环境规制、技术进步与工业用水强度的脱钩关系与动态响应

张峰　宋晓娜 薛惠锋 董会忠

摘要

日趋紧张的水资源形式不断加剧对工业发展的束缚，而在当前新型工业化与创新驱动发展背景下，进一步提高工业技术创新力度，缓解资源要素约束已成为支撑工业转型升级的重要驱动源。据此，科学评价工业用水变化与环境规制、技术进步的关系对于推动工业升级及其水资源利用具有重要参考意义。本文采用脱钩理论和Butterworth滤波技术对2002—2014年中国工业用水强度与环境规制、技术进步之间的脱钩状态变化趋势进行了定量分析，并通过构建误差修正、脉冲响应与预测方差分解模型，对上述要素之间的协整关系及内在作用机理进行集成研究。结果显示：①工业用水强度与环境规制、技术进步之间呈“非理想-理想-非理想”的周期性脱钩波动状态，而对其进行Butterworth滤波后，工业用水强度与环境规制之间呈现“相对稳定-震荡波动-脱钩持续”脱钩阶段，工业用水强度与技术进步之间则呈“波动调整-脱钩持续”的脱钩特征；②在环境规制、技术进步分别与工业用水强度具有协整关系，而环境规制与技术进步之间存在非协整关系的前提下，环境规制对工业用水强度引发的正向效应要大于负向效应，而技术进步对工业用水强度控制的支撑仍显薄弱；③后期环境规制与技术进步对工业用水强度的冲击虽然会产生短期的动态波动，但其长期效应则有助于实现工业用水强度的有效控制。这意味着，要想有效缓解工业用水强度，短期内要加强环境规制力度，对工业用水强度形成全面的“倒逼机制”，并在加大技术创新投入的同时，提高工业节水降污技术成果的转化效率。

关键词 工业用水；环境规制；技术进步；脱钩

中图分类号 F424.7

文献标识码 A

文章编号 1002-2104（2017）11-0193-09

[WTHZ]DOI：10.12062/cpre.20170427

“十三五”时期是中国加速工业转型发展、推动制造强国建设的关键时期，对此各相关领域纷纷做出积极响应。工信部及时发布《2016—2020年工业绿色发展规划》，助推国内工业向资源节约型、环境友好型升级，并在规划中明确指出到2020年，单位工业增加值用水量累计降速至少达到23%，对于高耗水行业要着力进行节水技术改造，实施水资源阶梯优化利用与废水集中处理回用等，提高工业用水效率[1]。由此可见，进一步推进工业节水减污工作已迫在眉睫。然而，要实现该目标，不仅需要充分辨识当前工业用水变动态势与现有政策管治措施的有效程度，同时，工业用水效率的提升必然依靠先进节水技术的创新与应用，因此，如何客观解析技术进步与工业用水变动之间的演化关系也是制定相关政策用以助推其目标实现的重要方面。

1 文献回顾

面对愈发严峻的水资源形势，工业用水节水已成为研究的热点。Yousen等[2]通过构建松弛因子模型测度工业用水效率及其影响因素，提出强化环境政策导向与节水技术水平是提高工业用水效率的关键。Alnouri等[3]认为通过水网络集成技术的创新能够为不同的工业用水单元配置合理水质与水量，达到新鲜水利用、废水排放最优控制的目标。Pham等[4]提出水资源管理需要推动从水资源的初始流入端到最终流出端的全过程技术创新，尤其是通过构建水质量平衡系统结构，实现人为开发与自然流入的水资源使用状况的有效区分。Ramos等[5]认为工业企业的目标通常是追求资源利用成本最小化，需通过加强工业用水网络的建设减少水资源的消耗。宋超等[6]提出节控与取代淡水资源的“减量化”模式、梯级水资源循环“再利用”模式、废弃水回收处理“资源化”模式可有效满足资源节约与环境保护的双向需求。贾绍凤等[7]分析发达国家工业用水出现“零增长”的条件，发现提高环境规制力度有利于控制工业用水量，而产业结构升级是导致工业用水衍生“零增长”最直接原因。孟戈等[8]认为在构建“红线考核指标体系”时，需将节水管理、节水投入、节水技术等指标纳入到考虑范畴。此外，王树鹏等[9]、刘晓等[10]的研究中均将生态环境、技术创新要素作为构成工业用水效率评价指标体系的重要指标。

