流域内经济结构性调整对水环境质量的长短期效应分析

方琳　吴凤平　张庆海

摘要

随着流域内工业化和城镇化的深入发展，流域水环境面临的形势十分严峻，太湖流域作为我国社会经济发展最快的地区之一，其水体质量不容乐观。为了实现流域内经济、社会和环境的协调发展，本文首先基于主成份分析法确定太湖流域水质综合污染指数，以此表征流域水环境质量。在此基础上，基于ARDL模型的边限协整检验方法，利用1991—2014年的太湖流域（江苏部分）产业结构调整、人口城乡流动和政府环境规制的相关数据，从经济结构性调整视角分析其对流域水环境质量的长短期效应。实证结果表明：产业结构调整对水环境质量的长短期弹性分别为79.522和-179.283，说明流域内第二产业的长期粗放式增长会导致水质恶化，而且其影响程度并不会随着时间而自动消退。而人口城乡结构变化对水环境质量的长短期弹性分别为67.578和309.411，说明流域内人口从农村流动到城市，短期会增加用水量，加剧水质恶化，而长期造成的负面影响则会相对逐渐减弱。至于政府在流域治理方面的规制行为，由于其长短期弹性分别为-21.705和19.687，说明政府治理行为短期并不会有效改善水体质量，其管制效果并非立竿见影，往往需要等待若干年才能有初步成效，而且相比产业结构和人口城乡结构对流域水环境质量的影响程度，政府环境规制对水质的影响力度略显不足。最后基于实证分析结果，本文提出了促进改善流域水环境质量的若干政策建议，包括：优化第一产业和大力发展第三产业，促进产业结构优化调整；加大城市环境保护宣传力度，普及节水意识和管制排污行为，并扶植农业发展，实现城乡人口数量的合理流动；促进研发一些高新排污设备，继续加大政府在治理污水方面的投资，强化政府的环境规制行为等。

关键词 产业结构调整；人口城乡结构；政府环境规制；主成份分析；边限协整检验

中图分类号 X22文献标识码 A文章编号 1002-2104（2017）11-0176-09DOI：10.12062/cpre.20170443

改革开放以来，流域水资源开发、利用工作取得显著成效，为流域内经济和社会发展做出了突出贡献，但同时，水资源短缺、水污染严重等问题亦十分突出。太湖流域是我国社会经济发展最快的地区之一，其水体富营养化程度十分严重[1]，据《太湖流域水资源公报》显示，2015年度太湖流域河流水质评价总河长5 688.5 km，全年仅有20.3%的评价河长水质达到或优于III类，380个水功能区全年期水质达标个数106个，达标率仅为27.9%。而与此同时，城镇生活用水和第二产业生产用水占流域内用水总量的69.4%，城镇居民生活废污水排放和第二产业废污水排放量则分别高达流域废污水排放总量的30.5%和45.2%。可见，随着流域内工业化和城镇化的深入发展，水资源需求和废污水排放量均将在较长一段时期內持续增长，这必将导致水环境的进一步恶化，流域水资源面临的形势也更为严峻。依据国务院批复并实施的《太湖流域水环境综合治理总体方案（2013年修编）》的文件精神，明确要求搞好太湖流域的生态文明建设，不断提升水环境质量，实现流域内经济社会和环境协调发展，为全国湖泊治理提供有益经验。基于此，本文从流域内经济结构性调整视角考察其对流域水环境质量的影响，着重分析流域内产业结构调整、人口城乡流动和政府环境规制行为对水环境质量的短期冲击和长期效应的差异，并在实证分析的基础上给出相应的政策建议。

1 文献综述

目前有关水环境质量影响因素分析方面，国外学者们主要从人口集聚，经济发展，水文、气候等自然条件，水利设施建设，净水工程技术和政府治理等角度展开研究。如Paul等[2]认为人口集聚程度会对河流生态环境产生非对称性影响；Allan[3]也认为较低的人口密度会改变地区环境效应；Voeroesmarty等[4]发现较高密度的集聚现象会恶化生态环境。而Gunda T等[5]和Xia J等[6]均发现，随着人均收入的增加，环境可持续发展指数的大部分压力指标会发生恶化；Lawford等[7]认为区域经济发展是影响流域水质的主要因素，水环境生态系统的恶化可以看成是经济发展的副产品。Grey等[8]、Peng Hui等[9]和Giupponi等[10]则采用了多种方法验证水文、气候等自然条件变化会对盆地、流域水资源管理提出挑战，从而威胁水资源安全。还有一些国外学者如Gleick等[11]和Ashleg等[12]则建议生态系统严重退化的国家，可以通过投资建设水利基础设施，采用净水工程技术等方案来减缓水环境污染程度。也有一些学者从水资源治理等政府管理视角下分析其对水环境质量的影响，如Rouillard等[13]和Rnieper等[14]指出政府对水资源治理会对环境产生间接影响，而且Pahlwostl等[15]、Cook等[16]、Morse[17]亦提出政府腐败程度低是实现有效的水资源管理的关键因素之一。

