素水資源效率的提升更多的是體現(xiàn)在工業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長，而非是對其他類別期望產(chǎn)出的促進(jìn)和非期望產(chǎn)出的控制，這種情況下技術(shù)創(chuàng)新所發(fā)揮的正向激勵效應(yīng)相對偏弱。其后，樣本期內(nèi)的首個倒“U”波動出現(xiàn)于2009-2012年，從時間節(jié)點(diǎn)上來看，其正是環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色全要素水資源效率之間出現(xiàn)第二個倒“U”波動的階段，該期間技術(shù)創(chuàng)新的脫鉤彈性表現(xiàn)為由強(qiáng)脫鉤向衰退性耦合、衰退性脫鉤并再回到強(qiáng)脫鉤的變化規(guī)律，而結(jié)合兩者變化率的變遷趨勢，可以看出后者對技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)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(jìn)一步印證。2015-2016年之后，其脫鉤彈性指數(shù)曲線逐漸上升，到2019年時兩者出現(xiàn)了擴(kuò)張性耦合的脫鉤狀態(tài)。

根據(jù)環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)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(shè)：

假設(shè)H1：環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色全要素水資源效率之間不存在顯著的正向相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)H2：提高技術(shù)創(chuàng)新有利于促進(jìn)工業(yè)綠色全要素水資源效率的提升，兩者具有顯著正相關(guān)性。

上述假設(shè)提供了理論研究的方向，但是究竟關(guān)系假設(shè)是否成立，以及工業(yè)綠色全要素水資源效率對環(huán)境規(guī)制和技術(shù)創(chuàng)新的動態(tài)沖擊能夠產(chǎn)生怎樣的響應(yīng)，還尚需做出進(jìn)一步檢驗。

3.3 均衡演化關(guān)系檢驗

3.3.1 均衡檢驗

利用VAR模型對研究假設(shè)進(jìn)行檢驗時，先對變量進(jìn)行取對數(shù)處理以消除異方差的影響，同時鑒于環(huán)境規(guī)制的引導(dǎo)與倒逼效應(yīng)和技術(shù)創(chuàng)新的正向激勵效應(yīng)均對工業(yè)水資源循環(huán)利用率（lnwrr）產(chǎn)生重要作用，本文將該指標(biāo)納入到計量模型構(gòu)建中，建立由lnIndust與lneri、lntfp、lnwrr構(gòu)成的非限制性VAR 模型，并將其研究尺度以2002-2019年為數(shù)據(jù)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(zhǔn)則，設(shè)定最優(yōu)滯后階數(shù)是2，而模型穩(wěn)定性檢驗中變量的根模倒數(shù)均小于1，滿足均衡性分析的要求。上述各變量的平穩(wěn)性采用ADF 單位根檢驗實現(xiàn)，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(wěn)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(shè)，表明各變量的一階差分項都為平穩(wěn)性，符合協(xié)整計量檢驗的要求。鑒于此，進(jìn)一步采用EG 檢驗法分析工業(yè)綠色全要素水資源效率與各解釋變量之間的協(xié)整關(guān)系，過程如下：

