技術(shù)創(chuàng)新視角下黃河流域工業(yè)用水效率研究

岳 立，曹雨暄

（蘭州大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，甘肅 蘭州 730060）

1 引 言

在“以國內(nèi)大循環(huán)為主體，國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進”的發(fā)展戰(zhàn)略下，黃河流域成為中國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的重要承接地。但是，隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展，黃河流域水問題日益突出，尤其作為我國能源、化工、原材料和基礎(chǔ)工業(yè)基地，其工業(yè)水資源需求不斷增長［1］。因此，如何提升工業(yè)用水效率成為一個非常重要和緊迫的現(xiàn)實問題。

已有關(guān)于工業(yè)用水效率的研究主要集中在兩方面：一是關(guān)于工業(yè)用水效率的測度，學(xué)者多采用SFA［2-4］和DEA方法［5-7］進行測算；二是關(guān)于工業(yè)用水效率的驅(qū)動因素研究，學(xué)者從不同區(qū)域、不同視角得出差異性結(jié)論。例如：朱啟榮［8］認為中國各省（區(qū)）工業(yè)用水效率具有地區(qū)差異，是多種因素共同作用的結(jié)果；汪克亮等［9］測算長江經(jīng)濟帶工業(yè)綠色用水效率并探究其影響因素，但各因素影響大小存在差異；李俊等［10］采用LMDI模型研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)出效應(yīng)對區(qū)域工業(yè)用水量的增加具有促進作用，但結(jié)構(gòu)和技術(shù)效應(yīng)相反；雷存?zhèn)サ龋?1］基于河南工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)，從行業(yè)投入、規(guī)模和運營3個層面探究對工業(yè)用水效率的影響，并進行分組研究，得出不同組別的差異性結(jié)論。

技術(shù)進步是推動經(jīng)濟社會發(fā)展的第一動力，技術(shù)創(chuàng)新是促進資源集約利用的重要保障［12-15］，新發(fā)展階段黃河流域生態(tài)保護和高質(zhì)量發(fā)展被納入重大國家戰(zhàn)略，要求流域“量水而行、節(jié)水為重，大力發(fā)展節(jié)水產(chǎn)業(yè)和技術(shù)，堅決抑制不合理用水需求，推動用水方式由粗放向節(jié)約集約轉(zhuǎn)變”［16］。在此戰(zhàn)略背景下，筆者從技術(shù)創(chuàng)新的視角，綜合測度黃河流域工業(yè)用水效率并利用門檻回歸法和GML指數(shù)法，分析技術(shù)創(chuàng)新水平與工業(yè)用水效率的關(guān)系，以期為促進黃河流域生態(tài)保護和高質(zhì)量發(fā)展提供參考。

2 研究區(qū)概況

黃河發(fā)源于巴顏喀拉山脈，流經(jīng)青海、四川、甘肅、寧夏、內(nèi)蒙古、山西、陜西、河南、山東9個?。▍^(qū)）。黃河流域煤炭、石油、天然氣和有色金屬資源豐富，是我國重要的能源化工生產(chǎn)基地［17］，2020年地區(qū)生產(chǎn)總值達25.4萬億元，占全國的25.1%。2020年，黃河流域水資源總量為917.4億m3，不到長江的8%，約占全國水資源總量的2.9%，但流域水資源利用方式較為粗放，開發(fā)利用率高達80%，水資源短缺成為制約黃河流域生態(tài)保護和高質(zhì)量發(fā)展的重要因素。

3 研究方法及數(shù)據(jù)來源

3.1 DEA-SBM模型

采用Tone［18］提出的方向性SBM模型對研究區(qū)的工業(yè)用水效率進行測度。設(shè)研究區(qū)共有n個決策單元、m種投入、q1種期望產(chǎn)出和q2種非期望產(chǎn)出，則第k個決策單元的工業(yè)用水效率模型為

3.2 GML（Global Malmquist-Luenberger）指數(shù)法

利用Oh［19］創(chuàng)建的GML指數(shù)法測算黃河流域工業(yè)用水效率的跨年度變化值，并將GML指數(shù)分解為表征技術(shù)效率變化的EC指數(shù)和技術(shù)進步的TC指數(shù)：

式中：xt、yt、xt＋1、yt＋1分別為第t期投入、第t期產(chǎn)出、第t＋1期投入、第t＋1期產(chǎn)出變量；DG為依賴于全局生產(chǎn)可能性集合的方向性距離函數(shù)；Dt、Dt＋1分別為第t期、第t＋1期方向性距離函數(shù)。

