中國(guó)工業(yè)水資源利用效率的空間收斂效應(yīng)

張 峰，宋曉娜，薛惠鋒，王海寧

(1.山東理工大學(xué) 管理學(xué)院，山東 淄博 255012；2.中國(guó)航天系統(tǒng)科學(xué)與工程研究院，北京 100048；3.泰山學(xué)院 商學(xué)院，山東 泰安 271000)

隨著全球經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展與工業(yè)化水平的提升，對(duì)于資源的需求程度愈加突出，水資源作為一種基礎(chǔ)性的自然資源，在整個(gè)生態(tài)環(huán)境中發(fā)揮著重要的作用，是自然環(huán)境的關(guān)鍵組成要素之一，同時(shí)，水資源作為一種戰(zhàn)略性的經(jīng)濟(jì)資源，在整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展中也具有舉足輕重的支撐作用。尤其是在當(dāng)前工業(yè)發(fā)展處于轉(zhuǎn)型關(guān)鍵期的背景下，提高工業(yè)水資源利用效率已成為實(shí)現(xiàn)新型化發(fā)展的重要途徑，也是緩解全國(guó)水資源供需矛盾的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。然而，在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展與資源利用關(guān)聯(lián)度愈加緊密的情況下，一些區(qū)域水資源管理政策通常會(huì)對(duì)其他相關(guān)區(qū)域發(fā)展造成多方面影響。這就要求相關(guān)部門在制定工業(yè)發(fā)展及水資源開發(fā)利用政策措施時(shí)，按照“宏觀分析—區(qū)域把控—行業(yè)調(diào)整”的整體思路，提高對(duì)中國(guó)工業(yè)水資源利用效率進(jìn)行科學(xué)的宏觀分析、區(qū)域工業(yè)水資源配置的精準(zhǔn)判斷以及工業(yè)行業(yè)水資源利用的決策優(yōu)化水平。

一、文獻(xiàn)回顧

近年來(lái)，學(xué)者們對(duì)工業(yè)水資源利用與保護(hù)的研究不斷深入，以期能夠進(jìn)一步挖掘工業(yè)水資源可持續(xù)發(fā)展?jié)摿?。埃諾瑞等(Alnouri et al.，2015)認(rèn)為當(dāng)前工業(yè)用水普遍存在耗水量大、外排污染嚴(yán)重、水處理成本較高等系列問(wèn)題，這難以支撐工業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展的需求[1]。尤森等(Yousen et al.，2015)以工業(yè)系統(tǒng)中水資源利用與減排成本作為主要考察指標(biāo)，通過(guò)計(jì)算化學(xué)需氧量(COD)和氨氮(NH4-N)的可減少量，認(rèn)為中國(guó)工業(yè)系統(tǒng)中水資源利用與減排仍具有較大的提升空間，尤其是在各地區(qū)工業(yè)水資源利用效率差異化顯著的情況下，強(qiáng)化政策導(dǎo)向作用與水資源儲(chǔ)備戰(zhàn)略成為關(guān)鍵[2]。沃爾什等(Walsh et al.，2016)認(rèn)為提高工業(yè)水資源開發(fā)利用的管理水平是企業(yè)履行其社會(huì)責(zé)任重要過(guò)程，而在實(shí)際的企業(yè)運(yùn)營(yíng)過(guò)程中，水資源利用的成本控制易被忽略，需要進(jìn)一步完善水資源價(jià)值評(píng)估體系及其仿真系統(tǒng)，并將信息通信技術(shù)引入其整個(gè)過(guò)程當(dāng)中，以此緩解工業(yè)發(fā)展中的水資源不足、浪費(fèi)嚴(yán)重等問(wèn)題[3]。

國(guó)內(nèi)諸多學(xué)者在工業(yè)水資源利用效率、污染控制、影響機(jī)制等問(wèn)題上也展開了多方面的探討。如沈滿洪等(2015)通過(guò)評(píng)估中國(guó)28個(gè)省級(jí)區(qū)域工業(yè)水資源利用效率及污染排放狀況，發(fā)現(xiàn)在全國(guó)工業(yè)水資源利用效率總體上呈穩(wěn)步上升的態(tài)勢(shì)下，局部地區(qū)仍出現(xiàn)了工業(yè)全要素生產(chǎn)效率下降的現(xiàn)象[4]。買亞宗等(2014)分別建立了工業(yè)用水效率與環(huán)境效率測(cè)度模型，研究發(fā)現(xiàn)各區(qū)域經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出水平雖然較高，但同時(shí)對(duì)水環(huán)境產(chǎn)生的不良影響卻異常嚴(yán)峻，特別是西部地區(qū)工業(yè)用水污染問(wèn)題嚴(yán)重，而南方地區(qū)表現(xiàn)出較高的工業(yè)節(jié)水潛力[5]。陳東景(2008)認(rèn)為工業(yè)水資源消耗強(qiáng)度總體呈下降趨勢(shì)，這是其結(jié)構(gòu)份額與效率份額共同演化的結(jié)果，兩種份額變動(dòng)呈相反態(tài)勢(shì)，其中前者下降而后者為穩(wěn)步上升，電力熱力的生產(chǎn)供應(yīng)業(yè)的結(jié)構(gòu)份額最大[6]。孟戈等(2013)認(rèn)為建立工業(yè)用水效率控制的“紅線考核指標(biāo)體系”是加快推進(jìn)最嚴(yán)格水資源管理制度落實(shí)的關(guān)鍵內(nèi)容之一，該體系將節(jié)水管理、節(jié)水投入、節(jié)水技術(shù)等指標(biāo)納入考慮范疇[7]。此外，王樹鵬等(2011)、劉曉等(2014)分別針對(duì)云南省、北京市水資源管理及用水效率評(píng)價(jià)指標(biāo)體系進(jìn)行了探索性構(gòu)建，用于支持不同區(qū)域用水狀態(tài)的評(píng)價(jià)[8-9]。