而国内有关水环境质量影响因素分析方面则主要集中在产业结构和经济增长对水生态环境的影响方面，如马勇等[18]综合运用“柯布—道格拉斯”生产函数和DEA模型，对长江中游城市群的产业结构及其产业生态化问题进行评价；杨建林等[19]以呼包银榆经济区为例，检验和分析了经济区产业结构变动对生态环境的动态效应；张明等[20]利用经济、环境指标的面板数据，对我国东部地区的环境质量与经济增长之间是否存在环境库兹涅茨倒U型关系进行了严格的统计检验；郭唯等[21]在人口、水资源、经济和谐发展评价基础上，分析了河南省经济增长与水环境质量和谐度的时间变化过程和空间分布情况；张可等[22]采用多指标多原因模型分析人口、资本、物质、技术、公共服务多种要素和资源的集聚与环境污染的关系等；赵海霞等[23]运用投入产出分析方法，探讨不同经济发展模式下产业结构调整对环境污染的影响程度等。

显然，虽然目前有关水环境质量影响因素分析方面已取得了不少研究成果，但是基于流域的立场，研究水环境质量的影响因素方面的相关文献很少，目前仅有董伟等[24]采用灰关联分析方法分析长江上游水源涵养区生态安全的影响因素；佟新华[25]基于日本水环境数据研究其影响因素及水生态环境的保护措施；叶晶[26]运用结构方程模型研究滇池流域水环境质量的影响因素；王磊等[27]采用RS与GIS信息技术与主成份分析相结合的方法综合研究了太湖流域产业结构污染负荷现状及其总体空间趋势。由于流域不同于一般的行政区域，其水环境质量依赖于流域内跨行政区域的多方因素的影响，因此单纯从产业结构调整角度衡量水环境质量效应有些许片面。而且从理论上而言，流域内第二产业产值增加，必然会导致很长一段时期内的工业排污量增大，造成流域水体污染，而这种影响是否会随着时间的推移保持相对稳定态势？另一方面，城镇化进程的加快促使流域内人口从农村流动到城市，势必会加大流域内的用水量，而农村人口现有环保意识不足，这部分人群流动到城市中，短期可能会恶化流域水环境质量，而长期对水环境影响的程度会否减弱？还有近些年，政府在流域环境治理方面进行了大力投入，虽然大部分学者都认同其作用会导致水质变优，但其对流域水环境的治理效果是否立竿见影，需要多少年才能有初步成效等？这些都有待实证方面的进一步考证。endprint

因此，本文以太湖流域为例，从流域内产业结构调整、人口城乡流动和政府的环境规制三方面衡量经济结构性调整对水环境质量的影响。虽然太湖流域行政区包含江苏、浙江、上海和安徽，但江苏省大部分位于流域的上游，其经济行为对上下游水质影响重大，而且其行政面积占据太湖流域的53%，故本文借助于太湖流域（江苏部分）1991—2014年的相关统计数据，运用基于自回归分布滞后（autoregressive distributed lag： ARDL）模型的边限协整检验方法，研究流域内经济结构性调整对水环境质量的短期影响和长期效应的差异，为国内其他流域水环境质量的相关研究提供参考。

对照已有参考文献，本文的贡献主要在于以下两点：①基于流域立场，从产业结构调整、人口城乡流动、政府环境规制视角下研究流域内经济结构性调整对水环境质量的影响效应，并从短期和长期两方面衡量这三者所产生的环境效应是否会随着时间的推移而发生转变，弥补了现有文献在这方面的空白，是比较有现实意义和实践依据的；②采用基于ARDL模型的边限协整检验方法，是由于该模型在小样本数据下检验变量间的长期均衡和短期动态关系方面具备独特的优势，这使得本文的研究在理论上也是合理可行的，亦可为后续研究提供一定的理论支持。

