新型城鎮化、產業結構升級與水污染關系研究

王保乾，朱希鐳

(河海大學商學院，江蘇 南京 211100)

我國的城鎮化水平在改革開放后進入加速發展階段，由1978年的17.92%快速上升到2019年末的60.60%。隨著城鎮的快速擴張，人口集聚和工業化導致用水量和廢污水排放量激增[1]。2018年國內的用水總量相較于2004年增加了8%，而廢水排放總量卻增加了45%，達到了驚人的699.7億t，相當于兩條黃河的水量[2]。中國的水資源安全面臨著嚴重的威脅，長江更是全國水污染的重災區。長江經濟帶涵蓋9省2市，地理面積僅占全國的21.4%，卻擁有全國42.9%的人口和44.1%的GDP，是我國城鎮化水平較高的地區之一。沿岸產業多以工業為主，分布著40余萬家化工企業，涵蓋眾多高能耗、高污染、高排放行業，也是水環境問題最為突出的區域。根據長江經濟帶近10年水資源公報數據顯示，平均每年有272億t廢污水排入長江，占全國廢污水排放總量的43.6%。生活污水量增速遠遠高于同期的人口增速，近10年水污染事故更是占全國的46%[3]。這不但阻礙了長江經濟帶經濟活力的釋放，還造成生態環境惡化與巨額的經濟損失，比大氣、固體廢棄物等污染造成的損失更大[4]，使得長江經濟帶建設變成一個“建設性”的大破壞。

已有研究指出，傳統的工業化、城鎮化進程是造成當前水污染的重要原因[5]，無序蔓延擴張的城市群日益演變為污染群。與發展模式簡單粗放、環境污染嚴重的傳統城鎮化不同，新時代的城鎮化將人與自然和諧發展放在規劃的首位，這種融合生態文明理念與資源環境承載力的經濟發展方式對于水污染治理有一定的規范效應。繼2015年“水十條”與《中華人民共和國環境保護法》陸續出臺后，最新印發的《2019年新型城鎮化建設重點任務》同樣強調了嚴格控制污染物排放，并提出以人的城鎮化為核心，推動經濟結構轉型升級。長江流域的水污染防治是一個關系全國經濟發展的戰略問題，為了更好地發揮新型城鎮化與產業結構升級的水污染治理效應，需要探討新型城鎮化、產業結構升級與水污染之間的影響機制，研究三者之間的動態關系。

1 文獻綜述

在環境科學領域，水污染被認為是一類由有害化學物質造成水的使用價值降低或喪失，污染環境的現象，有關學者通常注重于對其物質構成成分與反應機理進行分析[6]。究其來源，水污染與流域內人類的生活、生產活動息息相關。農業面源污染、工業點源污染、生活污水排放以及突發的水污染事故等都會對水資源造成破壞。

在經濟學領域，國內外較多關注對水資源利用的研究，近年才將水污染作為水資源利用的一項非期望產出納入討論范圍[7]。一些學者從城鎮化[8]、產業結構[9]、經濟增長[10]、對外貿易[11]與政府監管[12]等社會經濟因素對其成因的影響進行了一些有益的探討，主要聚焦于水污染的估算方法[13]、影響因素[14]、治理效率[15]與防治對策[16]等問題上，得出了一些重要的研究結論：無序擴張的傳統城鎮化會造成嚴重的水污染[17]，但不是導致水污染的直接原因[18]；城鎮化與廢水排放量之間的關系根據城鎮化階段的演變一直在動態變化[19]，而要實現廢水排放量與城鎮化的強脫鉤，必須走新型城鎮化發展的道路，積極調整產業結構[20]；未來城鎮化演進會繼續加劇水污染，但是影響程度會不斷降低[21]；水污染與經濟增長之間存在庫茲涅茨曲線(EKC)，但“污染天堂”的假說在長江經濟帶地區并不成立，對外貿易在一定程度上減輕了水污染[13]，并且在流域協同治理的基礎上加強政府監管是外商直接投資(FDI)發揮積極環境效應的關鍵[12]；不同地區的廢水排放量和產業、資源的關系具有顯著的省際差異，技術進步與提高生產效率才是實現工業廢水與經濟增長脫鉤的主導因素[22]，因此產業結構的優化升級是改善環境狀況的重要途徑[23]，但呈現的效果取決于不同地區政策的實施情況[24]。