綜上，提高工業(yè)水資源利用效率不僅是緩解當(dāng)前水資源危機(jī)的重要途徑，也是支撐工業(yè)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵，而限于國(guó)內(nèi)各省級(jí)區(qū)域工業(yè)化水平與水資源稟賦等因素的影響，不同時(shí)期省級(jí)區(qū)域之間的工業(yè)水資源利用效率必然存在一定的差異性。而時(shí)序視角下中國(guó)各省級(jí)區(qū)域工業(yè)水資源利用效率究竟變動(dòng)態(tài)勢(shì)如何？各省級(jí)區(qū)域之間的效率差異是在逐步縮小還是擴(kuò)大？在地理空間作用下各省級(jí)區(qū)域工業(yè)水資源利用效率又會(huì)受到怎樣的影響？解決上述問(wèn)題對(duì)于提高工業(yè)水資源利用相關(guān)政策制定與實(shí)施過(guò)程的科學(xué)水平，推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)均衡化發(fā)展至關(guān)重要。鑒于此，本文嘗試在測(cè)度工業(yè)水資源利用效率的基礎(chǔ)上，選取空間收斂模型辨識(shí)1997—2014年中國(guó)各省級(jí)區(qū)域工業(yè)水資源利用效率的收斂態(tài)勢(shì)，為動(dòng)態(tài)評(píng)估中國(guó)工業(yè)水資源利用水平提供理論參考。

二、模型構(gòu)建

(一)工業(yè)水資源利用效率σ收斂

工業(yè)水資源利用效率σ收斂側(cè)重于分析各個(gè)區(qū)域工業(yè)水資源利用效率發(fā)展水平的差距，指的是各區(qū)域工業(yè)水資源利用效率發(fā)展水平的差距隨時(shí)間而逐步縮小，最終工業(yè)水資源利用效率較低的區(qū)域追趕上工業(yè)水資源利用效率水平較高的地區(qū)。區(qū)域工業(yè)水資源利用效率的σ收斂一般用標(biāo)準(zhǔn)差指標(biāo)表示：

(1)

(二)工業(yè)水資源利用效率β收斂

工業(yè)水資源利用效率β收斂的含義是指工業(yè)水資源利用效率水平較低的區(qū)域其工業(yè)水資源利用效率水平增長(zhǎng)速率通常要高于工業(yè)水資源利用效率水平較高區(qū)域，即各區(qū)域的工業(yè)水資源利用效率增長(zhǎng)速度與工業(yè)水資源利用效率水平之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系[10]。β收斂可被進(jìn)一步劃分為絕對(duì)β收斂與條件β收斂。

1.工業(yè)水資源利用效率絕對(duì)β收斂

區(qū)域工業(yè)水資源利用效率絕對(duì)β收斂可以表示為：

(2)

(3)

2.工業(yè)水資源利用效率條件β收斂

區(qū)域工業(yè)水資源利用效率條件β收斂考慮了不同區(qū)域的經(jīng)濟(jì)水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)層次、環(huán)境政策等方面存在的差異，它意味著不同區(qū)域的工業(yè)水資源利用效率將收斂于各自的穩(wěn)定水平[11]。在區(qū)域工業(yè)水資源利用效率絕對(duì)β收斂模型的基礎(chǔ)上，通過(guò)引入相應(yīng)控制變量，可將其絕對(duì)β收斂轉(zhuǎn)化為條件β收斂。區(qū)域工業(yè)水資源利用效率條件β收斂模型可表述為：

(4)

(5)

三、變量選取與數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文利用張峰等(2017)的非強(qiáng)制性幅度調(diào)整RAM-SFA-RAM三階段組合效率測(cè)度模型，補(bǔ)充其研究中的中國(guó)30個(gè)省級(jí)區(qū)域(西藏、澳門、臺(tái)灣和香港除外)1997—2014年工業(yè)水資源利用效率[12]。而對(duì)于工業(yè)水資源利用效率條件β收斂測(cè)度模型中控制變量Xl，i，k的選取則主要基于影響其水資源利用效率環(huán)境要素視角。據(jù)此，本文在吸收現(xiàn)有研究經(jīng)驗(yàn)的基礎(chǔ)上[13-15]，分別將區(qū)域自然稟賦、經(jīng)濟(jì)水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、高技術(shù)導(dǎo)向水平、用水結(jié)構(gòu)和社會(huì)水平作為其環(huán)境影響要素，分別選用區(qū)域水資源總量X_twr(m3)、人均GDPX_ecl(萬(wàn)元)、第二產(chǎn)業(yè)比重X_sps、高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)與主營(yíng)業(yè)務(wù)收入比重X_crq、水資源消耗總量與水資源總量比重X_tsc、人均教育經(jīng)費(fèi)X_pel(千元)作為代表性指標(biāo)，各指標(biāo)描述性統(tǒng)計(jì)情況見表1。

本文樣本數(shù)據(jù)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(1998—2014年)、《水資源公報(bào)》(1997—2014年)、《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》(1998—2014年)、《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》(1998—2014年)和各地市統(tǒng)計(jì)年鑒等，少數(shù)地區(qū)的時(shí)序缺水?dāng)?shù)據(jù)采用鄰近年限中值或擬合值補(bǔ)充。

表1 自變量及其描述性統(tǒng)計(jì)

四、空間收斂效應(yīng)實(shí)證檢驗(yàn)

(一)工業(yè)水資源利用效率空間關(guān)聯(lián)檢驗(yàn)