3.3 投入產(chǎn)出指標選取

投入要素包括資本、勞動和水資源，其中：資本投入以工業(yè)企業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額（億元）表示，勞動投入以工業(yè)從業(yè)人員年平均人數(shù)（萬人）表示，水資源投入以工業(yè)用水量（億m3）表示。產(chǎn)出要素包括期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出，其中：期望產(chǎn)出用工業(yè)總產(chǎn)值（億元）表示；非期望產(chǎn)出用工業(yè)廢水排放量（萬t）表示［20］。

3.4 面板門檻模型構(gòu)造與指標選取

借鑒Hansen［21］的面板門檻模型，考察技術(shù)創(chuàng)新水平對工業(yè)用水效率的影響。

式中：Effit為工業(yè)用水效率；th為門檻變量，本文的門檻依賴變量和門檻變量均為技術(shù)創(chuàng)新水平（Tech）；r為待估計的門檻值（r1、r2為雙門檻模型的兩個門檻值）；I為指示函數(shù)；Zit為影響工業(yè)用水效率的控制變量；eit為固定效應(yīng)差異項，且通過Huasman檢驗；εit為隨機擾動項；下標it表示i地區(qū)t年的值；β0、β1、β2、β3、βi為不同門檻值的影響系數(shù)。

被解釋變量為工業(yè)用水效率（Eff），用上文DEASBM模型測度出的效率值表示；核心解釋變量為技術(shù)創(chuàng)新水平（Tech），用取對數(shù)后的技術(shù)市場成交額表示；控制變量：城鎮(zhèn)化率（Urban）用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒壤硎?，外資利用水平（F DI）用實際利用外資額占?。▍^(qū)）生產(chǎn)總值的比例表示，工業(yè)發(fā)展水平（Indus）用工業(yè)增加值占GDP的比例表示，環(huán)境規(guī)制（Eg）用工業(yè)治理污染投資額占GDP的比例表示，水資源豐裕程度（Water）用取對數(shù)后的人均水資源占有量表示，經(jīng)濟發(fā)展水平（GDP）用人均GDP以2006年為基期進行平減換算的可比價并取對數(shù)表示，政府研發(fā)支持度（R＆D）用研發(fā)投入的對數(shù)值表示，人口總量（Pop）用取對數(shù)后的地區(qū)年末總?cè)丝跀?shù)表示。

3.5 數(shù)據(jù)來源

本研究經(jīng)濟數(shù)據(jù)來源于2008—2018年《中國統(tǒng)計年鑒》，水資源相關(guān)數(shù)據(jù)來源于各?。▍^(qū)）的水資源公報以及水利部、各省（區(qū)）水利廳網(wǎng)站等。

4 黃河流域工業(yè)用水效率測算

4.1 黃河流域各省（區(qū)）工業(yè)用水效率時間趨勢分析

利用DEA-SBM模型計算出的黃河流域工業(yè)用水效率的時間演化趨勢見圖1。2007—2017年，黃河流域工業(yè)用水效率呈現(xiàn)波動上升趨勢，全流域的工業(yè)用水效率均值為0.55，說明黃河流域各省（區(qū)）的工業(yè)用水效率提升潛力較大。分省（區(qū)）來看，山東和青海的工業(yè)用水效率整體高于流域平均水平且大多數(shù)年份達到有效前沿；寧夏的工業(yè)用水效率呈現(xiàn)大幅下降趨勢，從2007年的1.00下降至2017年的0.64；內(nèi)蒙古、陜西和河南的工業(yè)用水效率變化與流域均值的基本一致，呈現(xiàn)波動上升趨勢，其中內(nèi)蒙古的變幅最大，在2009年和2012年均達到1.00，然而從整個研究時段來看，這3個?。▍^(qū)）工業(yè)用水效率僅有小幅提升；甘肅省水資源稟賦欠佳，工業(yè)用水效率呈現(xiàn)波動下降趨勢，從0.51下降至0.43；山西省和四川省在研究時段大多數(shù)年份內(nèi)排名靠后，但是整體變幅不大，效率值集中在0.35左右。