上述研究已經意識到工業化和城鎮化導致了目前嚴峻的水污染形勢，水污染已經開始阻礙經濟與社會的發展。區別于傳統城鎮化，新型城鎮化的核心在于不以犧牲生態和環境為代價，促進經濟社會的發展。謝秋皓等[25]通過超效率SBM模型構建了新型城鎮化背景下的生態前沿，測算的結果表明新型城鎮化促進了區域的綠色發展水平，但由于承接了大量高污染產業的轉移，中西部的綠色發展效率較低。可以看出，產業結構調整是理解城鎮化進程對水污染作用的一個核心變量[26]。在早期城鎮化階段，產業結構升級往往意味著由農業轉向高投入、高產出、低效率、高污染的工業化；在新型城鎮化發展的背景下，產業結構升級更強調的是發展低投入、高產出、高效率、清潔化的技術密集型產業，如何實現城鎮化快速發展和環境污染狀況改善的雙重目標成為新時代城鎮化的重點。產業結構的優化升級作為化解兩者矛盾、實現兩者協調發展的重要手段日益受到關注。有關文獻運用脫鉤理論與向量自回歸模型(VAR)探討環境污染與經濟指標的動態關系。章恒全等[19]通過Tapio脫鉤-STIRPAT模型探討了多維度城鎮化對工業廢水排放量的影響，提出了各省(市)需要調整產業結構、保證城鎮發展質量的政策建議；史珍等[27]通過構建我國東部地區工業用水與工業經濟增長的PVAR模型，發現工業用水的滯后1期對工業經濟增長有正向顯著影響；龐慶華等[28]為分析碳排放、產業結構與環境規制多個變量之間的影響機制，運用VAR模型中的脈沖響應與方差分解法進行相關分析。受上述學者研究的啟發，總結出新型城鎮化與產業結構升級過程中對水污染可能的影響機制，見圖1。

圖1 新型城鎮化、產業結構升級對水污染的影響機制

已有的研究成果為系統解讀新型城鎮化、產業結構與水污染間的關系提供了理論視角。然而，現有研究通常將新型城鎮化與產業結構升級、水污染割裂開來，聚焦于兩兩之間的關系和影響機制，對三者之間相互影響的作用機理未見涉及。隨著水污染防治的持續深入，相關政策與環境規制必然會發生變化，從而對產業結構和城鎮化發展產生影響；新型城鎮化和產業結構升級在相互作用下也會改變人類的生產、生活方式，從而引起水污染狀況的變化。因此，本文以新型城鎮化、產業結構升級與水污染為研究對象，嘗試建立以脫鉤理論和PVAR模型為主的統一分析框架，以更全面的視角分析長江經濟帶新型城鎮化、產業結構升級和水污染的內在聯系，研究三者間的演變趨勢和影響機制，以期為長江經濟帶水污染防治提供有益的思路。

2 指標構建與研究模型

2.1 指標構建

2.1.1新型城鎮化指數

由于新型城鎮化在實現產業發展和經濟增長的同時，更注重以人為本、環境友好的可持續發展。因此，在學術界已有研究成果的基礎上[29]，從人口、經濟、社會、綠色新型城鎮化4個層面進行考慮，共選取14個指標構建新型城鎮化綜合評價指標體系(表1)，并通過客觀賦值的熵權法計算各指標權重，以區別于傳統城鎮化。