2 研究方法

在时间序列模型中，由于序列的非平稳性可能会给回归模型带来“伪回归”问题，为了避免出现虚假回归，EngleGranger[28]和JohansenJuselius[29]分別提出了适用于两变量和多变量的协整检验方法，但是这两种方法均要求变量具有相同的单整阶数，而且分析中选择内生变量和外生变量，确定滞后阶数、趋势项和截距项时，往往会给研究结论带来很大的不确定性，导致模型稳定性不高。因此，Pesaran等[30]提出基于自回归分布滞后（ARDL）模型的边限协整检验（Bound Testing），这种分析方法与其他协整检验方法相比，具有如下几方面的优势：一是可以避免内生性问题，可对长期协整系数进行显著性检验；二是基于协整和误差修正模型，可以同时估计长期和短期方程；三是可以对不同阶数的单整变量进行协整检验，不要求时序变量同为I（0）或I（1）过程；四是由于该方法对样本规模敏感性相对不高，所以对于小样本也具有很好的适应度[31-32]。因此，结合本文所使用小样本的时序数据特征，选择基于ARDL模型的边限协整检验方法进行建模分析。

为了分析流域内经济结构性调整对水环境质量的长期效应，本文考虑建立如下形式的线性模型：

WQt=α+βISt+γPSt+δERt+εt（1）

其中，WQt是流域水质综合污染指数，表征水环境质量；ISt表示产业结构调整；PSt表示人口城乡结构变化；ERt是政府环境规制变量。

由于变量可能存在非平稳性，故不能直接建立上述长期均衡模型，依据Pesaran等提出的边限协整检验的思想，为了检验非平稳变量间的长期关系，需要先建立如下的ARDL模型：

ΔWQt=α0+∑mi=0βiΔISt-i+∑nj=0γjΔPSt-j+∑rk=0δkΔERt-k+∑ql=1φlΔWQt-1+η1WQt-1+η2ISt-1+η3PSt-1+η4ERt-1+εt

（2）

在变量是I（0）或I（1）过程时，对方程滞后系数进行联合显著性检验，具体检验方法如下：

检验原假设为：H0：η1=η2=η3=η4=0（不存在协整关系）（3）

备择假设为：H1：η1≠η2≠η3≠η4≠0（存在协整关系）（4）

Pesaran等提出利用F统计量检验变量是否存在协整关系，并提出在原假设成立条件下，F检验统计量的分布并不是常见分布，Pesaran等给出F统计量的两个临界值：上限和下限，检验依据为：若F统计值高于临界值上限，则拒绝H0，认为存在协整关系；若F统计值低于下限，则接受H0，认为变量间不存在协整关系；但是如果F统计值落在两临界值之间，则依据此法无法判断是否存在协整关系。

若存在协整关系，此方法能同时估计出变量间的长期协整方程和短期动态方程，如下式：

长期协整方程：WQt=α+βISt+γPSt+δERt+εt（5）

短期动态方程：ΔWQt=α0+∑mi=0βiΔISt-i+∑nj=0γjΔPSt-j+∑rk=0δkΔERt-k+∑ql=1φlΔWQt-1+θt-1+t（6）

其中，t-1为长期协整方程的残差滞后项。

3 变量选择与数据说明

在变量界定方面，对于衡量水环境质量的指标，大部分学者采用的是工业和生活废水排放量[18-19，33]。借鉴张亚丽等[34]、尹海龙等[35]提出的单项和综合水质污染指数评价指标，本文采用综合水质污染指数评价指标，主要是基于以下理论和实践依据：首先，依据水利部公益性行业科研项目“健康太湖综合评价与指标研究”成果表明，太湖流域目前存在的主要问题是：水体质量轻污染，中度富营养化问题，蓝藻数量不健康等，所有这些指标都不是单一水质污染指数能包含的，故本文采用综合水质污染指数。其次，水质评价方法众多，研究中较常用的有单因子指数评价法、水污染指数法、综合污染指数评价法、模糊综合评判法、主成份分析法等，前2种属于单项污染评价指标，后3种属于综合污染评价指标，每种评价指标适用于不同的研究对象。基于太湖流域的发展现状，本文需要评价因子较多，要求较高的水质综合评价方法，故基于太湖流域江苏省各监测点的各项水质原始数据，采用主成份分析法确定水质综合污染指数用以反映太湖流域江苏部分的水环境质量。