圖1 2007—2017年黃河流域各省（區(qū)）工業(yè)用水效率

4.2 黃河流域各?。▍^(qū)）工業(yè)用水效率空間差異分析

用ArcGIS 10.2軟件依據(jù)自然斷裂點法刻畫黃河流域各年度平均工業(yè)用水效率的時空分異特征，發(fā)現(xiàn)區(qū)域用水效率存在顯著的空間非均衡性（見圖2）。四川和山西位于低效率水平區(qū)，原因是四川研究期間工業(yè)用水投入最大，但工業(yè)總產(chǎn)值卻僅占山東（流域工業(yè)總產(chǎn)值排名第一）的27%；山西的支柱產(chǎn)業(yè)是煤炭，開采用水量和廢水排放量均較大。河南、陜西和甘肅位于中低效率水平區(qū)，與生產(chǎn)前沿面的偏離程度較大，原因在于其水資源短缺和投入要素配置欠佳。內(nèi)蒙古和寧夏位于中高效率水平區(qū)，原因是內(nèi)蒙古以較小的投入獲得較大的工業(yè)產(chǎn)出，且非期望產(chǎn)出也相對較?。粚幭牡耐度牒彤a(chǎn)出規(guī)模都相對較小，投入和產(chǎn)出較為協(xié)調(diào)。青海和山東位于高效率水平區(qū)，原因是青海實現(xiàn)了工業(yè)用水的科學(xué)有效匹配［6］，而山東主要得益于巨大的工業(yè)產(chǎn)出收益，研究期其工業(yè)產(chǎn)值占全流域的44.8%。

圖2 黃河流域各?。▍^(qū)）平均工業(yè)用水效率空間分異

4.3 GML指數(shù)分解分析

表1為黃河流域各省（區(qū)）各年度平均GML指數(shù)及其分解。研究期間除寧夏和甘肅的GML指數(shù)小于1外，其他各省（區(qū)）的GML指數(shù)都達到1及以上，表明絕大多數(shù)?。▍^(qū)）的工業(yè)用水效率向好發(fā)展。青海和山東的工業(yè)用水效率較為穩(wěn)定，在研究期內(nèi)變化不大。四川、河南、內(nèi)蒙古、山西和陜西5個?。▍^(qū)）的工業(yè)用水效率有顯著提升，歸因于對資源環(huán)境保護力度的加大和工業(yè)生產(chǎn)技術(shù)水平的提升。通過分析分解項發(fā)現(xiàn)，甘肅工業(yè)用水效率未提升的主要原因是技術(shù)效率有所降低，而寧夏則是技術(shù)倒退所致，河南、山西、陜西和四川效率顯著提升的主要驅(qū)動因素是技術(shù)進步，而內(nèi)蒙古的主要驅(qū)動因素是技術(shù)效率的提升，山東和青海的技術(shù)進步和技術(shù)效率保持穩(wěn)定發(fā)展態(tài)勢。

表1 黃河流域各省（區(qū)）各年度平均GML指數(shù)及其分解

5 黃河流域工業(yè)用水效率影響因素分析

5.1 變量平穩(wěn)性與協(xié)整性分析

分別采用LLC統(tǒng)計量、IPS統(tǒng)計量、ADF統(tǒng)計量和PP統(tǒng)計量對各變量進行單位根檢驗，當至少3種方法的P值通過顯著性水平檢驗時，才可判定為平穩(wěn)變量，檢驗結(jié)果表明本文所有變量均為平穩(wěn)變量（見表2）。

表2 單位根檢驗

進一步采用Kao檢驗和Pedroni檢驗對變量之間的協(xié)整關(guān)系進行檢驗，結(jié)果顯示Kao檢驗在5%顯著性水平上拒絕原假設(shè)，而Pedroni檢驗時除了Panel-ADF不顯著外，其余6個變量中有5個在1%水平上顯著、1個在10%水平上顯著，綜上可以判定，各變量之間存在穩(wěn)定的長期協(xié)整關(guān)系（見表3）。

表3 協(xié)整性檢驗

5.2 門檻檢驗及回歸分析

將技術(shù)創(chuàng)新水平作為門檻變量，其門檻估計值個數(shù)檢驗和回歸結(jié)果分別見表4和表5。檢驗結(jié)果表明：核心解釋變量Tech通過單門檻檢驗，門檻值為11.640。模型回歸結(jié)果顯示：當技術(shù)創(chuàng)新水平處于門檻值以下時，對區(qū)域工業(yè)用水效率影響為0.060；當技術(shù)創(chuàng)新水平越過門檻值后，對區(qū)域工業(yè)用水效率影響顯著增大，影響系數(shù)為0.074，即工業(yè)用水效率隨著技術(shù)創(chuàng)新水平的提升而升高，當技術(shù)創(chuàng)新水平邁過門檻值之后，工業(yè)用水效率的提升速度進一步加快。