表1 新型城鎮化綜合評價指標體系

a. 極差標準化。正、負指標標準化公式：

yij=(Xij-Xijmin)/(Xijmax-Xijmin)

(1)

yij=(Xijmax-Xij)/(Xijmax-Xitmin)

(2)

式中：yij為極差標準化轉化的標準值；Xijmin、Xijmax分別為系統i指標j的最小和最大值；Xij為系統i指標j的初始值。極差標準化用于消除初始數據之間的量綱差異。

b. 熵權法求權重。

(3)

其中

式中：wi為各指標權重；Ej為指標j的信息熵；pij為第i個單位指標j的比重；n為單位的個數。

c. 加權求和計算新型城鎮化指數N：

(4)

2.1.2產業結構升級系數

借鑒徐德云[26]的方法構造衡量產業結構升級系數R：

(5)

式中：yi/y為第i產業增加值占地區生產總值的比重。R可以測定產業結構升級的程度，若R=1或接近于1，表明經濟社會以農業為主，產業結構層次較低；若該地區以工業為主，第二產業占比最大，則計算出的R值就會接近于2；同理，對于第三產業也適用，若R=3或接近于3，就表明該區域的經濟服務化傾向明顯，第三產業較為發達。該系數較為全面地反映了地區產業發展所處的階段。

2.1.3水污染指標

考慮到城鎮化的快速發展和產業結構的變化，城鎮的生活污水、工廠排出的工業廢水是造成水污染的主要原因。因此，選取地區廢污水排放量P(工業廢水排放量與生活污水排放量之和)作為水污染的代理變量。相較于工業廢水排放量，地區廢污水排放量具有全面性[30]，可以較好地衡量因城鎮化和產業結構變化所引起的水污染程度。

2.2 研究模型

2.2.1Tapio脫鉤模型

脫鉤模型旨在描述一個系統內兩個變量之間的變化是否存在正向或反向的關系，被廣泛運用于資源環境與經濟發展關系評價的研究領域[31]。通用的脫鉤分析模型有OECD模型、Tapio模型等。Tapio[32]在OECD模型的基礎上，將彈性系數引入脫鉤模型中，以經濟指標下降或上升1%時所導致的污染增加或減少的百分比作為研究結果，可以刻畫出更為詳盡的8種脫鉤狀態，如圖2所示，具體的脫鉤狀態由縱坐標ΔA(污染變量)、橫坐標ΔB(經濟變量)與e(A，B)三者共同決定，充分考慮了不同數值下脫鉤的狀態差異。由于Tapio脫鉤模型能夠準確地反映新型城鎮化、產業結構升級與水污染之間的演變趨勢，且彈性系數可以直觀反映雙方的變化方向和變動程度[19]，因此根據Tapio彈性脫鉤理論分別構建新型城鎮化、產業結構升級與水污染之間的脫鉤模型：

(6)

(7)

式中e為彈性脫鉤系數。

2.2.2面板向量自回歸模型

面板向量自回歸模型(PVAR)由單一維度的向量自回歸模型(VAR)演變而來，將相關影響因素作為內生變量，直接面向數據而不受經濟理論約束，在實際應用中一般通過脈沖響應函數、方差分解獲得沖擊響應情況進行解釋[28]。PVAR模型不僅可以研究多個變量間的長期動態效應，還考慮了不可觀測的個體異質性，兼具截面與時間序列的信息，可以作為變量脫鉤關系的有效補充說明[33]。PVAR模型的一般形式為

圖2 脫鉤狀態分解

(i=1，2，…，M;t=1，2，…，T)

(8)

式中：Yit為第i個省市t期的內生變量；q為滯后階數；Wj為滯后期的待估系數；αi和γi分別為模型的個體固定效應和時間效應；μit為隨機誤差。

2.3 數據來源

以長江經濟帶9省2市作為研究對象，選取2008—2017年數據進行研究。各指標原始數據來源于《中國統計年鑒》、各省水資源公報。其中比例數據通過計算得出，個別缺失數據通過線性插值法補齊，該部分數據比例為0.6%。為避免受到通貨膨脹的影響，將2009—2017年以當年價格計算的數據修正為以2008年為基期的不變價。