对于经济结构性调整指标，学术界对该变量界定的看法不一，一般是从产业结构、经济发展速度、人口因素、对外贸易程度，技术水平以及城市规模等方面来衡量[20，35-36]。基于数据的可获得性和太湖流域的实际发展情况，本文经济结构性调整从产业结构调整、人口结构变动和政府环境规制3方面来考虑。目前，产业结构采用的指标有第二产业产值占GDP的比重[33]，第二、三产业产值占GDP的比重[37]，制造业就业人口占总就业人口的比重[21]，第三产业增加值与第二产业增加值的比重[20]等，由于太湖流域高新技术产业尚处于起步阶段，第二产业的工业污染仍然很严重，因此本文采用第二产业产值占GDP的比重（%）来衡量产业结构调整。人口结构变动考虑的方面比较多，有些学者从人口数量的变化（人口规模）来考虑[36]，有些学者从人口收入结构、年龄结构等方面来考虑[38]，本文认为太湖流域近些年的人口城乡流动变化频繁，大量人口从农村流动到城市，由于环保意识等习惯认知难以短期内改变和用水人口数量的递增，必然在很大程度上造成水环境污染，因此，本文从人口城乡流动方面衡量人口结构的变动，采用学术界比较认可的城市化率（%）作为人口结构变动的衡量指标，由于统计数据中有若干年的城镇人口数据有明显离群值，出于数据可信度的考虑，本文参考周一星等[39]提出的修正方法，对个别离群的城市化率数据进行了修正。政府环境规制变量衡量的是政府对水环境质量的政策干预力度，目前较为常用的衡量方法有：工业废水和废气治理运行费用与增加值之比，治理污染设施运行费用或人均运行费用，或将人均收入水平作为衡量内生性环境规制强度的代理变量等[37]，基于数据的可获得性，本文采用污染治理废水项目本年完成投资额（万元）来衡量政策环境规制变量。endprint

本文基于太湖流域（江蘇部分）1991—2014年的相关统计数据，分析流域内经济结构性调整对水环境质量的长短期效应，由于流域内相关经济数据缺失，故采用江苏省区行政统计数据乘以其所占流域面积占比进行了相应折算。其中，本文所用省区的原始数据均来自于《江苏省统计年鉴》《中国环境统计年鉴》和《新中国六十年统计资料汇编》，而水质原始数据则来自于中国湖泊科学数据库太湖站各监测点水质数据和《太湖健康状况报告》。为了提高估计的准确性和可信度，对于可能存在的价格波动的影响，以CPI为价格指数对名义量进行了调整，基期为1990年；同时为了消除原始数据的异方差性，对经济结构性调整变量数据作了取对数处理。

4 实证分析

4.1 利用主成份分析法确定水质综合污染指数

主成份分析法是一种通过降维来简化数据结构的方法，把多个指标化为少数几个综合指标，使这几个综合变量反映原来多个变量的大部分信息，而且彼此之间互不相关。鉴于流域实际情况和数据的可获得性，水质评价指标选用各监测点的透明度、悬浮质、电导率、溶解氧、总氮、总磷、叶绿素a、氨氮、硝态氮、亚硝态氮、磷酸根、高锰酸盐指数数据共十二项，其中个别水质指标如透明度、溶解氧与水环境污染程度成反比，故将其取倒数处理，再对所有数据进行标准化，并借助主成份分析，计算综合污染指数。

对数据进行主成份分析，得到数据矩阵的特征值、差值、贡献率、以及累计贡献率如表1所示。

4.2 单位根检验

虽然边限协整检验并不要求变量是同阶单整过程，但是Ouattara[40]亦指出这种方法并不适用于I（2）及以上阶数的变量。因此，本文利用多种单位根检验的方法作为参考，借助ADF，PP和KPSS检验结果判断变量是否是I（0）或I（1）过程，检验结果见表2。

从上表可以看出，本文中所有变量均是I（0）或I（1）过程，可以采用边限协整检验。

4.3 估计ARDL模型

由于本文基于1991—2014年的年度数据进行分析，根据有关经验，选择最大滞后期为4，并依据AIC信息准则确立最优模型为ARDL（4，2，3，3），估计结果见表3。

