碳排放約束下我國(guó)工業(yè)水資源利用效率及其影響因素研究

田 澤，王顥霏，任陽(yáng)軍

（河海大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 211100）

0 引言

在我國(guó)經(jīng)濟(jì)由高速增長(zhǎng)階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量增長(zhǎng)階段的大背景下，工業(yè)經(jīng)濟(jì)正逐步由粗放型發(fā)展向集約型轉(zhuǎn)變，同時(shí)，許多地區(qū)對(duì)水資源的開發(fā)利用已經(jīng)超出了水資源及水環(huán)境的承載能力。水資源已成為制約經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展和影響社會(huì)生產(chǎn)生活的重要因素。我國(guó)政府在2015年發(fā)布的《水污染防治行動(dòng)計(jì)劃》以及2016年發(fā)布的《水利改革發(fā)展“十三五”規(guī)劃》文件中都對(duì)工業(yè)水資源利用效率以及工業(yè)污染防治等提出了更高的要求。2019年我國(guó)工業(yè)用水總量達(dá)1 217億m3，占用水總量的20.2%，一直是我國(guó)第二大用水戶。

目前我國(guó)工業(yè)用水一方面面臨各地工業(yè)水資源供需矛盾較大的問題（鄭樂等，2020）。另一方面，在工業(yè)水資源在使用中伴隨著較嚴(yán)重的工業(yè)廢水污染排放的問題（徐敏等，2019），由此可見，我國(guó)工業(yè)用水存在供需矛盾、污染排放等問題，工業(yè)水資源利用現(xiàn)狀亟須改善。為了實(shí)現(xiàn)環(huán)境約束下工業(yè)效益的最大化，首先需對(duì)工業(yè)水資源利用效率進(jìn)行科學(xué)評(píng)價(jià)，在此基礎(chǔ)上對(duì)其時(shí)間演變和空間動(dòng)態(tài)演變進(jìn)行分析，并分析工業(yè)水資源利用效率的主要影響因素，對(duì)于提高我國(guó)工業(yè)水資源利用效率，加快我國(guó)生態(tài)文明體制的改革以及雙型社會(huì)的建設(shè)有重要意義。

1 文獻(xiàn)綜述

近年來(lái)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者的相關(guān)研究主要集中在工業(yè)水資源利用效率的測(cè)度方法、空間差異和影響因素等方面。在工業(yè)水資源利用效率的測(cè)度方法方面，主要有數(shù)據(jù)包絡(luò)分析DEA（data envelopment analysis）方法（Wang等，2019；Chen等，2021）和隨機(jī)前沿方法SFA（stochastic frontier approach）（陳關(guān)聚等，2013；雷玉桃等，2017）。DEA方法與SFA方法相比，主要區(qū)別是DEA作為非參數(shù)方法計(jì)算的是相對(duì)效率，SFA作為參數(shù)方法計(jì)算的是絕對(duì)效率?？紤]到傳統(tǒng)DEA模型不能較好的解決非期望產(chǎn)出和松弛變量等問題，Tone（2001）在傳統(tǒng)DEA模型的基礎(chǔ)上提出了非徑向非導(dǎo)向的SBM模型。SBM模型在工業(yè)用水效率評(píng)價(jià)方面受到了廣泛運(yùn)用，李靜等（2014）基于SBM-Undesirable模型評(píng)價(jià)我國(guó)工業(yè)用水在資源與環(huán)境雙重約束下的效率；王 保 乾 等 （2022） 基 于 水 足 跡 和 SBMMalmquist模型對(duì)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶工業(yè)用水效率進(jìn)行測(cè)算，發(fā)現(xiàn)全要素生產(chǎn)率指數(shù)呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。

在空間差異研究方面，學(xué)者們發(fā)現(xiàn)我國(guó)區(qū)域工業(yè)水資源利用效率在空間維度上存在相對(duì)顯著的正向自相關(guān)特征（岳立等，2011）。進(jìn)一步地，肖磊等（2020）發(fā)現(xiàn)，全國(guó)和西部工業(yè)綠色水資源效率不存在σ收斂，但中部和東部存在σ收斂；張峰等（2021）認(rèn)為，全國(guó)和中、西部地區(qū)效率均表現(xiàn)出σ收斂和絕對(duì)β收斂的特點(diǎn)，而東部地區(qū)存在內(nèi)部效率差距逐漸被擴(kuò)大的可能性；姬志恒等（2022）對(duì)中國(guó)工業(yè)用水效率空間差異和分布動(dòng)態(tài)演進(jìn)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)效率值存在區(qū)域間非均衡化特征，各地區(qū)分化態(tài)勢(shì)有所不同。