3 實證結果分析

3.1 演變趨勢

計算長江經濟帶廢污水排放量、新型城鎮化指數與產業結構升級系數，見表2。根據指標的變化趨勢可以看出，廢污水排放量在2008—2015年持續上升，2015年后才由升轉降。在這段時期，長江經濟帶處于城鎮化、工業化的快速擴張階段，新型城鎮化水平除了在2013—2015年略有波動，長期來看保持增長態勢；產業結構升級系數也呈現穩步上升的趨勢，說明生產要素在產業結構調整中逐漸流向了高生產率的產業。基于此，為進一步分析水污染是否與新型城鎮化、產業結構升級存在此消彼長的背離狀態。通過式(8)、(9)計算出兩兩之間的脫鉤狀態，見表3。

表2 2008—2017年長江經濟帶指標測度結果

表3 2008—2017年長江經濟帶的脫鉤態勢

對照表3整體來看，廢污水排放量與新型城鎮化的關系呈現擴張負脫鉤—增長連結—強負脫鉤—強脫鉤的發展趨勢。前半場的城鎮化往往伴隨著工業化發展，這個過程被稱為“灰色城鎮化”，通常表現為先污染后治理，因此呈現出擴張負脫鉤與增長連結的脫鉤態勢。地區加強環境規制后，廢污水排放量增速在逐漸降低的同時，新型城鎮化水平也出現了一定的波動，呈現出非理想的強負脫鉤狀態，但最終在2015年后成功實現了廢污水排放量的強脫鉤，說明推進城鎮化的同時大幅減輕了水環境的負擔。同樣，廢污水排放量在2008—2015年與產業結構升級呈擴張負脫鉤的態勢，之后也轉變為強脫鉤的理想狀態，表明經濟增長逐漸降低了對于水污染密集型工業的依賴性，產業結構的優化升級通過水資源利用效率和治污處理工藝的提高等途徑降低了水污染。

從綜合指標與脫鉤態勢的演變趨勢可以看出，2008—2017年長江經濟帶經歷了粗放擴張型-集約環保型的發展過程，成功遏制了水污染的惡化。同時，產業結構也經歷了高投入、高消耗、高污染、低效率-低投入、低消耗、清潔化、高效率的演變過程。

3.2 影響機制

3.2.1平穩性檢驗

為了研究長江經濟帶新型城鎮化、產業結構升級和水污染三者相互影響的作用機制，進一步運用PVAR模型分析三者間的動態關系。首先對原始數據進行平穩性檢驗，檢驗方法分為LLC檢驗和ADF檢驗。由于廢污水排放量的數量級較大，為了消除異方差的影響，對其進行自然對數處理。之后對選用的3個變量進行平穩性檢驗，檢驗的結果如表4所示。根據單位根檢驗結果可知，P、N和R都是一階差分后平穩。因此對P、N和R進行一階差分處理。

表4 平穩性檢驗結果

3.2.2協整檢驗

通過E-G兩步法對上述一階差分后平穩的原始變量進行協整檢驗，檢驗結果如表5所示。對于同質面板協整關系與異質面板協整關系的檢驗，PP統計量和ADF統計量均顯示存在協整關系。因此可以認為各變量之間存在著協整關系。

表5 Pedroni檢驗協整檢驗結果

表6 最優滯后階判斷

3.2.3最優滯后階判斷

最優滯后階可通過LR、FPE以及AIC等指標進行判斷，同時選擇的滯后階數應仍然使得模型穩定，即特征根的倒數都在單位圓內，否則無法進行脈沖響應和方差分解的分析。通過EVIEWS操作可知，在滯后階為5及其以上時，模型都是非穩定的，因此模型最多為4階。選擇最大滯后階數為4來進行最優滯后階的判斷，結果如表6所示。LR、FPE以及AIC都選擇3作為最優滯后階數，依據少數服從多數的原則，最優滯后階數確定為3。