表4 門檻檢驗

表5 回歸結(jié)果

城鎮(zhèn)化水平對工業(yè)用水效率存在正向影響，隨著城鎮(zhèn)化的不斷推進，先進技術(shù)、人才等高質(zhì)量生產(chǎn)要素的集聚可以顯著提升區(qū)域工業(yè)用水效率。工業(yè)發(fā)展水平對用水效率有積極影響，工業(yè)發(fā)展程度高的地區(qū)會吸引更多技術(shù)與資金投入，引進先進節(jié)水技術(shù)和設(shè)備。水資源豐裕度對工業(yè)用水效率有顯著提升作用，水資源稟賦越好，意味著區(qū)域水資源可利用量越大，會有更多的能源投入轉(zhuǎn)化為產(chǎn)出，從而使用水效率提高。隨著政府研發(fā)支持度增大，工業(yè)企業(yè)可以研發(fā)出先進的清潔生產(chǎn)技術(shù)，有效控制生產(chǎn)活動中的資源浪費和環(huán)境污染，有助于提高工業(yè)用水效率。經(jīng)濟發(fā)展水平對工業(yè)用水效率有抑制作用，與李珊等［22］的研究結(jié)論一致，經(jīng)濟發(fā)展初期追求總量增長會對環(huán)境、資源帶來一定的負面影響，只有隨著經(jīng)濟步入高質(zhì)量發(fā)展后，經(jīng)濟與環(huán)境才可能正相關(guān)。環(huán)境規(guī)制對用水效率存在抑制作用，依據(jù)遵循成本假說，企業(yè)治污成本增加會擠壓創(chuàng)新成本，同時造成污染企業(yè)向周邊地區(qū)轉(zhuǎn)移。人口數(shù)量對工業(yè)用水效率影響顯著為負，人口規(guī)模擴大必定加大水資源耗用量，當人們節(jié)水意識不強時會降低用水效率。外資利用對工業(yè)用水效率的作用為負但不顯著，黃河流域9個省（區(qū)）貨物進出口總額僅占全國的12.3%，對外開放程度低可能是主要原因。

5.3 技術(shù)視角下工業(yè)用水效率的影響因素

技術(shù)作為環(huán)境改善和經(jīng)濟發(fā)展的重要內(nèi)生動力因素，必然對工業(yè)用水效率產(chǎn)生影響。因此，進一步用Tech作為門檻變量對可能影響工業(yè)用水效率的控制變量逐次回歸，探究這些因素在技術(shù)創(chuàng)新水平作用下對工業(yè)用水效率的影響。門檻檢驗和回歸結(jié)果見表6，可知在技術(shù)創(chuàng)新水平的作用下，經(jīng)濟發(fā)展水平、人口規(guī)模、環(huán)境規(guī)制、城鎮(zhèn)化水平和政府研發(fā)支持度對工業(yè)用水效率的影響存在顯著的門檻效應(yīng)，其中經(jīng)濟發(fā)展水平、人口規(guī)模和城鎮(zhèn)化水平通過雙門檻檢驗，環(huán)境規(guī)制和政府研發(fā)支持度只通過了單門檻檢驗。

表6 技術(shù)視角下工業(yè)用水效率影響因素的門檻回歸結(jié)果

在技術(shù)創(chuàng)新水平低于11.644、高于11.644且低于13.400和高于13.400三個區(qū)間內(nèi)，經(jīng)濟發(fā)展水平和人口總量每提高1，工業(yè)用水效率分別下降0.666、0.648、0.636和1.741、1.714、1.701。經(jīng)濟發(fā)展水平對工業(yè)用水效率抑制作用主要原因是經(jīng)濟結(jié)構(gòu)不合理和發(fā)展不充分，而技術(shù)水平的提升會逐步改變當前粗放型經(jīng)濟發(fā)展模式。在人口總量保持不變的情況下，技術(shù)創(chuàng)新水平的提升可以帶動工業(yè)生產(chǎn)技術(shù)和企業(yè)自主創(chuàng)新能力的提高，從而提高企業(yè)生產(chǎn)效率，從優(yōu)化投入結(jié)構(gòu)和加大產(chǎn)出規(guī)模兩方面提升工業(yè)用水效率。

環(huán)境規(guī)制在技術(shù)創(chuàng)新水平低于9.208時，對工業(yè)用水效率的促進作用顯著，而當跨過門檻值后，環(huán)境規(guī)制與工業(yè)用水效率為不顯著的負向關(guān)系。表5的回歸結(jié)果中環(huán)境規(guī)制對工業(yè)用水效率影響顯著為負，但隨著技術(shù)創(chuàng)新水平不斷提高可以變負為正，說明技術(shù)創(chuàng)新水平提高可以減少企業(yè)環(huán)境治理成本，進一步提升工業(yè)用水效率。