為避免工業(yè)水資源利用效率出現(xiàn)“偽收斂”檢驗(yàn)，需對(duì)其效率空間分布狀態(tài)進(jìn)行檢驗(yàn)。全局莫蘭指數(shù)是可用于判斷要素的屬性分布是否有統(tǒng)計(jì)上顯著的聚集或分散現(xiàn)象的常用方法，按照孫等人(Sun et al.，2013)的做法，本文測(cè)度了工業(yè)水資源利用效率的全局莫蘭指數(shù)值[16]?？芍獦颖臼〖?jí)區(qū)域工業(yè)水資源利用效率具有顯著正向空間集聚，即表明各省級(jí)區(qū)域工業(yè)水資源利用效率于空間維度存在相對(duì)顯著的正向自相關(guān)特征，其狀態(tài)屬性為具有較高工業(yè)水資源利用效率的省級(jí)區(qū)域與具有相關(guān)較高效率的省級(jí)區(qū)域趨近，而相對(duì)較低效率的省級(jí)區(qū)域則趨近于較低效率的省級(jí)區(qū)域。同時(shí)，全局莫蘭指數(shù)在時(shí)序維度上雖然存在局部年份的短期波動(dòng)，但在整體上表現(xiàn)為持續(xù)上漲態(tài)勢(shì)，說(shuō)明各省市工業(yè)水資源利用效率集聚水平盡管存在強(qiáng)弱交替現(xiàn)象，但總體水平不斷增強(qiáng)。這印證了對(duì)于工業(yè)水資源利用效率的研究中地理空間因素所產(chǎn)生的影響不可被輕易忽略，尤其是選取空間計(jì)量模型對(duì)其空間效應(yīng)檢驗(yàn)時(shí)，需考慮工業(yè)水資源利用效率的空間收斂性。

(二)工業(yè)水資源利用效率σ收斂測(cè)度及結(jié)果分析

在構(gòu)建工業(yè)水資源利用效率空間收斂分析模型的基礎(chǔ)上，本文選取全國(guó)、東部、中部和西部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率作為測(cè)度對(duì)象，利用測(cè)度的工業(yè)水資源利用效率1997—2014年面板數(shù)值，按照工業(yè)水資源利用效率σ收斂測(cè)度模型對(duì)各區(qū)域工業(yè)水資源利用效率的標(biāo)準(zhǔn)差及其變動(dòng)趨勢(shì)進(jìn)行評(píng)估，見表2。

表2 區(qū)域工業(yè)水資源利用效率σ收斂測(cè)度結(jié)果

根據(jù)表2可知，工業(yè)水資源利用效率的σ收斂于宏觀層面呈現(xiàn)為“整體發(fā)散，局部收斂”的基本演變特征。而具體到全國(guó)來(lái)看，工業(yè)水資源利用效率指數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差于1997—2014年表現(xiàn)為逐步提高的發(fā)展態(tài)勢(shì)，即由1997年的效率指數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差0.437 1提高至2014年的1.940 1，尤其是在2002—2004年、2007—2008年和2010—2014年，其標(biāo)準(zhǔn)差值呈現(xiàn)出較大的變動(dòng)幅度。該結(jié)果說(shuō)明在測(cè)度樣本區(qū)間內(nèi)，中國(guó)區(qū)域間工業(yè)水資源利用效率的絕對(duì)差異表現(xiàn)為逐步擴(kuò)大的趨勢(shì)。所以，可認(rèn)為1997—2014年全國(guó)層面的區(qū)域工業(yè)水資源利用效率不具有σ收斂的變動(dòng)態(tài)勢(shì)。

東部、中部和西部地區(qū)的工業(yè)水資源利用效率指數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差在1997—2014年呈現(xiàn)出了差異化的變動(dòng)特點(diǎn)。其中，東部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率指數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差雖然與全國(guó)層面存在波動(dòng)幅度的差異性，但其在1997—2008年表現(xiàn)出與全國(guó)指數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差相似的變化趨勢(shì)，即趨于平緩的“N”型σ發(fā)散曲線，其發(fā)散趨勢(shì)于2009—2010年仍然持續(xù)，到2011—2013年標(biāo)準(zhǔn)差的差值趨于穩(wěn)定，即呈現(xiàn)出σ收斂，但其標(biāo)準(zhǔn)差于2014年又趨于相對(duì)較大幅度增加，可見東部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率絕對(duì)差異處于調(diào)整波動(dòng)狀態(tài)。中部地區(qū)除了在2004—2006年表現(xiàn)出一定的σ收斂趨勢(shì)外，剩余樣本區(qū)間內(nèi)工業(yè)水資源利用效率指數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差始終處于逐步提升的狀態(tài)下，到2014年，已由最初1997年的0.203 7提升至2014年的0.822 1，呈現(xiàn)出σ“發(fā)散—收斂—發(fā)散”的變動(dòng)趨勢(shì)。西部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率指數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差盡管相比全國(guó)、東部和中部地區(qū)整體變動(dòng)幅度相對(duì)較弱，但其在樣本時(shí)段內(nèi)長(zhǎng)期處于σ發(fā)散狀態(tài)，尤其是于2005—2008年其變動(dòng)也呈現(xiàn)出了“N”型σ發(fā)散曲線，且波動(dòng)幅度相對(duì)較大。

此外，同比東部、中部和西部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率指數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差，可以發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)其效率指數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差要明顯大于中部和西部地區(qū)，說(shuō)明東部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率區(qū)域差異性相對(duì)顯著。而中部地區(qū)次之，西部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率區(qū)域差異最弱，但從近3年的標(biāo)準(zhǔn)差變動(dòng)幅度來(lái)看，西部地區(qū)的效率指數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差具有追趕中部地區(qū)的態(tài)勢(shì)，如2012年中、西部地區(qū)其效率指數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差的差值為0.180 6，到2013年時(shí)縮減到0.176 5，而到2014年該差異進(jìn)一步削弱，差值降低為0.149 4，說(shuō)明相比中部地區(qū)，西部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率的區(qū)域差異性正在逐步提升。