从估计结果可以看出，太湖流域内第二产业产值变动（IS）、人口从农村流向城市（PS）和政府的水环境规制行为（ER）等均会在一定程度上影响流域水环境质量。从流域内江苏省区来看，第二产业产值增加会对水体造成污染，其滞后2期（lnISt-2）回归系数为188.02，数值为正且统计上显著，说明第二产业的持续发展会对水体质量产生长远持久的负面影响，产业结构调整对水环境质量的影响并不会随时间推移而自动消退。从人口结构角度来看，随着城镇化进程的加快，人口从农村流动到城市，同样会加剧水质的恶化，其回归系数从144.868（lnPSt），71.831（lnPSt-1），到-105.679（lnPSt-2），-58.864（lnPSt-3），统计上均显著，但回归结果却由正转变为负，可见长期由于城市的环保宣传工作实施到位等，人口流动对水质的负面影响将逐渐被削弱。至于政府在流域水环境的规制行为方面，其当期并不会减弱水体污染，回归系数为2.334（lnERt），而滞后3期的回归系数为负，分别为-1.733（lnERt-1），-6.453（lnERt-2）和-10.9（lnERt-3），可见其治理效果要持续3年才有所体现，而且其影响力度相比产

业结构和人口结构的调整力度要小的多。另外，从估计结果中，我们亦发现，水体的自我清洁修复功能（WQ）也是比较脆弱的，其滞后4期的回归系数显著且仅为-1.241（WQt-4），即若仅靠自身净化能力，水体污染需要等上4年才能略有恢复，相较于其他结构性调整，自身调整的能力很低，故可以暂不考虑。

4.4 边限协整检验和长短期方程估计结果

我们利用F统计量检验变量是否存在协整关系，检验结果见表4。可以看出，由于F统计值为7.154，高于5%显著水平下的上限临界值4.35，所以拒绝原假设，依据边限协整检验的思想，认为变量之间存在协整关系。

表5显示误差修正项（ECMt-1）在10%的显著性水平上显著，符号为负，此项系数绝对值越大，表明系统受到冲击后，向均衡回复的速度越快。误差修正项的回归结果为-0.237，这表明当太湖流域水环境受到一个外部冲击后，流域内经济结构性调整将使得水环境质量以23.7%左右的速度进行调整，整个收敛到均衡水平的过程大约持续5年。

从长期协整关系来看，流域内产业结构（lnISt）和人口城乡结构（lnPSt）的回归系数分别为79.522和67.578，数值为正且统计上显著，说明其会对流域水环境质量产生强大的负面影响。第二产业产值增加和农村人口大量流入城市均会造成流域内水环境质量在一定程度上的恶化，而政府环境规制行为（lnERt）的回归系数为-21.705，从长期来看，政府环境规制行为能起到改善流域水环境的作用，但其影响力度远低于产业结构和人口城乡结构的优化调整。

另外，从短期调整方程来看，人口城乡结构仍然会恶化水环境质量，其短期影响力度为当期（ΔlnPSt）和持续滞后2期（ΔlnPSt-1，ΔlnPSt-2）的回归系数之和（即：144.868+105.679+58.864=309.411），显然远高于长期影响力度（67.578），从侧面反映了流域内人口从农村流入到城市确实会短期加重水环境污染的现状，但只要合理的流向规划和正确的政策宣传导向，人口城乡流动对水环境造成的负面影响会相对逐渐减弱。另一方面，从短期回归结果，我们也发现了一些和长期影响不一致的情况，如第二产业产值增加短期并不会恶化水环境质量，其滞后一期（ΔlnISt-1）的回归结果为-188.020，且短期总弹性为当期（ΔlnISt）和滞后1期（ΔlnISt-1）的回归系数之和（即：8.737-188.020=-179.283），显然短期并不会恶化水环境质量，甚至一定程度上改善了水体质量，然而结合其对水环境造成的长期负面影响（79.522），说明第二产业的发展对流域水环境质量的负面影响是逐渐体现出来的，一定LM是拉格朗日乘数检验，AC（p）检验残差项是否存在p阶序列相关，原假设为不存在序列相关；JB检验用于检验残差序列是否服从零均值的正态分布，原假设为序列服从零均值的正态分布；ARCH（p）检验用于检验残差序列是否满足同方差的要求，原假设为序列不存在p阶条件异方差；Reset检验是指Ramsey的模型设定检验，用于检验模型的定义形式是否有误，原假设为模型设定无偏差。括号内为P值。endprint