城鎮(zhèn)化水平低于11.644、高于11.644且低于13.400和高于13.400三個區(qū)間內(nèi)，城鎮(zhèn)化水平每升高1，工業(yè)用水效率分別提升0.025、0.029和0.032。城鎮(zhèn)化水平對工業(yè)用水效率的正向驅(qū)動作用隨著技術(shù)創(chuàng)新水平的提高而增大。在推進城鎮(zhèn)化的過程中，各種生產(chǎn)要素向城市聚集，促使技術(shù)進步速度加快，推動工業(yè)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級的同時減少了勞動力的投入和污染物的排放，并增加了工業(yè)產(chǎn)出，從而提高了工業(yè)用水效率。

政府研發(fā)支持度在技術(shù)創(chuàng)新水平低于11.644時對工業(yè)用水效率的影響系數(shù)為0.133，高于11.644后影響系數(shù)變?yōu)?.213，正向作用增大了0.08。政府研發(fā)支持度為驅(qū)動創(chuàng)新的投入指標，而技術(shù)創(chuàng)新水平為創(chuàng)新帶來的結(jié)果指標，說明創(chuàng)新帶來的效益增大會引導(dǎo)政府加大研發(fā)支持度，研發(fā)出更多先進工業(yè)生產(chǎn)技術(shù)和設(shè)備，進一步促進工業(yè)用水效率的提高。

水資源稟賦和工業(yè)發(fā)展程度不隨技術(shù)創(chuàng)新水平的提升對工業(yè)用水效率產(chǎn)生影響，原因在于資源稟賦是由自然條件決定的，而工業(yè)增加值占GDP的比重較小，因此與技術(shù)創(chuàng)新水平的相關(guān)性不大。

6 結(jié)論及建議

（1）黃河流域工業(yè)用水效率存在較大的提升空間，?。▍^(qū)）間工業(yè)用水效率差異顯著。要因地制宜，提升用水效率：四川應(yīng)大力發(fā)展經(jīng)濟、努力提高期望產(chǎn)出，山西應(yīng)注意節(jié)能降耗，河南、陜西和甘肅應(yīng)優(yōu)化投入要素結(jié)構(gòu)，內(nèi)蒙古應(yīng)繼續(xù)減少廢水排放，寧夏和青海應(yīng)發(fā)揮投入產(chǎn)出的要素協(xié)調(diào)優(yōu)勢，山東在維持工業(yè)產(chǎn)出大的同時要注意減少投入。

（2）技術(shù)創(chuàng)新水平對工業(yè)用水效率影響顯著為正，且存在正向門檻效應(yīng)。提高黃河流域工業(yè)用水效率首先要依靠技術(shù)創(chuàng)新，應(yīng)加大資金投入，引進先進的工業(yè)清潔生產(chǎn)技術(shù)和廢水處理技術(shù)，同時提高自主研發(fā)能力，提升技術(shù)創(chuàng)新水平。

（3）城鎮(zhèn)化水平、工業(yè)發(fā)展水平、水資源豐裕度和政府研發(fā)支持度對工業(yè)用水效率有顯著促進作用。技術(shù)創(chuàng)新水平可以擴大正向因素對工業(yè)用水效率的積極影響。應(yīng)加強城鎮(zhèn)化建設(shè)，提升工業(yè)綠色發(fā)展水平，改變水資源利用方式并加大技術(shù)和資金支持力度，依托技術(shù)創(chuàng)新發(fā)揮投入產(chǎn)出關(guān)聯(lián)和要素集聚效應(yīng)，進一步提升工業(yè)用水效率。

（4）環(huán)境規(guī)制、經(jīng)濟發(fā)展水平和人口總量對工業(yè)用水效率有顯著抑制作用?？梢园l(fā)揮技術(shù)創(chuàng)新的趨同效應(yīng)，減小負向因素對工業(yè)用水效率的不利影響。應(yīng)在實施環(huán)境規(guī)制、促進經(jīng)濟發(fā)展和擴大人口規(guī)模的過程中，配合技術(shù)創(chuàng)新協(xié)同給力，依托科技環(huán)保項目、技術(shù)工程項目、高技術(shù)人才項目等促進生態(tài)環(huán)境保護，驅(qū)動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，提升人力資本水平，以減小環(huán)境規(guī)制、經(jīng)濟發(fā)展和人口總量對用水效率的負面影響。