(三)工業(yè)水資源利用效率絕對(duì)β收斂測(cè)度及結(jié)果分析

為進(jìn)一步辨析中國(guó)區(qū)域工業(yè)水資源利用效率增長(zhǎng)速率與其效率水平之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，本文利用工業(yè)水資源利用效率絕對(duì)β收斂模型分別檢驗(yàn)中國(guó)全國(guó)、東部、中部和西部層面的區(qū)域工業(yè)水資源利用效率指數(shù)的絕對(duì)β收斂性，結(jié)果見表3。從中可發(fā)現(xiàn)，全國(guó)、中部和西部地區(qū)的工業(yè)水資源利用效率指數(shù)絕對(duì)β收斂模型分別通過(guò)了1%、5%和1%顯著性水平下的LR檢驗(yàn)，據(jù)此可對(duì)其選擇固定效應(yīng)模型。而東部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率指數(shù)β收斂模型的LR與豪斯曼檢驗(yàn)均呈現(xiàn)出非顯著性，對(duì)此在考慮各效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臄M合優(yōu)度及杜賓檢驗(yàn)值的基礎(chǔ)上，選取混合效應(yīng)模型對(duì)其進(jìn)行估計(jì)。為避免截面數(shù)據(jù)異方差對(duì)測(cè)度結(jié)果的影響，此處選取period SUR方法對(duì)上述各模型進(jìn)行回歸測(cè)度[17]。按照測(cè)度結(jié)果，可認(rèn)為除了中部地區(qū)效應(yīng)模型是通過(guò)了5%顯著水平的F檢驗(yàn)外，其余全國(guó)、東部和西部地區(qū)的效應(yīng)模型均是以1%的顯著水平通過(guò)其檢驗(yàn)，而杜賓檢驗(yàn)值在[1.8，2.4]區(qū)間內(nèi)，該結(jié)果說(shuō)明上述效應(yīng)模型的選取滿足測(cè)度要求，可對(duì)區(qū)域期初工業(yè)水資源利用效率與其增長(zhǎng)速率之間的關(guān)系進(jìn)行客觀描述。

表3 區(qū)域工業(yè)水資源利用效率絕對(duì)β收斂測(cè)度結(jié)果

注：變量系數(shù)為歷史年份下的系數(shù)均值；***、**、*分別表示1%、5%和10%顯著水平；括號(hào)內(nèi)為t值。

據(jù)表3可知，全國(guó)層面期初工業(yè)水資源利用效率指數(shù)系數(shù)估計(jì)值為-0.131 6，并達(dá)到1%顯著性水平檢驗(yàn)的要求，表明期初全國(guó)工業(yè)水資源利用效率指數(shù)與其增長(zhǎng)率成負(fù)向相關(guān)關(guān)系，即說(shuō)明從全國(guó)整體水平來(lái)看，工業(yè)水資源利用效率指數(shù)存有β收斂態(tài)勢(shì)，測(cè)度省市工業(yè)水資源利用效率呈現(xiàn)趨同收斂的特點(diǎn)。而在東部、中部和西部地區(qū)的β收斂測(cè)度中，東部和中部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率指數(shù)系數(shù)估計(jì)與全國(guó)層面測(cè)度相似，均為負(fù)值(分別為-0.108 9、-0.162 6)，于1%的顯著性水平表現(xiàn)為β收斂趨勢(shì)。此結(jié)果說(shuō)明東、中部地區(qū)內(nèi)各區(qū)域工業(yè)水資源利用效率差異正在逐步縮小，這與現(xiàn)實(shí)情況相符合，東部地區(qū)工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，其水資源開發(fā)與節(jié)水設(shè)備、技術(shù)相對(duì)先進(jìn)，地域之間經(jīng)濟(jì)差異相對(duì)較小，而在東部地區(qū)工業(yè)帶動(dòng)及自身發(fā)展的作用下，中部地區(qū)工業(yè)水資源利用還未出現(xiàn)顯著性的規(guī)模差異。相比東部和中部，西部地區(qū)測(cè)度的期初工業(yè)水資源利用效率指數(shù)系數(shù)顯著并為正值(0.091 1)，說(shuō)明該地區(qū)期初工業(yè)水資源利用效率指數(shù)與其增長(zhǎng)速率具有正向相關(guān)關(guān)系，其工業(yè)水資源利用效率指數(shù)暫且不具有絕對(duì)β收斂，無(wú)趨同收斂的特點(diǎn)，即工業(yè)水資源利用效率較高區(qū)域的工業(yè)水資源利用效率攀升速率也愈加顯著，而此狀態(tài)下易引發(fā)區(qū)域之間工業(yè)水資源利用效率的差異逐步變大，表現(xiàn)出相對(duì)發(fā)散的演變態(tài)勢(shì)。

(四)工業(yè)水資源利用效率條件β收斂測(cè)度及結(jié)果分析

1.單控制變量測(cè)度下的工業(yè)水資源利用效率條件β收斂。利用全國(guó)層面的單控制變量歷史數(shù)據(jù)代入工業(yè)水資源利用效率指數(shù)條件β收斂模型，取得全國(guó)層面的收斂性測(cè)度結(jié)果，見表4。其中，δ系數(shù)值為研究樣本中各省市的參數(shù)測(cè)度平均值，而要素X_tsc和X_pel進(jìn)行豪斯曼檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)時(shí)呈現(xiàn)非顯著性，則此處選取混合效應(yīng)模型對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)。由此可知，各估計(jì)方程期初工業(yè)水資源利用效率指數(shù)水平的系數(shù)測(cè)度值μ均顯著性小于0，表明若僅考慮單一控制變量時(shí)，這些要素可對(duì)全國(guó)層面工業(yè)水資源利用效率指數(shù)的條件β收斂起到推動(dòng)作用。而根據(jù)上述影響要素的υ系數(shù)值，可知除人均教育經(jīng)費(fèi)X_pel未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)以外，其余指標(biāo)均在1%顯著水平下通過(guò)了其檢驗(yàn)，各變量的系數(shù)υ值均為正也說(shuō)明該類要素對(duì)中國(guó)工業(yè)水資源利用效率條件β收斂起到顯著推進(jìn)作用，而人均教育經(jīng)費(fèi)X_pel對(duì)中國(guó)工業(yè)水資源利用效率條件β收斂的作用強(qiáng)度并不顯著。