综上，随着全球工业价值链的重塑，以水资源为代表的工业过程影响资源要素分析成为奠定其研究的理论基础，尤其是在现有诸多对工业用水相关研究成果中可发现越来越多的学者将其研究范畴扩充到了工业高效用水技术需求及其引发的环境效应等。然而，在推动工业用水效率过程中，工业用水变化与环境规制之间究竟存在怎样的关系？推动工业用水效率提升需要依靠技术的革新，技术进步是否已满足支撑工业用水变化的需求？对于这类问题，在现有文献研究中较少涉及与解释。对此，本文尝试在采用脱钩理论论证工业用水强度与环境规制、技术进步动态演化关系的基础上，应用计量模型检验导致其关系转变的内在机理，为后期制定相关措施提供理论依据。

2 模型构建

2.1 脱钩测度模型

据OECD专家认为阻碍经濟发展与环境污染之间的联系或导致上述要素变化速率发生非同步性的现象称为脱钩，具体可划分为绝对与相对脱钩[11]。本文将该方法运用到环境规制、技术进步与工业用水强度之间关系的辨析中。其中，绝对脱钩是指环境规制强度或技术进步处于上升状态而工业用水强度为零或负增长，相对脱钩指环境规制强度或技术进步速率高于工业用水强度。对此，按照Tapio等[12]使用的脱钩指数，建立其脱钩模型：

n+1=（indwatern+1-indwatern）/indwatern（profactorn+1-profactorn）/profactorn（1）

其中，n+1指n+1年脱钩弹性；n是年份；indwatern指n年水资源压力，即工业用水强度；profactorn指n年的驱动水平，即环境规制与技术进步指标。参照李坚明等研究，可将脱钩弹性0.8与1.2作为上述要素脱钩状态的划分阈值，构建如图1所示工业用水强度与环境规制、技术进步之间脱钩状态坐标示意图。考虑到环境规制、技术进步对工业用水强度具有一定的调节效应，但其作用时效通常具有一定的滞后性，因而，本文将环境规制、技术进步的滞后期划定为1年，采用全国1998—2014年工业用水强度数据与1997—2013年环境规制和技术进步数据进行要素脱钩辨析。endprint

鉴于传统脱钩计算易受高频噪声扰动，对此难以满足剔除由环境规制、技术进步对工业用水强度滞后性引发的扰动影响，在此采用低通滤波方法对高频噪声进行过滤处理，挖掘测度要素之间的内在规律。其中，对于上述滤波需将要素输入图像μ（x，y）进行Fourier变换F（α，β），选取滤波器L（α，β）对F（α，β）进行转化成S（α，β），进而取S（α，β）的Fourier逆变换得到滤后新图像U（x，y）。常用滤波器L（α，β）有：

（1）高斯低通率传递：L（α，β）=eρ2（α，β）/2ρ20；

（2）理想低通滤波器传递：L（α，β）=1， if ρ（α，β）≤ρ0；

0， if ρ（α，β）>ρ0

（3）n阶Butterworth滤波器传递：L（α，β）=1/1+[ρ（α，β）/ρ0]2n」。

其中，截止频率ρ0是指定非负值，ρ（α，β）指点（α，β）到滤波器L（α，β）中心距离，ρ（α，β）=α2+β2。基于上述步骤，利用Matlab编程滤波程序，对要素脱钩弹性进行测定。

2.2 动态响应测度模型

本文选取VAR非结构性模型阐释各要素之间的关系[13]，其表达式如公式（2）所示。

Xt=∑pj=1AjXt-j+εt+c（2）

其中，Xt指时间序列构成向量；p为自回归滞后阶数；Aj是时间序列系数矩阵；εt是白噪声序列，满足条件：①E（εt）=0，误差均值为0；②E（εtε′t）=Q，误差协方差矩阵