在影響因素研究方面，董巧珍（2018）對(duì)我國(guó)31個(gè)省市區(qū)工業(yè)水資源利用效率進(jìn)行評(píng)價(jià)發(fā)現(xiàn)，在影響工業(yè)用水效率的因素中，自然稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、科技進(jìn)步、工業(yè)結(jié)構(gòu)和工業(yè)用水重復(fù)利用率這五個(gè)因素對(duì)我國(guó)工業(yè)水資源利用效率有著顯著影響。李珊等（2019）通過(guò)Tobit回歸發(fā)現(xiàn)水資源總量、地區(qū)生產(chǎn)總值、工業(yè)用水占比、R＆D投入占比的增多對(duì)工業(yè)用水效率有負(fù)向影響，而地區(qū)常住人口、城鎮(zhèn)化率和人均教育支出的增多對(duì)工業(yè)用水效率有正向影響，且不同影響因素對(duì)中國(guó)工業(yè)用水效率的影響程度存在空間差異。尹慶民等（2020）考慮了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、工業(yè)化程度、技術(shù)水平、水資源稟賦和政府環(huán)境管制力度等變量對(duì)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶工業(yè)用水效率的影響，并發(fā)現(xiàn)其存在地區(qū)差異。

綜上，關(guān)于工業(yè)水資源利用效率評(píng)價(jià)和影響因素的研究已取得較豐富的研究成果，但是仍存在一些不足：從研究方法上看，多數(shù)學(xué)者多從靜態(tài)角度測(cè)算工業(yè)水資源利用效率，缺乏對(duì)效率動(dòng)態(tài)趨勢(shì)的研究；從研究變量上看，在評(píng)價(jià)工業(yè)用水效率時(shí)學(xué)者多考慮廢水排放這一環(huán)境約束，鮮有將碳排放納入非期望變量中的研究。因此，本文采用動(dòng)態(tài)非期望DEA模型測(cè)算碳排放約束下的工業(yè)水資源利用效率，并利用Dagum基尼系數(shù)、Kernel密度估計(jì)、Tobit回歸模型對(duì)工業(yè)水資源利用效率的空間差異、分布動(dòng)態(tài)演進(jìn)以及影響因素進(jìn)行研究，以期提出針對(duì)性的對(duì)策建議。

2 研究方法

2.1 Dynam ic-undesirable（動(dòng)態(tài)-非期望）DEA方法

Charnes等（1978）在Farrell（1957）的“邊界”概念基礎(chǔ)上提出了數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（CCR DEA模型）。Banker等（1984）擴(kuò)展了規(guī)?；貓?bào)假設(shè)，提出了可以衡量技術(shù)效率（TE）和規(guī)模效率（SE）的BCC模型。此后，DEA成為面向多目標(biāo)環(huán)境下，評(píng)估多種決策方案優(yōu)先順序的有效方法，并有SBM模型、超效率DEA、混合DEA、網(wǎng)絡(luò)DEA、兩階段DEA、模糊DEA等諸多模型延伸與擴(kuò)展。

面對(duì)連續(xù)活動(dòng)的動(dòng)態(tài)性，F(xiàn)?re等（1996）提出了兩個(gè)時(shí)期存在“結(jié)轉(zhuǎn)活動(dòng)”影響的新分析。由于工業(yè)水資源利用效率的變化存在年份間的相互關(guān)系及相關(guān)動(dòng)態(tài)性的影響，且投入產(chǎn)出指標(biāo)體系中包含碳排放這一非期望產(chǎn)出。因而，本研究模型設(shè)計(jì)借鑒Tone等（2010）的SBM（slack-based measures）動(dòng)態(tài)DEA模型，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行修正后建立動(dòng)態(tài)DEA模型。具體內(nèi)容如下：

假設(shè)研究期內(nèi)存在n個(gè)DMU（decision-making unit，決策單元），每個(gè)DMU在t期有不同的投入和產(chǎn)出，通過(guò)結(jié)轉(zhuǎn)變量Z鏈接到下一個(gè)時(shí)期t＋1，如式（1）所示：

由于存在投入差額和產(chǎn)出差額，該模型效率值將以非線性的評(píng)估方式與單一數(shù)值選取來(lái)呈現(xiàn)效率值結(jié)果，效率值δ*的區(qū)間為（0，1］。某個(gè)DMU效率值為1時(shí)，代表其在生產(chǎn)邊界上無(wú)投入或產(chǎn)出差額，將達(dá)到最優(yōu)狀態(tài)。其最優(yōu)效率值ρ*將由公式（8）計(jì)算得出：