表4 全國(guó)層面工業(yè)水資源利用效率單變量回歸檢驗(yàn)結(jié)果

注：變量系數(shù)為歷史年份下的系數(shù)均值；***、**、*分別表示1%、5%和10%顯著水平；括號(hào)內(nèi)為t值。

據(jù)表5中對(duì)于東部地區(qū)的工業(yè)水資源利用效率指數(shù)條件β收斂測(cè)度結(jié)果(按照豪斯曼檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)的顯著性，除了要素X_tsc使用混合效應(yīng)檢驗(yàn)外，其余均采取固定效應(yīng)檢驗(yàn))，可知其各要素的μ系數(shù)測(cè)度值都小于零，其中，除了要素X_twr通過(guò)10%水平的顯著性檢驗(yàn)，要素X_sps、X_crq通過(guò)5%水平的顯著性檢驗(yàn)外，其余要素均以1%水平通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，表明若僅考慮上述單一控制要素時(shí)，該地區(qū)工業(yè)水資源利用效率存有條件β收斂的趨勢(shì)。同時(shí)，根據(jù)控制要素υ系數(shù)值測(cè)度情況，可發(fā)現(xiàn)要素X_ecl、X_crq和X_pel均通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)，而X_tsc則通過(guò)5%顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明該區(qū)域經(jīng)濟(jì)水平、高技術(shù)導(dǎo)向水平、用水結(jié)構(gòu)和社會(huì)水平可對(duì)東部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率的條件β收斂可起到促進(jìn)作用。而要素X_twr和X_sps則未能通過(guò)其相應(yīng)水平的顯著性檢驗(yàn)，即說(shuō)明該系列要素對(duì)促進(jìn)東部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率條件β收斂所發(fā)揮的作用并不顯著。

表5 東部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率單變量回歸檢驗(yàn)結(jié)果

注：變量系數(shù)為歷史年份下的系數(shù)均值；***、**、*分別表示1%、5%和10%顯著水平；括號(hào)內(nèi)為t值。

據(jù)中部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率單變量回歸檢驗(yàn)結(jié)果(按照豪斯曼檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)的顯著性，要素X_twr、X_ecl使用混合效應(yīng)檢驗(yàn)，剩余要素均采取固定效應(yīng)檢驗(yàn)，計(jì)算步驟同東部地區(qū)，限于篇幅，中西部地區(qū)檢驗(yàn)數(shù)值結(jié)果未列出)，可發(fā)現(xiàn)各要素為單控制變量時(shí)，其回歸檢驗(yàn)方程的系數(shù)μ值均小于零，其中，要素X_twr、X_ecl、X_sps和X_crq的μ系數(shù)通過(guò)了1%顯著性水平檢驗(yàn)，而要素X_pel處于5%顯著性水平，要素X_tsc未能夠通過(guò)各相應(yīng)顯著性水平的檢驗(yàn)。該結(jié)果說(shuō)明在單變量回歸檢驗(yàn)的條件下，中部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率具有條件β收斂趨勢(shì)，但若僅將用水結(jié)構(gòu)作為其控制變量時(shí)，則中部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率不具有顯著的條件β收斂趨勢(shì)。按照各要素的υ系數(shù)值測(cè)度情況，可知要素X_twr未能通過(guò)各相應(yīng)水平的顯著性檢驗(yàn)，即相比之下，自然稟賦對(duì)中部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率的條件β收斂不具備顯著影響。區(qū)域經(jīng)濟(jì)水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、高技術(shù)導(dǎo)向水平、用水結(jié)構(gòu)、社會(huì)水平均通過(guò)了1%顯著性水平的檢驗(yàn)，說(shuō)明上述各要素對(duì)中部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率的條件β收斂發(fā)揮顯著促進(jìn)作用。

由西部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率的單變量回歸檢驗(yàn)結(jié)果可知，在各要素檢驗(yàn)均使用固定效應(yīng)檢驗(yàn)的前提下，各回歸方程的要素系數(shù)μ均小于零，同時(shí)除了要素X_crq是通過(guò)5%顯著性水平檢驗(yàn)以外，其余要素均通過(guò)了1%顯著性水平檢驗(yàn)，表明在控制于單要素變量的情況下，西部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率具有呈條件β收斂的態(tài)勢(shì)。但從測(cè)度的υ系數(shù)值，發(fā)現(xiàn)僅有要素X_sps、X_tsc通過(guò)了1%顯著性水平檢驗(yàn)，而X_ecl則通過(guò)了10%顯著性水平檢驗(yàn)，其余要素均未符合相應(yīng)顯著性水平檢驗(yàn)的要求，即說(shuō)明當(dāng)前環(huán)境下區(qū)域自然稟賦、經(jīng)濟(jì)水平、高技術(shù)導(dǎo)向水平和社會(huì)水平均無(wú)法實(shí)現(xiàn)對(duì)該地區(qū)工業(yè)水資源利用效率的條件β收斂顯著促進(jìn)，尤其是西部地區(qū)的自然稟賦對(duì)西部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率的條件β收斂呈現(xiàn)非顯著的負(fù)向作用，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、用水結(jié)構(gòu)對(duì)西部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率條件β收斂起到相對(duì)顯著的促進(jìn)作用。

2.多控制變量測(cè)度下的工業(yè)水資源利用效率條件β收斂?；趩慰刂谱兞康墓I(yè)水資源利用效率條件β收斂性分析可在一定程度上反映所選要素對(duì)區(qū)域工業(yè)水資源利用效率的影響水平，但要達(dá)到辨識(shí)各要素對(duì)工業(yè)水資源利用效率條件β收斂作用過(guò)程中發(fā)揮的相互影響，判定多要素復(fù)合作用下區(qū)域工業(yè)水資源利用效率變化的內(nèi)在機(jī)理，還需要進(jìn)行基于多控制變量的工業(yè)水資源利用效率條件β收斂分析。