（1）首先對模型所含變量進(jìn)行OLS 估計，并考慮技術(shù)創(chuàng)新與環(huán)境規(guī)制之間的表征關(guān)系，測得：

（2）在上述靜態(tài)估計基礎(chǔ)上，按照對lnIndust單整階數(shù)檢驗的步驟分析殘差項μit的平穩(wěn)性，見表3。

表3 殘差項檢驗Tab.3 Residual test

根據(jù)檢驗結(jié)果，誤差項μ1t的平穩(wěn)性特征表明工業(yè)綠色要素水資源效率與環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新之間存在長期協(xié)整關(guān)系，這種協(xié)整關(guān)系的存在性與前文對其脫鉤彈性狀態(tài)的變遷趨勢檢驗相結(jié)合，則可進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色全要素水資源效率由強(qiáng)負(fù)脫鉤開始沿著圖1 中脫鉤象限逆時針轉(zhuǎn)變，其后再由第三象限沿著順時針方向回落并最終回到強(qiáng)負(fù)脫鉤狀態(tài)，該趨勢說明兩者雖然存在協(xié)整關(guān)系，但是在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度由平穩(wěn)到提升，再到趨緊的情況下，工業(yè)綠色全要素水資源效率對其適應(yīng)度尚處于動態(tài)調(diào)整當(dāng)中。而技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)綠色全要素水資源效率的脫鉤彈性也是始于強(qiáng)負(fù)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(shù)要顯著高于環(huán)境規(guī)制，這說明在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度持續(xù)提升的背景下，工業(yè)綠色全要素水資源效率對技術(shù)創(chuàng)新的敏感度要更為顯著。然而對比觀察環(huán)境規(guī)制和技術(shù)創(chuàng)新的估計系數(shù)，能夠發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色全要素水資源效率的影響整體上表現(xiàn)為正向效應(yīng)，雖然提高環(huán)境規(guī)制有可能會增加工業(yè)節(jié)水減排的投資成本，但從實際效果中可以發(fā)現(xiàn)由此引發(fā)的激勵效應(yīng)也是不容忽視的，因此“波特假說”理論在工業(yè)綠色全要素水資源效率中依然存在，假設(shè)H1與H2均被否決。與此同時，技術(shù)創(chuàng)新的估計系數(shù)揭示了提高其對工業(yè)綠色全要素水資源效率的正向促進(jìn)效應(yīng)不僅要依賴于持續(xù)性的研發(fā)投入，也要注重與之相關(guān)的多要素協(xié)調(diào)作用，例如工業(yè)節(jié)水減排重大研發(fā)技術(shù)向?qū)嶋H生產(chǎn)力的轉(zhuǎn)化成效等，尤其是在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度提高下工業(yè)企業(yè)選擇通過技術(shù)創(chuàng)新規(guī)避規(guī)制風(fēng)險的途徑是其必然選擇。另外誤差項μ2t的非平穩(wěn)性則是印證了環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新之間不具有協(xié)整關(guān)系，這也就解釋了兩者對工業(yè)綠色全要素水資源效率脫鉤關(guān)系上的非同步性，以及工業(yè)企業(yè)在應(yīng)對環(huán)境規(guī)制時對技術(shù)創(chuàng)新有偏選擇性不足的現(xiàn)實問題。

環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)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(chǔ)上，引入誤差修正項εit-1構(gòu)建如下均衡誤差模型，并進(jìn)行二次檢驗，測得：

上述均衡誤差修正模型的彈性系數(shù)進(jìn)一步佐證了環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)綠色全要素水資源效率之間的影響關(guān)系，即Δlneri每提高1%，將可能導(dǎo)致ΔlnIndust出現(xiàn)0.114 2%的漲幅。Δlntfp和Δlnwrr檢驗系數(shù)分別是-0.037 5與-0.008 2，說明釋放工業(yè)綠色全要素水資源效率的提升潛力，關(guān)鍵是要繼續(xù)加強(qiáng)對工業(yè)節(jié)水減排工藝、設(shè)備及相關(guān)技術(shù)的支持水平，尤其是在其共性與重大技術(shù)轉(zhuǎn)化上需做出重點(diǎn)投入。但是事實上，工業(yè)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(diǎn)在誤差修正項εit-1的檢驗系數(shù)-0.410 3可以看出，說明系統(tǒng)內(nèi)部存在一定的誤差修正機(jī)制。

3.3.2 脈沖響應(yīng)關(guān)系

在協(xié)整關(guān)系檢驗基礎(chǔ)上，引入廣義脈沖進(jìn)一步分析工業(yè)綠色全要素水資源效率與環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新之間的沖擊響應(yīng)趨勢，見圖3、圖4。