2.2 Dagum基尼系數(shù)分解法

本文采用Dagum基尼系數(shù)對(duì)中國(guó)工業(yè)水資源利用效率的區(qū)域差異程度及來(lái)源進(jìn)行測(cè)算和分析，將基尼系數(shù)（G）分解為區(qū)域內(nèi)差異（Gw）、區(qū)域間差異（Gnb）以及超變密度（Gt）。具體的計(jì)算公式如下：

式中：yji（yhr）為第j（h）個(gè)區(qū)域第i（r）個(gè)省市區(qū)的工業(yè)用水效率；μ為各省市區(qū)工業(yè)用水效率的均值；n為省市區(qū)個(gè)數(shù)；k為區(qū)域個(gè)數(shù)；nj（nh）為第j（h）個(gè)區(qū)域省市區(qū)數(shù)量；pj＝nj／n，sj＝njμ／（nμ）；Djk為第j、h個(gè)區(qū)域間工業(yè)用水效率的相對(duì)影響；djh為區(qū)域間工業(yè)用水效率的差值；pjh為第j、h個(gè)區(qū)域中所有yhr-yji＞0的樣本值總和的期望；Fj（Fh）為第j（h）個(gè)區(qū)域的累積密度分布函數(shù)。

2.3 核密度估計(jì)

核密度估計(jì)一種是基于核函數(shù)用于平滑估計(jì)隨機(jī)變量的分布形態(tài)的非參數(shù)分析方法，其優(yōu)勢(shì)在于不附加任何具體的假設(shè)，可以從數(shù)據(jù)樣本自身進(jìn)行分布特征描述。本文基于動(dòng)態(tài)DEA方法的效率測(cè)度結(jié)果，利用核密度曲線從時(shí)間維度對(duì)我國(guó)工業(yè)水資源利用效率的分布形態(tài)、分布位置和演變過(guò)程進(jìn)行動(dòng)態(tài)展現(xiàn)。具體過(guò)程如下：假設(shè)隨機(jī)變量x在x點(diǎn)的概率密度函數(shù)為f（x），則x點(diǎn)的概率密度可以表示為：

式中：xi是獨(dú)立相同分布的樣本數(shù)據(jù)；x是均值；N是觀測(cè)數(shù)；h是帶寬；K（x）為核函數(shù)。在本研究中，x1，…，xn為各省份工業(yè)水資源利用效率值，f（x）為各省份工業(yè)水資源利用效率核密度估計(jì)。根據(jù)現(xiàn)有研究的一般做法，選擇高斯核函數(shù)進(jìn)行估計(jì)，其數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

2.4 Tobit回歸

工業(yè)水資源利用效率除了受選定的投入產(chǎn)出變量的影響外，還會(huì)受到其他因素帶來(lái)的不同程度的影響。在評(píng)價(jià)工業(yè)水資源利用效率的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步對(duì)效率的影響因素進(jìn)行研究?？紤]到基于動(dòng)態(tài)非期望DEA模型測(cè)度的工業(yè)水資源利用效率值均大于0，本文將采用可較好解決因變量受限問題的Tobit回歸模型進(jìn)行檢驗(yàn)。Tobit回歸模型的數(shù)學(xué)表達(dá)式如下：

式中：T為截?cái)嘁蜃兞浚籘′為潛在因變量，即工業(yè)水資源利用效率測(cè)度值；α為截距項(xiàng)；xi為自變量；β為系數(shù)；εi為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

3 工業(yè)水資源利用效率測(cè)度

3.1 模型設(shè)定及變量選取

3.1.1 動(dòng)態(tài)-非期望DEA模型

圖1為具體模型結(jié)構(gòu)及相關(guān)變量選取情況。選取了6個(gè)變量對(duì)2010—2019年中國(guó)工業(yè)水資源的利用效率進(jìn)行測(cè)算，其中投入變量2個(gè)（勞動(dòng)力和水資源），期望產(chǎn)出變量1個(gè)（GDP），非期望產(chǎn)出變量2個(gè)（環(huán)境污染和碳排放），結(jié)轉(zhuǎn)變量1個(gè)（資本）。

圖1 研究框架圖Fig.1 Research framework

3.1.2 變量選取

根據(jù)柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)F（s，p）＝f（k，l，h），其中s、p、k、l、以及h分別表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、環(huán)境污染、資本投入、勞動(dòng)力投入以及水資源投入。投入產(chǎn)出變量如表1所示。