鑒于單變量回歸檢驗(yàn)時(shí)，要素X_pel在全國(guó)層面的工業(yè)水資源利用效率測(cè)度中呈非顯著，因此，對(duì)全國(guó)層面工業(yè)水資源利用效率條件β收斂進(jìn)行多變量回歸檢驗(yàn)，剔除要素X_pel，并按照式(5)取得其他樣本要素測(cè)度結(jié)果，見表6。據(jù)此可知，各測(cè)度要素的回歸系數(shù)μ均小于零，這進(jìn)一步印證了全國(guó)層面的工業(yè)水資源利用效率具有條件β收斂的趨勢(shì)。其中，模型1測(cè)度中的要素X_twr、X_sps和X_crq的回歸系數(shù)υ′均為正，且滿足顯著性檢驗(yàn)的要求。上述結(jié)果與單變量的回歸檢驗(yàn)結(jié)果相一致，表明自然稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和高技術(shù)導(dǎo)向水平是促進(jìn)全國(guó)層面工業(yè)水資源利用效率實(shí)現(xiàn)條件β收斂的關(guān)鍵驅(qū)動(dòng)要素。而對(duì)于要素X_ecl、X_tsc的回歸系數(shù)υ′呈非顯著，表明同比自然稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和高技術(shù)導(dǎo)向水平，經(jīng)濟(jì)水平、用水結(jié)構(gòu)在推動(dòng)全國(guó)層面工業(yè)水資源利用效率條件β收斂時(shí)起到的作用相對(duì)薄弱。模型2是建立在模型1對(duì)非顯著要素進(jìn)行剔除處理的基礎(chǔ)上進(jìn)行的檢驗(yàn)，測(cè)度表明要素X_twr和X_crq通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)的要求。在進(jìn)一步剔除非顯著要素X_sps后，建立模型3并進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，取得結(jié)果中自然稟賦和高技術(shù)導(dǎo)向水平均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，擬合效果更高，說(shuō)明自然稟賦、高技術(shù)導(dǎo)向水平對(duì)于全國(guó)層面工業(yè)水資源利用效率條件β收斂的促進(jìn)作用更加明顯。

表6 全國(guó)層面工業(yè)水資源利用效率多變量回歸檢驗(yàn)結(jié)果

注：變量系數(shù)為歷史年份下的系數(shù)均值；***、**、*分別表示1%、5%和10%顯著水平；各測(cè)度模型均選取固定效應(yīng)模型。

通過(guò)對(duì)東部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率進(jìn)行多變量回歸檢驗(yàn)分析，取得其效率條件β收斂測(cè)度結(jié)果，詳見表7。其中，可發(fā)現(xiàn)各測(cè)度模型的要素系數(shù)μ都通過(guò)了其1%顯著性水平檢驗(yàn)，且為負(fù)值，說(shuō)明在測(cè)度樣本區(qū)間內(nèi)，東部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率具有條件β收斂的趨勢(shì)。

東部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率在進(jìn)行單變量回歸檢驗(yàn)分析時(shí)，要素X_twr、X_sps均未通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)，因此，在構(gòu)建多變量回歸模型1時(shí)，剔除上述要素并進(jìn)行其他要素的測(cè)度檢驗(yàn)。據(jù)結(jié)果可知，要素X_ecl、X_crq、X_pel的υ′系數(shù)均為正，并通過(guò)了相應(yīng)水平的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明區(qū)域經(jīng)濟(jì)水平、高技術(shù)導(dǎo)向水平和社會(huì)水平三項(xiàng)指標(biāo)對(duì)東部地區(qū)的工業(yè)水資源利用效率條件β收斂具有相對(duì)顯著的促進(jìn)作用。而要素X_tsc的υ′系數(shù)雖然為正，但未能通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)，表明同比之下東部地區(qū)用水結(jié)構(gòu)對(duì)其效率條件β收斂的作用并不顯著。在剔除要素X_tsc的基礎(chǔ)上，建立回歸模型2對(duì)要素X_ecl、X_crq和X_pel進(jìn)行重新檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在對(duì)上述要素進(jìn)行統(tǒng)籌分析時(shí)，要素X_ecl、X_pel進(jìn)一步通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，而X_crq未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明相比之下，區(qū)域經(jīng)濟(jì)水平、社會(huì)水平對(duì)東部地區(qū)的工業(yè)水資源利用效率條件β收斂發(fā)揮的作用更加明顯。對(duì)此，模型3測(cè)度所得的要素X_ecl、X_pel的系數(shù)υ′為正，且通過(guò)1%顯著性水平檢驗(yàn)，對(duì)上述結(jié)論進(jìn)行了進(jìn)一步印證。

表7 東部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率多變量回歸檢驗(yàn)結(jié)果

注：變量系數(shù)為歷史年份下的系數(shù)均值；***、**、*分別表示1%、5%和10%顯著水平；各測(cè)度模型均選取固定效應(yīng)模型。

中部地區(qū)的工業(yè)水資源利用效率多變量回歸檢驗(yàn)結(jié)果，計(jì)算步驟同東部地區(qū)，此處限于篇幅，中西部地區(qū)具體檢驗(yàn)數(shù)值結(jié)果未列出。根據(jù)測(cè)度結(jié)果，可知各多變量回歸模型的要素系數(shù)值分別為-0.164 3、-0.142 2和-0.035 7，均為負(fù)值且通過(guò)了1%顯著水平的檢驗(yàn)，說(shuō)明在測(cè)度樣本區(qū)間內(nèi)，多變量檢驗(yàn)的情況下，中部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率同樣具備條件β收斂的趨勢(shì)。