为Q；③E（εtε′t-k）=0，误差项无自相关性；c为常数向量。

本文建立工业用水强度与环境规制、技术进步要素之间的多变量VAR模型，利用协整检验、脉冲响应函数等，对其内部动态关联性进行研究，选用ADF（Augmented Dickey Fuller）法对变量进行平稳性检验[14]。采取R.F.Engle和C.W.J.Granger提出的协整理论检验非平稳时序变量经线性组合后所呈现的平稳性[15]。其经济意义在于观测具有长期波动规律的变量之间的协整，若协整关系存在，则变量间具有一个长期稳定的比例关系，否则，变量间无长期稳定的关系[16]。此外，选取脉冲响应函数（IRF）分析其长期动态关系，即通过对扰动项施加单位标准差大小的信息冲击后，验证内生变量当前状态与未来状态变动的特点[17]。公式如下：

Ix（n，δk，t-1）=E（xt+n|εkt=δk，t-1）-E（xt+n|t-1）（3）

其中，δk指第k个变量的冲击；n指冲击响应时期数；t-1指冲击发生时可获得的信息。要求n期冲击的IRF值，即考虑δk冲击对xt+n期望值造成的差异。

VAR预测方差分解可体现随机信息相对重要性。基于内生变量预测均方误差（MSE），按照其成因分解为系统中与各方程存在关联性的m个成分，测定信息对内生变量相对重要度。VAR（p）模型的s步预测误差为：

εt+s+φ1εt+s-1+φ2εt+s-2+…+φs-1εt+1（4）

其中MSE为：

Q+φ1Qφ′1+…+φs-1Qφ′s-1

=pp′+φ1pp′φ1

+…+φs-1pp′φs-1（5）

其中，pp′=Q，按照式（5）可把任意内生变量的MSE分解为各变量的冲击贡献值，通过计算各变量的贡献与总贡献的比值，分析各个变量冲击的相对重要程度[18]。

3 实证分析

3.1 指标选取与数据说明

目前关于环境规制的测度主要有利用单位产出的“污染治理和控制支出”和“污染排放量”两种方法。鉴于数据的可获取性，本文选取李丽莎[19]的综合指数计算方法：erii=1n∑nj=1YSsij·δij，n=1，2，3…，m。其中，YSsij为排放指标YSij原始值经标准化处理后值；δij指单指标权重，δij=YSijYSij，即为行业i污染物j的单位产值排放YSij与污染物j单位产值排放平均水平YSij的比值。环境规制强度综合指数erii主要由制造业废水排放达标率、二氧化硫去除率、固体废物综合利用率、粉尘去除率和烟尘去除率5项指标构成，即n=5。

技术进步常用测度指标为R&D投入、专利数量、全要素生产率等。考虑统计年鉴等对于R&D投入的统计年份有限，而专利数量又无法对专利所具有的技术水平进行客观反映，本文选取全要素生产率对技术进步进行衡量，参考Luintel & Khan等运用的索洛余值法进行测定。按照CobbDouglas生产函数yit=αkαitlβityt，可定义全要素生产率函数：tfpit=yit/kαitlβit。其中，α、β为生产函数参数；yit指各年份总产出，用折算为以1997年不变价格计算的实际GDP表示；kit指各年份固定资本存量，此处选取永续盘存法计算；lit指劳动投入水平，选取就业人数总量进行表示。

此外，考虑现有水资源管理中对“三条红线”的考核需求，本文选取工业水资源消耗量占总用水量比重对工业用水强度进行表示，记为indit。指标测算均基于全国层面数据，主要源于《中国统计年鉴》（1997—2015）、《中国工业经济统计年鉴》（2001—2015）、《中国科技统计年鉴》（1997—2015）、《中国环境统计年鉴》（1999—2015）和《水资源公报》等。