（1）環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色全要素水資源效率動態(tài)響應(yīng)。按照圖3 的檢驗，可以發(fā)現(xiàn)工業(yè)綠色全要素水資源效率對環(huán)境規(guī)制沖擊響應(yīng)存在相對顯著的正向短期效應(yīng)，即測度期內(nèi)lnIndust的當(dāng)期響應(yīng)值是0，其后于第2 期時達(dá)到峰值（0.007 396），其后出現(xiàn)不同程度下降趨勢，并在第5期時跌破零值，該期間其響應(yīng)曲線為倒“U”型波動，而后在零值線浮動，整個累計響應(yīng)期內(nèi)工業(yè)綠色全要素水資源效率的響應(yīng)值為0.012 283，說明隨著環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提升，工業(yè)綠色全要素水資源效率短期內(nèi)會出現(xiàn)較為顯著的提高趨勢，當(dāng)然這種上升趨勢并非一成不變，過高的環(huán)境規(guī)制也會對工業(yè)綠色全要素水資源效率產(chǎn)生抑制性作用，但是在系統(tǒng)內(nèi)部調(diào)控修正機(jī)制的影響下，促進(jìn)其綠色全要素水資源效率穩(wěn)定提升的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度需要做出適應(yīng)性調(diào)整。而從lneri對工業(yè)綠色全要素水資源效率的沖擊響應(yīng)狀況來看，其響應(yīng)整體上呈現(xiàn)出先降后升再降，并最終趨于相對平穩(wěn)的趨勢，其中響應(yīng)峰值和平緩增長期分別出現(xiàn)于第3期和第6期，且整個響應(yīng)期內(nèi)累計值為0.274 035，這說明相比于工業(yè)綠色全要素水資源效率的響應(yīng)效果，環(huán)境規(guī)制對其沖擊效應(yīng)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(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的控制表現(xiàn)為持續(xù)提升的趨勢，其中前期控制以提高強(qiáng)度為主，后期則是更加注重環(huán)境規(guī)制的適宜性，其強(qiáng)度控制則為輔。綜合兩者的脈沖響應(yīng)關(guān)系，可以看出通過提高環(huán)境規(guī)制促進(jìn)工業(yè)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(qiáng)度控制的適宜性，尤其是前期提高環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度倒逼工業(yè)節(jié)水減排時，要盡可能地縮短其對規(guī)制政策的消化時限，后期則需根據(jù)實際規(guī)制效果的差異性，將規(guī)制重點(diǎn)置于不同地區(qū)和產(chǎn)業(yè)類別的異質(zhì)性策略制定。

圖3 工業(yè)綠色全要素水資源效率與環(huán)境規(guī)制脈沖關(guān)系Fig.3 The relationship between industrial green total factor water resources efficiency and environmental regulation impulse

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

圖4 工業(yè)綠色全要素水資源效率與技術(shù)創(chuàng)新脈沖關(guān)系Fig.4 The relationship between industrial green total factor water resources efficiency and technological innovation

3.3.3 預(yù)測方差解釋

根據(jù)對lnIndust和lneri、lntfp的方差分解結(jié)果（見表4），能夠發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新對工業(yè)綠色全要素水資源效率的方差解釋貢獻(xiàn)度相對較強(qiáng)，其值分別達(dá)到54.99%和23.87%，該結(jié)果說明環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新是促進(jìn)工業(yè)綠色全要素水資源效率提升的關(guān)鍵驅(qū)動因素，其中環(huán)境規(guī)制自第3 期開始對工業(yè)綠色全要素水資源效率的沖擊波動貢獻(xiàn)明顯提高，印證了現(xiàn)階段仍需采取以提高環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度為主的調(diào)控措施，而其對綠色全要素水資源效率的倒逼效應(yīng)將在短期的政策消耗期后得以顯現(xiàn)，特別是近年來著力推進(jìn)的水平衡測試、用水統(tǒng)計監(jiān)測和節(jié)水減排標(biāo)準(zhǔn)體系建設(shè)等措施，目的就是要扎實推動工業(yè)節(jié)水標(biāo)準(zhǔn)、排污控制及提高水資源利用效率，促進(jìn)工業(yè)高質(zhì)量綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展。同時，按照本文檢驗的結(jié)果，同比于環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色全要素水資源效率的激勵效應(yīng)，技術(shù)創(chuàng)新對其全要素水資源效率的有效支撐度尚待改進(jìn)，因此，加快促進(jìn)節(jié)水減排技術(shù)推廣應(yīng)用與創(chuàng)新集成，提高傳統(tǒng)節(jié)水減排技術(shù)改造和強(qiáng)化企業(yè)用水管理等則成為后期工業(yè)節(jié)水行動計劃制定的關(guān)鍵。而lnIndust對lneri和lntfp的方差分解貢獻(xiàn)度較小，兩者均低于10%，這表明促進(jìn)工業(yè)綠色全要素水資源效率的提升具有較高的復(fù)雜性，需要多措并舉和綜合推進(jìn)，而環(huán)境規(guī)制和技術(shù)創(chuàng)新是其驅(qū)動要素中的重要組成部分，該現(xiàn)象與當(dāng)前國內(nèi)工業(yè)節(jié)水減排計劃及綠色發(fā)展規(guī)劃相契合。

表4 預(yù)測方差分解結(jié)果Tab.4 The results of forecast variance decomposition

4 結(jié)論與討論

本文引入脫鉤理論和低通濾波技術(shù)檢驗環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)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(guān)系進(jìn)行測度，剖析其脈沖響應(yīng)機(jī)制，取得主要研究結(jié)論有。