在對(duì)中部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率進(jìn)行單變量回歸檢驗(yàn)時(shí)，僅有要素X_twr未通過(guò)相應(yīng)水平的顯著性檢驗(yàn)，所以，在對(duì)模型1進(jìn)行回歸檢驗(yàn)時(shí)，將要素X_twr進(jìn)行了剔除處理。根據(jù)測(cè)度結(jié)果，可知要素X_crq呈現(xiàn)非顯著性，即雖然高技術(shù)導(dǎo)向水平逐步提升，但相比其他要素，其對(duì)于工業(yè)水資源利用效率條件β收斂的作用依然偏低。此外，除了要素X_ecl和X_pel分別通過(guò)10%與5%顯著水平的檢驗(yàn)外，其余變量均以1%顯著水平通過(guò)了檢驗(yàn)，說(shuō)明區(qū)域經(jīng)濟(jì)水平、第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展、用水結(jié)構(gòu)和社會(huì)水平對(duì)中部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率條件β收斂可起到相對(duì)顯著的促進(jìn)作用。在剔除非顯著性要素X_crq后，構(gòu)建模型2并進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)該情景下的要素X_ecl呈現(xiàn)出了非顯著性，而要素X_sps、X_tsc和X_pel均通過(guò)了1%顯著水平的檢驗(yàn)。進(jìn)一步對(duì)非顯著性要素X_ecl進(jìn)行剔除處理后，所建立的回歸模型3測(cè)度顯示，要素X_sps、X_tsc和X_pel均通過(guò)了其顯著性檢驗(yàn)，且υ?系數(shù)為正，說(shuō)明同比之下，第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展、用水結(jié)構(gòu)和社會(huì)水平對(duì)中部地區(qū)的工業(yè)水資源利用效率條件β收斂的作用性更加明顯。

相比全國(guó)層面、東部地區(qū)和中部地區(qū)，西部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率的多變量回歸檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛿?shù)量則僅有2個(gè)完成了顯著性水平檢驗(yàn)的要求。其中，根據(jù)各要素μ系數(shù)的測(cè)度結(jié)果，可知其要素系數(shù)υ′、υ″值均小于零(分別為-0.351 5、-0.269 8)，說(shuō)明在考慮多變量集成測(cè)度的情況下，西部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率具有條件β收斂的態(tài)勢(shì)。

按照西部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率單變量回歸檢驗(yàn)結(jié)果，要素X_twr、X_crq和X_pel均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。據(jù)此，在進(jìn)行西部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率條件β收斂的多變量回歸測(cè)度時(shí)，剔除上述要素，將要素X_ecl、X_sps、X_tsc代入模型，發(fā)現(xiàn)除了要素X_ecl的υ′系數(shù)呈非顯著性外，要素X_sps和X_tsc的υ′系數(shù)均通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)，并為正值。這說(shuō)明第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展、用水結(jié)構(gòu)對(duì)西部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率條件β收斂的促進(jìn)作用相對(duì)明顯。在剔除非顯著要素X_ecl后，利用模型2取得相應(yīng)的測(cè)度結(jié)果，發(fā)現(xiàn)剩余要素X_sps、X_tsc的υ″系數(shù)均為正(分別為0.750 2、0.448 1)，且均通過(guò)了1%顯著性水平檢驗(yàn)。而上述結(jié)果進(jìn)一步印證了要素第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展、用水結(jié)構(gòu)對(duì)西部工業(yè)水資源利用效率條件β收斂的重要促進(jìn)作用。

根據(jù)上述對(duì)中國(guó)工業(yè)水資源利用效率條件β收斂的單要素與多要素集成測(cè)度，可知不同區(qū)域工業(yè)水資源利用效率雖然具有條件β收斂的趨勢(shì)，但其主要的驅(qū)動(dòng)要素存在一定差異性。其中，自然稟賦、高技術(shù)導(dǎo)向水平是全國(guó)層面工業(yè)水資源利用效率條件β收斂的關(guān)鍵驅(qū)動(dòng)要素，經(jīng)濟(jì)水平、社會(huì)水平對(duì)東部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率條件β收斂性作用更加明顯，第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展、用水結(jié)構(gòu)和社會(huì)水平是中部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率條件β收斂的關(guān)鍵驅(qū)動(dòng)要素，而第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展、用水結(jié)構(gòu)則成為促進(jìn)西部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率條件β收斂的關(guān)鍵驅(qū)動(dòng)要素。綜合上述結(jié)果，可知各區(qū)域在進(jìn)行工業(yè)水資源利用調(diào)整的過(guò)程中需要全面結(jié)合影響要素類別的不同及其作用程度的差異性，既要制定適合本區(qū)域發(fā)展的政策措施，也需注重區(qū)域之間的均衡性動(dòng)態(tài)發(fā)展[18]。