表1 變量選取及數(shù)據(jù)來(lái)源說(shuō)明Table 1 Selection of variables and explanation of data source

在投入變量選取中，勞動(dòng)力投入以規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)平均用工人數(shù)表示，水資源投入以工業(yè)用水量表示。由于資本投入具有長(zhǎng)期流轉(zhuǎn)的特點(diǎn)，其價(jià)值是在投入過(guò)程中逐漸轉(zhuǎn)移到產(chǎn)出中的，因此本文選取資本投入為結(jié)轉(zhuǎn)變量，以規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)固定資產(chǎn)合計(jì)表示。

在產(chǎn)出變量選取中，期望產(chǎn)出以工業(yè)增加值（當(dāng)年價(jià)格）表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)出，非期望產(chǎn)出不僅涵蓋以工業(yè)廢水排放量為表征的環(huán)境污染，而且根據(jù)碳排放對(duì)工業(yè)水資源利用效率的約束作用，以碳排放量反映其約束作用。其中關(guān)于二氧化碳的排放數(shù)據(jù)，目前我國(guó)各地區(qū)還有沒有官方統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，需要通過(guò)各地區(qū)的能源消耗量來(lái)對(duì)二氧化碳的排放量進(jìn)行估算。選取各省市主要化石燃料的消耗量，通過(guò)《IPCC國(guó)際溫室氣體清單指南（2006）》中的方法對(duì)二氧化碳排放量進(jìn)行計(jì)算，其計(jì)算公式如下：

式中：i為第i種化石燃料，本文選取煤炭、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油和天然氣7種主要化石燃料；Ei、NCVi、CEFi、COFi分別為第i種化石燃料的消耗量、平均低位熱值、單位熱值含碳量及碳氧化率。

3.1.3 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以中國(guó)30省市為決策單元，由于西藏、香港、澳門和臺(tái)灣等地區(qū)數(shù)據(jù)缺失，暫不考慮測(cè)度分析，同時(shí)根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的分類標(biāo)準(zhǔn)將30個(gè)省市按政策劃分為東、中、西部地區(qū)。樣本區(qū)間設(shè)定為2010—2019年，各指標(biāo)體系的數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省市統(tǒng)計(jì)年鑒。

3.2 工業(yè)水資源效率測(cè)度結(jié)果分析

3.2.1 總體效率

利用動(dòng)態(tài)非期望DEA模型對(duì)我國(guó)30個(gè)省份2010—2019年工業(yè)水資源利用效率進(jìn)行測(cè)算，結(jié)果如表2所示?？傮w而言，我國(guó)工業(yè)水資源利用效率呈現(xiàn)波動(dòng)性上升趨勢(shì)，從2010年的0.786上升到2019年的0.814，這得益于國(guó)家和各省份對(duì)工業(yè)水資源的保護(hù)、開發(fā)、利用的政策措施及先進(jìn)技術(shù)在工業(yè)生產(chǎn)中的廣泛應(yīng)用。2010—2012年，工業(yè)水資源利用效率呈上升趨勢(shì)，從2010年的0.786上升至2012年的0.802。2013—2015年，工業(yè)水資源利用效率呈下降趨勢(shì)，從2013年的0.779下降至2015年的0.748。2016—2019年，工業(yè)水資源利用效率呈現(xiàn)波動(dòng)上升趨勢(shì)，從2016年的0.753上升至2019年的0.814。

表2 各省份工業(yè)水資源效率值Table 2 Industrialwater resource efficiency in each province

從省域角度來(lái)看，在樣本考察期內(nèi)，北京、上海、浙江、福建、廣東、云南、陜西這7個(gè)省市的工業(yè)用水效率值為1，達(dá)到了效率的前沿面。四川、天津、湖南等6省市工業(yè)用水效率大于0.9，而河南、山西、廣西等13省市的效率值低于0.8，尤其吉林（0.297）、寧夏 （0.367）和青海 （0.389）的效率值均小于0.4，在各省市區(qū)中處于落后位置。分區(qū)域來(lái)看，2010—2019年?yáng)|部（0.862）、西部（0.688）、中部（0.662）工業(yè)水資源利用效率依次遞減，中、西部工業(yè)水資源利用效率與東部區(qū)域相比存在較大差距。此外，工業(yè)水資源利用效率均值排前十名的省區(qū)市有6個(gè)來(lái)自東部，排名后十位的省區(qū)市有9個(gè)來(lái)自中西部。