3.2 脱钩测度与分析

按照公式（1）与图1，可取得2002—2014年期间工业用水强度与环境规制、技术进步的脱钩关系（见表1）。从脱钩整体状态来看，强脱钩与弱脱钩出现次数最多，同时，在工业用水强度与环境规制脱钩状态中出现了强负脱钩、弱负脱钩的现象，而在工业用水强度与技术进步脱钩状态中除了出现强负脱钩外，还存在扩张性负脱钩与擴张性耦合。据图2所示的脱钩弹性趋势来看，样本期内均出现“非理想-理想-非理想”状态的周期性脱钩状态波动，而通过Butterworth滤波器（通过对样本进行不同滤波器的测试，发现控制滤波频率为ρ0=0.06时的Butterworth滤波器测度效果最佳）endprint

滤波后的脱钩弹性曲线（见图3），其波动变化可更加清晰地呈现出时序脱钩规律，对于工业用水强度与环境规制、技术进步脱钩状态滤波曲线而言，两者在整体上未呈现出传统库兹涅茨“倒U型”曲线假说特征，说明工业用水强度与环境规制、技术进步之间的脱钩特征有别于资源与经济之间脱钩机理。

据Butterworth滤波处理结果，可发现工业用水强度与环境规制强度脱钩指数大致可分为三个阶段，即2002—2005年期间其状态多以弱脱钩为主，处于“相对稳定期”，该阶段工业水资源消耗量占总用水量比重相对稳定，除了2002—2003年期间由20.780%提高至22.126%出现相对显著的上涨趋势外，2003—2005年期间其比重保持在

[22，23]区间，而环境规制强度综合指数虽然从2002年的0.015 7提高至2005年的0.103 5，上涨了100.21%，但其呈与工业用水强度相似的变化，尤其是2003—2004年期间其综合指数持续处于[0.07，0.08]之内。同比之下2006—2010年期间处于“震荡波动期”，经过2006年的强负脱钩后，呈现出弱脱钩与强脱钩相互交替的局面，该期间工业水资源消耗量占总用水量比重处于[23，24]与[24，25]交替期，环境规制强度综合指数则保持持续上升的态势，从2006年的0.100 1提高到2010年的0.177 8。2011—2014年期间则由弱负脱钩转化为强负脱钩，最终停滞于强脱钩状态，处于“脱钩持续期”，期内工业水资源消耗量占总用水量比重则出现了稳定下降的趋势，由2011年的23.936%降低到2014年的22.314%，同时环境规制强度综合指数也由0.176 4提高到0.189 0，两者出现相反方向的演化态势。

在上述工业用水强度变化的态势下，按照其与技术进步脱钩指数则可进一步划分为两个较为显著的阶段，即于2002—2007年期间处于“波动调整期”，该变化与环境规制强度综合指数2006—2010年期间“震荡波动期”不同，其由最初强脱钩状态先转化为扩张性负脱钩，再到2004年时弱脱钩状态，该阶段全要素生产率与工业水资源消耗量占总用水量比重虽然同为上升趋势，但全要素生产率增长幅度相对较低，仅由0.678 0升到0.698 0，而后者则是从20.780%提升到22.151%，随后于2005—2007年期间先后呈现出了强负脱钩、弱脱钩和扩张性耦合状态，该期间全要素生产率变化规律逐步与工业水资源消耗量占总用水量比重趋于同步。而在2008—2014年期间其脱钩指数也呈现为“脱钩持续期”，除了仅2010年时出现短暂的弱脱钩状态，其余年份下均为强脱钩状态，该期间工业水资源消耗比重呈现出下降态势，但全要素生产率依然保持相对稳定的上涨态势。

基于上述分析，可知工业用水强度与环境规制、技术进步之间的脱钩关系于不同时间会呈现出相异的演化特点，而依据其波动曲线，尤其是近几年呈现出的“脱钩持续期”特征，可提出如下基本假设：

假设H1：环境规制力度的提升可引发工业用水强度的反向变化，即环境规制可抑制工业用水强度的上涨。

假设H2：技术进步对降低工业用水强度可发挥显著的正向效应，即技术进步水平已达到稳定控制工业用水强度的需求。

此外，工业用水强度与环境规制、技术进步之间的脱钩测度还无法有效解释其相互作用程度及其内在协整与动态冲击响应关系，鉴于此，本文利用VAR模型进一步研究其内在影响机理，检验以上假设的正确性。