五、結(jié)論與啟示

基于收斂假說(shuō)理論，分別建立了工業(yè)水資源利用效率的σ空間收斂和β空間收斂模型，并利用工業(yè)水資源利用效率面板數(shù)據(jù)對(duì)全國(guó)、東部、中部和西部地區(qū)進(jìn)行測(cè)定。結(jié)果發(fā)現(xiàn)中國(guó)工業(yè)水資源利用效率的σ收斂于宏觀層面呈現(xiàn)為整體相對(duì)發(fā)散，而局部存在收斂的基本演變特征，東部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率絕對(duì)差異處于調(diào)整波動(dòng)狀態(tài)，中部地區(qū)呈“發(fā)散—收斂—發(fā)散”的變動(dòng)趨勢(shì)，西部地區(qū)則長(zhǎng)期處于σ發(fā)散狀態(tài)，而通過(guò)標(biāo)準(zhǔn)差也可發(fā)現(xiàn)相比中部和西部，東部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率區(qū)域差異性相對(duì)顯著；工業(yè)水資源利用效率絕對(duì)β收斂測(cè)度結(jié)果表明全國(guó)層面、東部和中部地區(qū)具有絕對(duì)β收斂態(tài)勢(shì)，東、中部地區(qū)內(nèi)各區(qū)域工業(yè)水資源利用效率差異正在逐步縮小，而西部地區(qū)不具有絕對(duì)β收斂，表現(xiàn)出相對(duì)發(fā)散的演變態(tài)勢(shì)。將自然稟賦、經(jīng)濟(jì)水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、高技術(shù)導(dǎo)向水平、用水結(jié)構(gòu)和社會(huì)水平作為工業(yè)水資源利用效率條件β收斂模型中的影響要素，對(duì)其收斂態(tài)勢(shì)進(jìn)行分別檢驗(yàn)。結(jié)果表明在單控制變量測(cè)度條件下，除了社會(huì)水平外，其他要素對(duì)全國(guó)層面工業(yè)水資源利用效率條件β收斂的作用相對(duì)顯著；經(jīng)濟(jì)水平、高技術(shù)導(dǎo)向水平、用水結(jié)構(gòu)和社會(huì)水平可對(duì)東部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率的條件β收斂可起到促進(jìn)作用；對(duì)于中部地區(qū)而言，除了上述要素外，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也可促進(jìn)其工業(yè)水資源利用效率條件β收斂；而西部地區(qū)中僅有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、用水結(jié)構(gòu)可對(duì)其工業(yè)水資源利用效率條件β收斂起到相對(duì)顯著的促進(jìn)作用。在多控制變量測(cè)度條件下，自然稟賦、高技術(shù)導(dǎo)向水平是促進(jìn)全國(guó)層面工業(yè)水資源利用效率條件β收斂的重要原因；經(jīng)濟(jì)水平和社會(huì)水平對(duì)東部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率條件β收斂發(fā)揮作用相對(duì)更加明顯；而中部地區(qū)條件β收斂的原因主要在于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、用水結(jié)構(gòu)和社會(huì)水平；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、用水結(jié)構(gòu)則成為促進(jìn)西部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率條件β收斂的關(guān)鍵驅(qū)動(dòng)要素。因此，各地區(qū)工業(yè)水資源利用調(diào)整的過(guò)程中需充分考慮各要素的影響制定符合區(qū)域發(fā)展的政策措施。

參考文獻(xiàn)：

[1]ALNOURI S Y，LINKE P，HALWAGI M E.A synthesis approach for industrial city water reuse networks considering central and distributed treatment systems[J].Journal of Cleaner Production，2015，89：231-250.

[2]Y S WANG.Water use efficiency and related pollutants’ abatement costs of regional industrial systems in China：a slacks-based measure approach[J].Journal of Cleaner Production，2015，101：301-310.

[3]WALSH B P，CUSACK D O，O’Sullivan D.An industrial water management value system framework development[J].Sustainable Production and Consumption，2016，5：82-93.

[4]沈滿洪，程永毅.中國(guó)工業(yè)水資源利用及污染績(jī)效研究——基于2003—2012年地區(qū)面板數(shù)據(jù)[J].中國(guó)地質(zhì)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2015(1):31-40.

[5]買亞宗，孫福麗，石磊，等.基于DEA的中國(guó)工業(yè)水資源利用效率評(píng)價(jià)研究[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境，2014(11):42-47.

[6]陳東景.中國(guó)工業(yè)水資源消耗強(qiáng)度變化的結(jié)構(gòu)份額和效率份額研究[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2008(3):211-214.

[7]孟戈，邱元鋒，沈珍.工業(yè)用水效率控制紅線考核指標(biāo)體系構(gòu)建[J].水利科技與經(jīng)濟(jì)，2013(5):47-50.

[8]王樹鵬，張?jiān)品?，朱?云南省區(qū)域和行業(yè)用水效率考核體系構(gòu)建研究[J].中國(guó)農(nóng)村水利水電，2011(10):62-65.

[9]劉曉，劉虹利，王紅瑞，等.北京市水資源管理“三條紅線”指標(biāo)體系與評(píng)價(jià)方法[J].自然資源學(xué)報(bào)，2014(6):1017-1028.

[10]CHEN C，HAN J，F(xiàn)AN P.Measuring the level of industrial green development and exploring its influencing factors：empirical evidence from China’s 30 provinces[J].Sustainability，2016，8(2)：153-154.

[11]FILHO S.Labour market and turnover in the industrial employment in the Brazilian Northeast region[J].Investigación Económica，2016，295 (75):203-230.

[12]張峰，薛惠鋒，王海寧.基于幅度隨機(jī)前沿的工業(yè)水資源利用效率測(cè)度[J].華東經(jīng)濟(jì)管理，2017(1):74-82.

[13]姜蓓蕾，耿雷華，卞錦宇，等.中國(guó)工業(yè)用水效率水平驅(qū)動(dòng)因素分析及區(qū)劃研究[J].資源科學(xué)，2014(11)：2231-2239.

[14]余維，汪奎，趙遠(yuǎn)翔.我國(guó)工業(yè)用水效率研究進(jìn)展[J].人民長(zhǎng)江，2012(S2)：70-74.

[15]CARVALHO P，MARQUES R C.Estimating size and scope economies in the Portuguese water sector using the Bayesian stochastic frontier analysis[J].Science of The Total Environment，2016，544：574-586.

[16]SUN C Z，CHEN S，ZHAO L S.Spatial correlation pattern analysis of water footprint intensity based on ESDA model at provincial scale in China[J].Journal of Natural Resources，2013，28(4):571-582.

[17]NUTTLI O W.Seismic wave attenuation and magnitude relations for eastern North America[J].Journal of Geophysical Research，1973，78(5)：876-885.

[18]章恒全，張陳俊，張萬(wàn)力.水資源約束與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——基于水資源“阻力”的計(jì)量檢驗(yàn)[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2016(4)：87-99.