（1）環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)綠色全要素水資源效率之間的脫鉤彈性指數(shù)變化與Kuznets 曲線倒“U”型特征不同，其中，環(huán)境規(guī)制脫鉤彈性出現(xiàn)包含兩次倒“U”型波動變化期和一次震動調(diào)整期在內(nèi)的“三階段”特征，而技術(shù)創(chuàng)新脫鉤彈性指數(shù)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(xiàn)象，其脫鉤變遷正向良性趨勢轉(zhuǎn)變。

（2）環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)綠色全要素水資源效率之間具有長期協(xié)整關(guān)系，但受工業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的偏向性選擇等因素影響，環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新之間尚未建立起穩(wěn)定的均衡機(jī)制。在促進(jìn)工業(yè)綠色全要素水資源效率提升的作用效果上，環(huán)境規(guī)制所引發(fā)的正向激勵效應(yīng)更為顯著，而技術(shù)創(chuàng)新的驅(qū)動效應(yīng)還不容樂觀，不過在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度持續(xù)提升的背景下，工業(yè)綠色全要素水資源效率提升對技術(shù)創(chuàng)新的依賴度將繼續(xù)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(tǒng)存在誤差修正機(jī)制的可能性。

（3）通過脈沖響應(yīng)檢驗，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對工業(yè)綠色全要素水資源效率的正向激勵效應(yīng)存在短期波動性，但長期視角下其正向激勵效應(yīng)能夠保持在相對穩(wěn)定的狀態(tài)，關(guān)鍵是要縮短對規(guī)制政策消化的時間長度，以及促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新跨過“規(guī)模投入陷阱”。對于上述結(jié)論，在預(yù)測方差檢驗中也得到了進(jìn)一步論證。

以上研究結(jié)論所蘊(yùn)含的啟示包括：①豐富現(xiàn)有工業(yè)用水統(tǒng)計與關(guān)鍵考核指標(biāo)。通過觀察現(xiàn)有工業(yè)用水統(tǒng)計和關(guān)鍵考核指標(biāo)的設(shè)定情況，可以發(fā)現(xiàn)多數(shù)用水指標(biāo)是基于水量、水質(zhì)的評估，如重復(fù)利用效率，其主要是對工業(yè)水資源利用過程中的水量循環(huán)利用狀態(tài)進(jìn)行考核，但是難以揭示工業(yè)用水的整體狀態(tài)水平，對此，可將工業(yè)綠色全要素水資源效率作為其綜合性考核指標(biāo)納入到水資源統(tǒng)計范疇，其不僅反映了其水資源投入與產(chǎn)出水平，而且將工業(yè)發(fā)展中的資本、勞動及其非期望產(chǎn)出等都作為關(guān)聯(lián)要素進(jìn)行統(tǒng)籌，具有較高的系統(tǒng)性。②提高環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度設(shè)計的“因產(chǎn)制宜”性。不同類別的工業(yè)對環(huán)境規(guī)制的敏感度不同，而發(fā)揮環(huán)境規(guī)制的正向激勵效應(yīng)關(guān)鍵是保障其強(qiáng)度設(shè)計的適應(yīng)性，因此可專門設(shè)立《面向工業(yè)節(jié)水的減排產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指導(dǎo)目錄》，為工業(yè)水資源利用及其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向提供重要的決策依據(jù)，明確“鼓勵類”、“限制類”、“禁止類”工業(yè)產(chǎn)業(yè)類別，并采取差異化的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。③推進(jìn)工業(yè)節(jié)水減排技術(shù)攻關(guān)與改造。明確現(xiàn)階段已經(jīng)取得相對成熟的節(jié)水減排工藝、技術(shù)和設(shè)備類別，并依托其進(jìn)行市場集中推廣與應(yīng)用，在此基礎(chǔ)上，聯(lián)動政府、企業(yè)及相關(guān)機(jī)構(gòu)對其中難度大、重要性高的攻關(guān)性技術(shù)需要進(jìn)行重點(diǎn)突破，并圍繞水梯級循環(huán)利用、水資源智慧管理等進(jìn)行全方位技術(shù)改造，提高技術(shù)創(chuàng)新對工業(yè)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(zhuǎn)變和工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級的需求，走“效率、和諧、持續(xù)”之路已成為工業(yè)節(jié)水減排工作的重要方向，需要在確立起以工業(yè)綠色全要素水資源效率為關(guān)鍵考核指標(biāo)的同時，因產(chǎn)制宜地引導(dǎo)與控制環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度及技術(shù)創(chuàng)新水平，促進(jìn)工業(yè)綠色高質(zhì)量發(fā)展?！?/p>