3.3 动态响应检验

3.3.1 協整关系检验

在对变量进行取对数处理来消除异方差影响后，考虑环境规制与技术进步对工业用水强度的影响机理，本文引入工业水资源重复利用率（lnirp）作为其环境变量，从而构建lnind与lneri、lntfp、lnirp的非限制性VAR模型。根据各变量2000—2014年时序数据，借助Eviews 8.0进行动态估计。同时，按照所估计方程拟合水平与系数显著进行AIC准则判定，确定其最大滞后阶数为2。进而依据方程的根模倒数<1，认为构建的模型相对稳定，符合变量的脉冲测度分析条件。基于评估方程残差项对白噪声的实现，在此选用ADF单位根检验方法辨识其变量的平稳性，结果见表2。

据表2，可发现各变量的原始序列在不同显著水平下均呈现为非平稳的特点，而其一阶差分处理后，序列dlnind、dlneri和dlnirp均在5%显著水平下拒绝了原假设，而dlntfp也在10%显著水平下将原假设拒绝，说明样本期内各变量的一阶差分序列呈平稳性，满足协整检验条件。对此，本文选取可操作性较强的EG检验法对上述变量的动态协整性进行进一步分析，步骤如下：

Step1：利用OLS法对lnind与lneri、lntfp、lnirp进行静态回归检验，同时检验lntfp与lneri的回归关系，测得：

lnind=3.596 8+0.154 6lneri-0.138 1lntfp-0.033 8lnirp+μ1t

（1.759 8）（2.893 1）（-4.097 0） （-0.077 5）（6）

lntfp=2.778 6+0.046 3lneri+μ2t（7）

（4. 291 9）（1.506 8）

据其可知，误差μ1t序列在1%显著水平拒绝了具有单位根的原假设，即误差系列含平稳性，说明工业用水强度与环境规制、技术进步之间具有长期的协整关系。而从前文测度的要素之间的脱钩关系中，工业用水强度与环境规制、技术进步之间的强脱钩状态频数分别达到5次、7次，

分别占到样本容量的38.5%和53.9%，尤其是自2013年以来，两者与工业用水强度之间始终处于脱钩状态。综合上述测度结果与ADF检验中变量lneri的系数（正值）、lntfp的系数（负值），可认为由环境规制对工业用水强度引发的正向效应要大于负向效应，表明随着环境规制力度endprint

的提升，工业用水强度得到显著改善，即假设H1成立。近年来国家对技术投入水平的关注力度不断提高，但从本文的测度结果来看，在工业用水方面由技术进步所引发的正向效应则依然无法满足对控制工业用水强度的需求，即假设H2不成立，工业水资源重复利用率lnirp的系数（负值）也进一步表明依靠技术进步实现工业用水强度的有效控制需要多方面因素协调推进，工业水资源重复利用率相比过去虽然得到较大幅度提升，但在缓解工业用时强度方面仍具有较大优化空间。此外，误差μ2t序列呈非平稳状态，说明环境规制与技术进步之间不存在协整性关系，而这印证了当前环境规制力度还未能对技术进步形成有效“倒逼”机制的现实情况。

3.3.2 误差修正测度

工业用水强度与环境规制、技术进步之间是否具有短期失衡性？对于该问题，需要对协整关系模型进行误差修正分析，将模型（6）中μ1t作为均衡误差，进一步检验要素之间的协整机制。模型如下：