3.2.2 Dagum基尼系數(shù)

本文采用Dagum基尼系數(shù)探究我國(guó)工業(yè)用水效率區(qū)域差異的程度及其來(lái)源，結(jié)果如表3所示。

表3 工業(yè)水資源利用效率基尼系數(shù)及分解結(jié)果Table 3 Gini coefficients and decomposition results of industrial water resource use efficiency

1）工業(yè)水資源效率總體和區(qū)域內(nèi)差異。

由表3可以看出，我國(guó)工業(yè)水資源利用效率的存在一定差異，從演變趨勢(shì)看，效率總體差異呈先上升后下降的趨勢(shì)，2010—2015年，總體差異從0.141上升到0.184，隨后在2016—2019年，總體差異開始逐年下降，從0.173下降到0.139。樣本期間，總體差異在2019年達(dá)到最低點(diǎn)，在2015年達(dá)到最高點(diǎn)。

從區(qū)域內(nèi)基尼系數(shù)差異來(lái)看，東中西部基尼系數(shù)在樣本期內(nèi)也呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢(shì)。具體而言，東部基尼系數(shù)為0.076～0.119，均值為0.162；中部基尼系數(shù)為0.134～0.192，均值為0.163；西部基尼系數(shù)為0.162～0.225，均值為0.197?？梢?，從差異水平看，西部區(qū)域內(nèi)差異最大，中部其次，東部區(qū)域內(nèi)差異最小；從變化趨勢(shì)看，東部區(qū)域內(nèi)差異波動(dòng)幅度最小，中部和西部基本持平。西部各省市區(qū)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)與環(huán)境狀況存在較大差異，陜西、云南、四川等省市區(qū)發(fā)展較好，但大部分地區(qū)發(fā)展還較為滯后，再加上西部水資源與東中部相比嚴(yán)重短缺，分布也存在不均衡的情況，因此工業(yè)水資源利用效率差異最大。東部大部分省市在我國(guó)屬于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，在區(qū)域一體化進(jìn)程中各省市之間的差距逐步縮小。

2）工業(yè)水資源效率區(qū)域間差異。

研究期內(nèi)，東部與中部、中部和西部工業(yè)水資源利用效率呈波動(dòng)上升趨勢(shì)，東部與西部呈波動(dòng)下降趨勢(shì)。東部與中部、中部和西部區(qū)域間差異在2015年同時(shí)達(dá)到最大值。從表3區(qū)域間差異結(jié)果可見，從差異水平來(lái)看，東部與中部工業(yè)水資源區(qū)域間差異為0.116～0.197，東部與西部區(qū)域間差異為0.134～0.192，中部與西部區(qū)域間差異為0.155～0.211。東部和中部工業(yè)水資源利用效率差異加大，可能是因?yàn)闁|部地區(qū)率先進(jìn)行了高耗能高污染產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，使工業(yè)水資源利用效率得到有效的提高。

3）工業(yè)水資源利用效率差異來(lái)源與貢獻(xiàn)。

研究期內(nèi)，從區(qū)域差異來(lái)源看，我國(guó)工業(yè)水資源利用效率的區(qū)域間差異為0.040～0.044，區(qū)域內(nèi)差異為0.429～0.270，超變密度數(shù)值為0.040～0.058。從差異貢獻(xiàn)率看，區(qū)域內(nèi)差異貢獻(xiàn)率在波動(dòng)中呈上升趨勢(shì)，區(qū)域間差異貢獻(xiàn)率呈下降趨勢(shì)，超變密度貢獻(xiàn)率呈上升趨勢(shì)。區(qū)域內(nèi)差異貢獻(xiàn)率從2010年的28.4%上升到2019年的31.5%，區(qū)域間差異貢獻(xiàn)率從2010年的42.9%下降到27%，超變密度貢獻(xiàn)率從2010年的28.6%上升到41.4%。從區(qū)域差異來(lái)源看，區(qū)域間差異為0.040～0.044，區(qū)域內(nèi)差異為0.429～0.270，超變密度數(shù)值為0.040～0.058。隨著時(shí)間的推移，區(qū)域內(nèi)的差異大小與貢獻(xiàn)率呈上升趨勢(shì)，是我國(guó)工業(yè)水資源利用效率總體差異的主要來(lái)源。

3.2.3 核密度估計(jì)