程度上表明目前的产业结构发展日趋不合理，这就需要政府有效合理的排污引导和产业规划，方能逐渐消除产业结构的非均衡发展对水环境所造成的长期负面影响。另一方面，政府的环境规制行为并不会如预期般那样改善水环境质量，短期回归结果从当期（ΔlnERt）到直至滞后2期（ΔlnERt-1，ΔlnERt-2）分别为2.334，6.453和10.900，短期总弹性为19.687（2.334+6.453+10.900），数值为正且统计上均显著，说明政府环境治理的头几年并不能轻易改善水环境质量，短期治理成效很低，并非立竿见影，而鉴于长期回归系数为负且统计上显著，说明政府环境治理的长期行为确实有利于改善水体质量，这就需要政府在水环境治理方面进行针对性的持续改进和加强，方能发挥政府治理的成效。

最后，我们对模型的残差项做了序列相关性、正态性、同方差性和模型设定的检验，从检验结果可以看出，在长期关系中，均不存在序列相关和异方差性，模型设定亦合理。而且依据Brown等[41]提出的CUSUM和CUSUMSQ检验结果显示，递归残差曲线的CUSUM和CUSUMSQ值都在5%的临界线内，说明估计的模型是稳定的，相关的估计结果可以作为政策制定的参考依据。

5 结论与政策建议

本文基于ARDL模型的边限协整检验，利用1991—2014年的太湖流域（江苏部分）产业结构调整、人口城乡流动和政府环境规制的相关数据，从经济结构性调整视角分析其对流域水环境质量的长短期效应。实证结果表明：①产业结构调整对水环境质量的长短期弹性分别为79.522和-179.283，可见流域内第二产业持续粗放式增长长期会导致水质恶化，而且其影响程度并不会随着时间而自动消退；②人口城乡结构变化对水环境质量的长短期弹性分别为67.578和309.411，说明流域内人口从农村流动到城市，短期会增加用水量，加剧水质恶化，而长期造成的负面影响则会相对逐渐减弱；③政府在流域治理方面的规制行为，由于其长短期弹性分别为-21.705和19.687，说明政府治理行为短期并不会有效改善水体质量，其管制效果并非立竿见影，往往需要等待若干年才能有初步成效。另外我们亦发现，相比产业结构和人口城乡结构对流域水环境质量的影响程度，政府环境规制对水环境质量的回归系数均小于前两者，说明其对水质的影响力度略显不足。

以上所有实证结果均显示了流域内经济结构性优化调整均会在短期和长期范围内影响到水环境质量，因此针对估计结果，我们给出相应的政策建议：

（1）政府应该加大产业结构调整力度。由于第二产业产值增加会很大程度上污染流域水环境质量，所以政府需要在控制第二产业排污现状下，将优化第一产业和大力发展第三产业作为产业调整的重要任务，一方面借鉴他国的农业机械化，向集约式农业发展；另一方面通过创造性的知识、集约化的发展来促进第三产业的迅猛发展，从而达到产业结构优化调整的目的。

（2）城市人口过多，会加重水环境压力，为了解决过快的城乡人口流动，政府应该通过扶植农业发展，在农村实行高效的生产现代化管理，给农民更多优惠政策等，有效规划城乡人口流动，实现城乡人口数量的合理转变；同时，对于由乡入城的新增城市人口，政府需要加大环境保护的宣传力度，普及节水意识和管制排污行为，用以缓解流域内人口过量对用水和排污所造成的压力，降低其对水环境所产生的负面影响。

（3）政府的环境规制行为虽然短期治理成效不高，但长期效果显著。其原因主要可以归结为流域的跨区域管理的特征，由于流域内省区及各城市间沟通交流需要时间累积效应，因此短期效果不大，但只要建立了合理有效的沟通机制、并长期执行行之有效的措施，长期治理效果是显著有效的。考虑到政府在过去几十年因为片面追求经济发展，给环境造成很大的污染，现在我们更应该吸取教训，加大治理污水方面的投资，研发一些高新排污设备，并继续积极推进河长制、水资源消耗总量和强度双控行动，做好水资源承载能力监测预警和水效領跑者引领行动等创新性工作，为流域内经济社会环境的可持续发展做出努力。

（编辑：王爱萍）

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