dlnindit=α+β1dlneriit+β2dlntfpit+β3dlnirpit+

γεit-1+it（8）

式中，εit-1为误差修正项。dlnindit表示解释变量，dlneriit、dlntfpit、dlnirpit与εit-1为解释变量，对其进行回归测定：

dlnrcait=-0.019 1+0.191 8dlneriit-0.063 4dlntfpit

（-1.722） （3.398） （-0.674）

-0.014 3dlnripit-0.886 2εit-1+1t（9）

（-0.286） （-3.144）

R2=0.777 DW=1.878

據上述误差模型，其回归系数进一步印证了工业用水强度与环境规制、技术进步之间现存的作用关系，而每当dlneri提高1%，则会引发dlnind发生0.191 8%的涨幅变化。而dlntfp与dlnirp的系数分别为-0.063 4和-0.014 3，说明在国家不断加强水资源监控能力建设的情况下，尽快提高关键工业节水技术、工艺、设备等方面的投入力度，加快其转化效率是缓解工业用水强度的关键点。而实际上，工业用水强度的控制并非仅依靠上述变量可决定的，其中必然会受到上一期工业用水强度相对均衡水平偏离的影响，而模型中εit-1系数为-0.886 2，满足模型对偏离进行逆向修正的要求，证明系统内具有误差修正机制。

3.3.3 脉冲响应分析

基于前文的协整关系分析，本文选用广义脉冲响应函数对工业用水强度与环境规制、技术进步之间的动态冲击响应态势进行解析，响应期定为10期（见表4）。

（1）工业用水强度与环境规制动态响应关系。据表4与图4，可知工业用水强度对环境规制变动一个单位冲击响应，lnind在测度期内呈现为“M”型波动态势，即当期响应为0，经第2期相对平缓上升后，于第3期达到整个响应期最大值（0.012 986），紧后出现明显的下滑趋势，并于第5期时跌落值零线以下（-0.001 375），而在第7期时重新提高到0.004 799，但是短期调整后于第9期时再次降至零线之下，并保持在第10期，整个响应期累计响应为0.017 745，表明随着环境规制力度的提升，工业用水强度会呈现一定程度波动，但长期而言则为持续提升趋势。而lneri对工业用水强度的单位冲击效果中，前4期呈现为“降升交替”的波动特点，其中于第3期达到最大响应值（0.032 831），从第4期到第6期始终处于相对稳定的下降态势，随后虽然第7期时有短暂上升，但第8期开始持续下降，其整个响应期内累计值达到0.139 611，说明对工业用水强度进行控制的过程中，环境规制虽然会出现不同

水平的波动，但其整体上处于上涨趋势。

（2）工业用水强度与技术进步动态响应关系。据表4与图5，lnind对技术进步变动的单位冲击响应来看，其于前

5期与后5期形成了相对明显的双“U”型曲线，在当期反应

为0，直至第3期持续下降，且到第3期时达到测度期内的最小值-0.010 066，而其后在经过一段时期的波动后，到第9期时达到相对稳定的状态，整个响应期内值始终处于零线以下，并且累计响应值达到了-0.054 879，说明随着工业用水强度的调整，技术进步对其支撑水平亟需提升。而lntfp对工业用水强度的单位冲击响应，虽然也于前4期呈现“两期一变”的周期性波动，但从第4期（0.000 752）开始始终保持在零线之上，并于第6期时达到极大值点0.011 340，而后至第10期之间其变动态势形成相对平缓的“U”型曲线，而在第10期时达到最大值点（0.012 181），其响应期内累计值为0.051 791，说明由技术进步引发的技术创新与溢出效应等短期内可能会工业用水强度产生波动，但长期来看则能推动工业用水强度的有效控制。

3.3.4 预测方差分解

按照对lnind与lneri、lntfp的预测方差分解情况（见表5），可知环境规制、技术进步对lnind的方差分解的相对平均贡献水平较高，其值分别达到25.37%、35.88%，说明环境规制力度的调整与技术进步水平的提升，可于一定程度上推动工业用水强度的控制水平。而这进一步印证了当前国内工业发展转型过程中对工业节水减污、推行绿色与清洁生产的关注力度，尤其是近年来工业着力开展水平衡测试，实施水效对标达标等系列管理措施，其目的就是在于保障工业可持续发展的状态下，提高工业水资源利用效率。而从本文的测度结果中，可进一步发展相比环境规制发挥的正向效应，技术进步还无法有效支撑工业用水强度

深层次控制，因此，后期的工业用水方面必须进一步考虑工业用水强度与技术投入与产出、转化效率之间的动态关系。而lnind对环境规制与技术进步方差分解的平均贡献水平相对偏低，其中只有环境规制处于22.62%，而技术进endprint