圖2給出了全國(guó)及東中西部區(qū)域工業(yè)水資源利用效率的動(dòng)態(tài)演進(jìn)趨勢(shì)?？梢园l(fā)現(xiàn)，工業(yè)水資源利用效率總體上呈雙峰分布趨勢(shì)，為雙極型分布，說(shuō)明地區(qū)間工業(yè)水資源利用效率存在兩極分化的情況。對(duì)比核密度圖曲線移動(dòng)趨勢(shì)來(lái)看，主峰存在先左移—右移的循環(huán)趨勢(shì)，意味著整體工業(yè)用水效率呈波動(dòng)趨勢(shì)，主峰的峰值高度也呈現(xiàn)出循環(huán)趨勢(shì)，說(shuō)明高效率水平省份數(shù)量也有多次波動(dòng)。隨著全面深化改革，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)高度重視生態(tài)文明建設(shè)，工業(yè)水資源利用效率呈波動(dòng)上升態(tài)勢(shì)，2019年核密度曲線峰值最高，說(shuō)明這一年有效率的省份數(shù)量最多，達(dá)到14個(gè)，占比46.7%。根據(jù)圖2（b）可以看出，東部地區(qū)的工業(yè)水資源利用效率為雙極型分布，2010—2019年峰值降低，說(shuō)明東部地區(qū)省份的工業(yè)用水效率差異變大。從圖2（c）來(lái)看，中部地區(qū)效率的差異在不斷擴(kuò)大，說(shuō)明中部地區(qū)的工業(yè)水資源利用效率存在多極分化現(xiàn)象。從圖2（d）可以發(fā)現(xiàn)，西部區(qū)域2010—2019年工業(yè)用水效率在0.8～1.0效率值處的波峰在不斷提高，說(shuō)明西部區(qū)域的工業(yè)水資源利用高效率省份數(shù)量在上升。

圖2 工業(yè)水資源利用效率核密度估計(jì)圖Fig.2 Kernel density plot of industrial water resource use efficiency

4 工業(yè)水資源利用效率影響因素分析

4.1 模型構(gòu)建與變量選取

基于各省市工業(yè)水資源利用效率評(píng)價(jià)結(jié)果分析，進(jìn)一步探究影響工業(yè)水資源利用效率的因素?？紤]工業(yè)水資源利用效率影響因素的復(fù)雜性、地區(qū)差異性以及數(shù)據(jù)的可得性，以各省市區(qū)的碳排放約束下的工業(yè)水資源利用效率為因變量，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、要素稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)創(chuàng)新和環(huán)境規(guī)制為自變量。構(gòu)建如下Tobit回歸模型，具體影響因素變量與描述性統(tǒng)計(jì)如表4所示。

表4 工業(yè)水資源利用效率影響因素變量與描述性統(tǒng)計(jì)Table 4 Factors and descriptive statistics of industrialwater resource use efficiency

式中：Mi，t為地區(qū)年工業(yè)水資源利用效率值；β1～5為影響因素變量的回歸系數(shù)；α為Tobit回歸方程的截距項(xiàng)；εi，t為隨機(jī)干擾項(xiàng)。工業(yè)水資源利用效率影響因素的選取如下。

1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)工業(yè)水資源利用效率的影響有兩種看法，一是認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平更高，生產(chǎn)消費(fèi)的水資源消耗的更多，經(jīng)濟(jì)發(fā)展和資源環(huán)境間的矛盾更為突出，另一種看法是經(jīng)濟(jì)更發(fā)達(dá)的地區(qū)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和資源消耗的問題會(huì)更加重視，管制機(jī)制更加完善，采用人均GDP衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

2）要素稟賦。中國(guó)東中西部水資源量差異明顯，一般認(rèn)為，如果地區(qū)水資源量較低，水資源的利用效率問題會(huì)得到重視，利用效率更高。因此水資源要素稟賦對(duì)工業(yè)水資源利用效率會(huì)產(chǎn)生一定影響，采用人均水資源量衡量水資源稟賦。

3）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面，工業(yè)更發(fā)達(dá)的地區(qū)，工業(yè)水資源消耗更多，地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)工業(yè)水資源的利用效率有較直接的影響，采用工業(yè)增加值占GDP的比重表示各省份的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

4）技術(shù)創(chuàng)新。一般認(rèn)為地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新能力越強(qiáng)，越能推動(dòng)工業(yè)用水效率的提升，采用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R＆D經(jīng)費(fèi)與規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入比重衡量技術(shù)創(chuàng)新能力的強(qiáng)弱。

5）環(huán)境規(guī)制。政府在環(huán)境保護(hù)上的投入對(duì)于工業(yè)水資源利用效率也有較直接的影響，更多在環(huán)保上的投入有利于利用效率的提高，選取工業(yè)治理廢水項(xiàng)目完成投資額衡量環(huán)境規(guī)制。