3.2.4脈沖響應分析

對于PVAR模型，主要關注其脈沖響應以及方差分解結果。通過脈沖響應分析可以預測新型城鎮化、產業結構升級和廢污水排放量3個變量受到沖擊變化后對包括自身的變量在未來各期中產生的影響，能夠較好地呈現出三者之間的動態沖擊反應。因此，在模型估計中分別給予3個變量一個標準差的正向沖擊，得到脈沖響應示意圖如圖3所示。

3.2.4.1P與N之間的關系

圖3(a)展示了當外部沖擊造成廢污水排放量在當期增加時，會在滯后1期時對新型城鎮化產生負向沖擊，隨后該沖擊在滯后2期后轉化為正向沖擊，并逐漸減小至零。圖3(b)展示了當外部沖擊造成新型城鎮化水平在當期提高時，會在滯后2期對廢污水排放量產生一個正向沖擊，隨后該沖擊有所調整，回落至負值，但在滯后4期時又轉為較強的正向沖擊，之后不斷衰落回歸均衡狀態。

根據圖3(a)(b)分析可知，新型城鎮化與廢污水排放量之間的相互關系較為復雜。廢污水排放量在滯后1期對新型城鎮化產生負面影響，滯后2期后反而加速了新型城鎮化的發展，而新型城鎮化推進增速的提升會在滯后2年左右明顯提高廢污水排放量增速。可以看出，以犧牲一時環境為代價的確有助于短期城鎮化的發展，新型城鎮化也對水污染具有一定的推進效應，這與2008—2015年廢污水排放量與新型城鎮化水平都呈上升趨勢的現實相符。但隨著地區水污染問題的日益加劇，廢污水排放量的增速逐漸開始下降，并且在2015年后由升轉降，這可能是因為政府及相關部門采取了相應的環境規制和治理措施抑制了廢污水排放量的增長，因此廢污水排放量在外界干預的這段時間得到了控制。

3.2.4.2P與R之間的關系

圖3(c)展示了當外部沖擊造成廢污水排放量在當期增加時，會在滯后1期開始對產業結構升級系數產生明顯的負向沖擊，并且該沖擊會持續較長時間。圖3(d)展示了當外部沖擊造成產業結構升級系數在當期提高時，會在滯后2期時對廢污水排放量產生一個負向沖擊，隨后該沖擊不斷減弱并回歸均衡狀態。

(a) N對lnP沖擊的反應

(b) lnP對N沖擊的反應

(c) R對lnP沖擊的反應

(d) lnP對R沖擊的反應

(e) R對N沖擊的反應

(f) N對R沖擊的反應

對圖3(c)(d)分析可知，產業結構升級系數與廢污水排放量之間存在著明顯的負向關系。產業結構升級系數增速的提高，意味著地區第三產業的占比在快速提升，工業占比相對減小，整個經濟對于水污染密集型行業的依賴關系相對降低，因而該地區的廢污水排放量有所下降；而廢污水排放量增速的提高意味著地區可能仍處于第一產業向第二產業主導的過渡時期或是正處于第二產業高速發展時期，地區在城鎮化過程中需要重工業的支持以帶動經濟發展，這與R均值處于(2，2.6)區間，即各地區產業結構特征仍以工業為主的現實相符。同時，也可能在城鎮化發展過程中，部分缺少環境規制的行業一旦嘗到了用環境污染換取經濟效益的甜頭之后，會加速賺取這部分污染物排放價值量，從而產生了負的外部效應，阻礙了產業結構的升級。