步则低于5%水平，仅为2.41%，说明推动工业用水管理水平的提升是一项相对复杂的系统工程，而技术进步与环境规制也只是其系列方式中的途径，这与现阶段国内工业绿色发展规划的实际相符合。

4 结论与建议

主要结论如下：

（1）环境规制与工业用水强度之间整体上呈“相对稳定-震荡波动-脱钩持续”的脱钩变动阶段，而技术进步与工业用水强度则具有“波动调整-脱钩持续”的脱钩特征，其共性则为经过一定时间的调整后，近年来持续表现出相对显著的脱钩状态。

（2）在协整关系与误差修正检验中，工业用水强度与环境规制、技术进步之间协整关系的存在性得到了论证，而环境规制、技术进步之间却未能形成长期协整，同时，环境规制对工业用水强度缓解引发的正向效应要大于其负向效应，而技术进步对工业用水强度控制的支撑作用仍存有较大的优化空间。此外，误差修正模型测定出了反向修正机制对工业用水强度短期波动的影响，检验了长期非均衡误差对工业用水强度偏离的修正，即系统内存在误差修正机制。

（3）脉冲响应表明随着环境规制与技术进步的调整，短期内虽然会出现不同程度的波动影响，但长期来看则有助于推动工业用水强度的调控，其中提高其技术转化效率是尽快缓解工业用水强度的关键途径，而预测方差分解也对此进行了进一步印证。

以上结论所蕴含的政策含义有：①随着工业用水强度的变化，环境规制、技术进步方面的相关政策需要迫切进行实时性与针对性调整，尤其是近年来环境规制、技术进步与工业用水强度之间均呈“强脱钩”趋势下，应进一步注重其各项政策之间的内在关联性，强化总体论证，推动工业用水效率、技术投资效益和生态环境效益的协调发展。②目前针对工业用水方面的环境规制仍处于动态调整之中，特别是对于高耗水、高污染工业行业的环境规制多数还停滞于“政策调控型”，虽然现已有工业用水红线控制、重点工业行业取水定额管理，但鉴于工业细分行业的复杂性特点与政策实施的时间效应，短期内应加快形成基于环境规制对工业用水强度管控的“倒逼机制”。③国家对科技创新关注力度的不断加强，其投入总量已达到一定水平，但技术进步对调控工业用水强度的支撑性作用仍显薄弱，说明现有技术成果的转化应用效率亟待提高，尤其是应强化工业用水监控手段、工业节水与防污等先进工艺、技术与设备等的研发与投入。

（编辑：王爱萍）

参考文献（References）

[1]中华人民共和国工业和信息化部. 工业绿色发展规划（2016—2020年）[EB/OL]. （2016-07-25）[2016-12-25]. http：//www.miit.gov.cn/n1146285/n1146352/n3054355/n3057542/n3057544/c5142900/content.html. [Ministry of Industry and Information Technology of the Peoples Republic of China. Green industry development plan （2016-2020） [EB/OL]. （2016-07-25）[2016-12-25]. http：//www.miit.gov.cn/n1146285/n1146352/n3054355/n3057542/n3057544/c5142900/content.html.]

[2]YOUSEN W. Water use efficiency and related pollutants abatement costs of regional industrial systems in China： a slacksbased measure approach[J]. Journal of cleaner production， 2015，101： 301-310.

[3]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.

[4]PHAM T T， MAI T D， PHAM T D， et al. Industrial water mass balance as a tool for water management in industrial parks[J]. Water resources and industry， 2016， 13： 14-21.

[5]RAMOS M A， BOIX M， AUSSEL D， et al. Water integration in ecoindustrial parks using a multileaderfollower approach[J]. Computers & chemical engineering， 2016， 87： 190-207.

[6]宋超，呂娜，栾贻信，等.水资源循环经济理论与实践研究——以山东省工业用水为例[J]. 科技管理研究， 2010 （7）：23-25. [SONG Chao， LU Na， LUAN Yixin， et al. Water recycling economy theory and its practice： a case of Shandong Province[J]. Science and technology management research， 2010 （7）：23-25.]endprint