4.2 Tobit回歸結(jié)果分析

表5列示了工業(yè)水資源利用效率影響因素回歸結(jié)果。

表5 工業(yè)水資源利用效率影響因素回歸結(jié)果Table 5 Factor regression results of industrial water resource use efficiency

1）地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。不管是從全國(guó)層面還是區(qū)域?qū)用鎭?lái)看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)工業(yè)用水效率都有著顯著的正向作用，就全國(guó)而言，在其他條件不變下，人均GDP每增長(zhǎng)1%，工業(yè)用水效率提升0.000 436%。經(jīng)濟(jì)水平的提高，能夠?yàn)楣I(yè)用水效率的提高提供財(cái)政支持，從而促進(jìn)工業(yè)用水效率的提高。

2）水資源稟賦。無(wú)論是全國(guó)層面還是區(qū)域?qū)用?，人均水資源量對(duì)工業(yè)水資源利用效率均呈負(fù)向影響，說(shuō)明水資源稟賦的增加會(huì)降低工業(yè)用水效率。這一現(xiàn)象也從側(cè)面證明了資源詛咒理論，豐富的水資源使得工業(yè)用水成本低，節(jié)水意識(shí)的淡薄，從而對(duì)工業(yè)水資源利用效率的提高有抑制作用。

3）工業(yè)化程度。工業(yè)化程度對(duì)我國(guó)整體工業(yè)水資源利用效率為正向作用，這說(shuō)明工業(yè)化程度的增長(zhǎng)會(huì)促進(jìn)工業(yè)水資源利用效率提升。從區(qū)域角度來(lái)看，其對(duì)東部區(qū)域呈現(xiàn)負(fù)向影響，對(duì)中西部區(qū)域呈正向影響。東部區(qū)域工業(yè)化程度提高會(huì)影響效率的降低，其原因可能是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整難以有效滿足工業(yè)水資源利用效率提升的需求，在優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整時(shí)要關(guān)注節(jié)水控制和水污染治理的效果。

4）技術(shù)創(chuàng)新程度。技術(shù)創(chuàng)新水平對(duì)我國(guó)整體和區(qū)域的工業(yè)水資源利用效率均為正向作用，規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R＆D經(jīng)費(fèi)占規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的比重增加會(huì)促進(jìn)工業(yè)水資源利用效率的提高，工業(yè)企業(yè)研發(fā)投入有利于生產(chǎn)技術(shù)和污染處理技術(shù)水平的提升，進(jìn)而促進(jìn)工業(yè)用水效率。

5）環(huán)境規(guī)制。從全國(guó)層面來(lái)看，環(huán)境規(guī)制對(duì)我國(guó)整體工業(yè)用水效率有顯著的正向影響，表明當(dāng)?shù)氐沫h(huán)境約束會(huì)加強(qiáng)工業(yè)污染治理和生態(tài)環(huán)境保護(hù)能力，有利于工業(yè)用水效率的提高。從區(qū)域?qū)用鎭?lái)看，政府環(huán)境管制力度對(duì)東、西部地區(qū)的工業(yè)用水效率的提升有積極影響，對(duì)中部地區(qū)的工業(yè)用水效率為顯著的負(fù)向影響?？赡艿脑蚴侵胁康貐^(qū)目前的環(huán)境管制體系還不夠完善，企業(yè)污染治理成本過(guò)高，未達(dá)到理想效果。

5 結(jié)論和建議

通過(guò)對(duì)我國(guó)2010—2019年工業(yè)水資源利用效率進(jìn)行測(cè)算，探究工業(yè)水資源利用效率的地區(qū)差異及分布動(dòng)態(tài)演進(jìn)，并進(jìn)一步對(duì)工業(yè)水資源利用效率影響因素進(jìn)行研究。得出以下結(jié)論。

1）2010—2019年我國(guó)工業(yè)水資源利用效率處于中等水平，各省份總效率值的均值為0.745，工業(yè)水資源利用效率處于中效水平和低效水平的省份接近一半（13／30），效率仍有提升空間。其中，工業(yè)水資源利用效率均值從空間角度來(lái)看，呈現(xiàn)東部（0.914） ＞西部 （0.688） ＞中部 （0.662）的規(guī)律。