3.2.4.3N與R之間的關系

圖3(e)展示了當外部沖擊造成新型城鎮化水平在當期提高時，會在滯后1期開始對產業結構升級系數產生負向沖擊，沖擊逐漸減弱并回歸至零。圖3(f)展示了當外部沖擊造成產業結構升級系數在當期提高時，會在滯后2期時對城鎮化產生一個明顯的負向沖擊，在滯后4期時該沖擊轉化為輕微的正向沖擊，并隨后減弱回歸均衡。

對圖3(e)(f)分析可知，長江經濟帶新型城鎮化推進速度的提升伴隨著產業結構升級系數增速的相對下降。由于樣本內各省市的產業結構升級系數均大于2，即產業結構都處于由工業主導向服務業主導轉型的過程，因此可以認為這些地區城鎮化推進速度的提升會使其向第三產業主導經濟體推進的速度放緩，同時第三產業主導經濟體發展速度的提高對于新型城鎮化的邊際貢獻也在降低。城鎮化不是一勞永逸的過程，在城鎮化初期，勞動力由農村涌入城市，生產要素在產業結構調整中流向高生產率的第二產業，同時還能實現農村與城市之間的資源互換、經濟交流。但隨著大量的人口進入城市，受限于城市自身的承載力，農業人口涌入帶來的邊際效用降低，城市問題逐漸突出，過度依賴重工業的發展，反而對其他產業投入產生擠出效應，對產業結構形成了一定程度的限制。產業結構的更新換代也會加強城市對于農村地區的影響力，在城鎮化過程中逐漸將城市文化、技術傳遞到農村地區，在當前農村與城市已經實現相當程度一體化的情況下，尚未實現城鎮化的地區可能在地理、氣候等條件上受到限制，因而地區產業結構的優化升級對于新型城鎮化的邊際效用也在降低。

3.2.5方差分解

為了進一步描述對應變量未來時期的變動，評估其他變量對其影響程度，通過方差分解分析其他變量對其影響的貢獻率情況，見表7。新型城鎮化與廢污水排放量增長的波動均主要來自于自身，兩者對自身波動的貢獻率均在90%以上。對于產業結構升級系數的變動而言，其增速在滯后10期有68.19%來自于自身變動的情況，而23.71%來自于廢污水排放量增速的變動，8.11%來自于新型城鎮化的變動。

表7 方差分解結果

結合脈沖響應與方差分解的結果發現，產業結構升級與新型城鎮化對于廢污水排放量的影響程度在當期都不明顯，隨著時間的變化逐漸升高，存在滯后效應。產業結構升級與新型城鎮化之間并未形成良性互動關系，影響程度較低。廢污水排放量與產業結構之間存在明顯負向關系，但是廢污水排放量對于產業結構升級的解釋作用更強。究其原因，可能是因為水污染的規模增長意味著地區的經濟增長依賴于重工業的發展，高昂的利潤驅使部分水污染密集型企業擴大再生產，加速賺取這部分污染物價值量，導致水污染形勢嚴峻。而隨著2015年水污染防治行動計劃的正式發布，長江經濟帶作為三水共治的試點地區，加強了流域間、城鎮間水污染聯防聯控的環境規制，大力推進了新型城鎮化發展與產業結構的優化升級，最終實現了經濟發展與污染狀況改善的雙重目標。可以看出，長江經濟帶經歷了水污染形勢嚴峻—加強水污染防治—倒逼產業升級—舒緩水污染的發展過程。

綜上所述，在長江經濟帶，新型城鎮化、產業結構升級與水污染三者之間存在多個雙向關系，要促進3個系統協調發展需要協調好三者之間的關系。表8為上、中、下游地區的方差分解結果。