2）我國(guó)工業(yè)水資源利用效率呈現(xiàn)波動(dòng)性上升趨勢(shì)的時(shí)間變化特征。從分布動(dòng)態(tài)來(lái)看，地區(qū)間效率存在兩極分化的情況，效率存在較大差距，且整體工業(yè)用水效率呈波動(dòng)趨勢(shì)，高效率水平省份數(shù)量有多次波動(dòng)。工業(yè)水資源利用效率區(qū)域總體差異呈先上升后下降的趨勢(shì)。從區(qū)域內(nèi)差異來(lái)看，西部區(qū)域內(nèi)差異最大（0.197），中部其次（0.163），東部區(qū)域內(nèi)差異最小（0.162），東部區(qū)域內(nèi)差異波動(dòng)幅度最小，中部和西部基本持平。從區(qū)域間差異來(lái)看，東部與中部、中部和西部工業(yè)水資源利用效率呈波動(dòng)上升趨勢(shì)，東部與西部呈波動(dòng)下降趨勢(shì)。此外，區(qū)域內(nèi)差異是我國(guó)工業(yè)水資源利用效率總體差異的主要來(lái)源。

3）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和技術(shù)創(chuàng)新對(duì)全國(guó)和各區(qū)域的工業(yè)用水效率均有正向促進(jìn)作用，水資源稟賦對(duì)全國(guó)和各區(qū)域均為負(fù)向作用，工業(yè)化程度和環(huán)境規(guī)制對(duì)不同區(qū)域的影響存在明顯差異。

基于以上結(jié)論，提出如下政策建議。

1）推動(dòng)區(qū)域要素加速流動(dòng)，因地制宜制定工業(yè)用水效率提升對(duì)策。

我國(guó)工業(yè)水資源利用效率從空間角度來(lái)看存在區(qū)域間非均衡化的特征，地區(qū)間效率存在兩極分化的情況。各地區(qū)要加快推動(dòng)各類經(jīng)濟(jì)要素自主有序流動(dòng)，優(yōu)化區(qū)域經(jīng)濟(jì)布局，促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。其中，東部地區(qū)要發(fā)揮經(jīng)濟(jì)及技術(shù)優(yōu)勢(shì)，構(gòu)建與綠色用水相適應(yīng)的現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系，同時(shí)，發(fā)揮輻射作用帶動(dòng)中部、西部地區(qū)工業(yè)水資源利用效率的提高；中西部地區(qū)要對(duì)工業(yè)資源配置進(jìn)行優(yōu)化，積極借鑒效率較高地區(qū)的生產(chǎn)新技術(shù)，對(duì)工業(yè)涉水基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)進(jìn)行完善，改善生產(chǎn)工藝，提高產(chǎn)業(yè)清潔度。

2）不斷提高工業(yè)用水技術(shù)水平，持續(xù)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

從工業(yè)水資源利用效率影響因素回歸結(jié)果可以看出，工業(yè)企業(yè)研發(fā)投入有利于工業(yè)用水效率的提高，應(yīng)積極提高工業(yè)行業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)和污染處理技術(shù)水平，鼓勵(lì)增加先進(jìn)技術(shù)和設(shè)備的投資。我國(guó)中部、西部地區(qū)的大部分省份的工業(yè)水資源利用效率仍處于中低水平，當(dāng)?shù)卣七M(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)轉(zhuǎn)型，鼓勵(lì)工業(yè)企業(yè)引用綠色、環(huán)保的生產(chǎn)技術(shù)，淘汰落后的高污染高排放的工業(yè)企業(yè)，減少高污染高排放的工業(yè)生產(chǎn)。另外，對(duì)積極推進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級(jí)轉(zhuǎn)型的企業(yè)可在稅收、土地等方面提供一定的優(yōu)惠政策。

3）堅(jiān)持經(jīng)濟(jì)效益和生態(tài)效益平衡原則，加強(qiáng)政府監(jiān)督力度。

觀察工業(yè)水資源利用效率影響因素回歸結(jié)果，政府環(huán)境管制力度對(duì)工業(yè)用水效率的影響是積極的。各地政府要優(yōu)化工業(yè)生產(chǎn)資源配置，堅(jiān)持推進(jìn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，推動(dòng)工業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)?？紤]到我國(guó)環(huán)境管理體制有待建設(shè)，環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)評(píng)價(jià)體系有待完善，要加強(qiáng)建設(shè)以排污許可制為基礎(chǔ)的新型綠色的環(huán)境管理制度體系，不斷完善與環(huán)境保護(hù)相關(guān)的法律法規(guī)，處理好工業(yè)生產(chǎn)和生態(tài)環(huán)境之間的矛盾，從而推動(dòng)工業(yè)水資源利用效率的不斷提升。