表8 長江經濟帶分地區方差分解結果

對于廢污水排放量來說，產業結構升級和新型城鎮化在不同流域對于廢污水排放量的影響都存在滯后效應。但在中下游地區，產業結構升級對于廢污水排放量的影響程度明顯高于上游地區，在第10期的時候達17.9%和8.5%。這可能是因為長江三角洲地區具有完整的工業體系，其工業結構較為合理；中游地區鄂、湘、皖、贛4省以重工業為主的工業生產體系在全國都占有重要地位，產業結構升級的水污染治理效應對于降污減排的貢獻較大。而對于產業結構較為落后的上游地區，客觀規律決定了其產業結構不能跨越工業化階段直接進入后工業化，產業結構升級的水污染治理效應相對較低。

對于新型城鎮化來說，在1期的時候，新型城鎮化主要受自身的影響，在滯后10期時大部分的變動仍來自于自身，對自身波動的貢獻比率均在80%以上。產業結構升級對于新型城鎮化的影響接近于0，不存在明顯的區域異質性。說明產業結構升級并未激發新型城鎮化的技術外溢效應，需要促進產業結構升級與新型城鎮化的良性互動，才能放大新型城鎮化這一新動能對于水污染治理的舒緩效應。

對于產業結構升級來說，和中上游地區不同的是，在下游地區，新型城鎮化對于產業結構升級的影響在10期會達到35.7%。究其原因，下游地區已經具有較高的城鎮化水平，過度追求城鎮化速度反而會阻礙產業結構的合理化與高級化。在上游地區，廢污水排放量對于產業結構升級的影響隨著時間逐漸加強，10期的時候影響程度約為28.4%，相對中下游地區的貢獻比率較大，這可能與長江上游地區環境本底脆弱，政府的環境規制相對較強有關。

4 結論與建議

4.1 結論

本文以長江經濟帶為例，結合Tapio脫鉤-PVAR模型研究了新型城鎮化、產業結構升級與水污染的演變趨勢與影響機制，得出以下結論：①新型城鎮化、產業結構發展與廢污水排放量在經歷了擴張負脫鉤—增長連結的演變過程后，在2015年后都實現了強脫鉤，可以說是2014年以來長江經濟帶綠色發展的一個階段性寫照。②進一步構建PVAR模型檢驗新型城鎮化、產業結構升級與水污染之間的關系，發現新型城鎮化對于水污染同時存在舒緩效應和推進效應，總效應并不穩定，且未與產業結構升級形成良性互動關系。③脈沖響應和方差分解的結果說明，滯后2期的產業結構升級對于水污染有負向影響，滯后1期、3期的廢污水排放量對產業結構升級同樣也有負向影響，且影響程度更大。④分流域來看，3個變量之間的影響關系存在明顯的區域異質性。不同流域、不同省(市)在制定水污染防治政策時要因地制宜、因時制宜，不可一概而論。

4.2 建議

a. 堅持新型城鎮化的發展道路，統籌城鄉環境基礎設施建設，放大城鎮化對水污染的舒緩效應，減少發展過程中因人口集聚、工業發展產生的推進效應。考慮到流域內水環境安全與跨界水污染的復雜性，健全城鎮之間的水污染聯防聯控和生態補償機制，探索建立地區排污權交易制度，引入外部機制，遏制上游排污、下游遭殃的現象。

b. 注重產城融合，發揮產城聯動的治污優勢。淘汰一批高投入、高污染、低效率的落后產業，從源頭減少水污染；因地制宜，發揮主導產業的支撐作用，積極推進低污染戰略性新興產業和服務業的發展，降低產業污染水平，尤其要加強對中上游地區綠色產業的政策扶持，促進水污染防治與產業結構升級的良性互動。

c. 根據各地區城鎮化、產業化發展階段的異質性，有的放矢地制定有針對性的水污染防治政策。對于上海、江蘇、浙江等發達地區，應以降低廢污水排放量為主線，執行嚴格的排污標準，嚴格監管污染源排放，推進產業結構優化升級，防止產業結構形態虛高；對于中上游等相對落后地區，應在控制排放量增長的基礎上，集中治理城市污水和工業廢水，提高污水處理達標率。