中國工業用水強度下降的省際貢獻差異與空間相關性

陳東景，冷伯陽

(青島大學經濟學院，山東 青島 266061)

在水資源短缺對經濟社會發展的剛性約束日益凸顯，我國推進經濟高質量發展的大背景下，不斷降低工業用水強度，持續提高工業用水效率，是實現我國水資源利用“雙控”工作的一個重要任務[1]。我國地域廣闊，各地工業經濟發展差異明顯，工業用水強度具有較大差距。在全國工業用水強度持續下降的過程中，各地工業用水強度也在不斷下降。深入分析進入新世紀以來我國工業用水強度下降的省際貢獻差異及其時空變化特征，找到有效推進工業用水強度持續下降的差異化途徑，對有效貫徹“節水優先”方針，全面落實最嚴格水資源管理制度具有重大意義。

工業用水強度在國內通常被表述為“萬元工業增加值用水量”，是政策制定者和管理部門考察工業生產活動中水資源使用效率的重要指標[2]。自開展節水型社會建設以來，該指標在中央政府與各級地方政府制定的國民經濟與社會發展規劃綱要中，都被作為自然資源提質增效的一個重要約束性指標進行考核。研究者主要運用現代統計學方法、因素分解方法、計量經濟學方法等對工業用水強度的時空變化、影響因素與空間相關性等進行定量研究，取得了較多成果。在工業用水強度的時空變化上，研究發現我國經濟發展落后地區的工業用水強度下降速度比經濟發達地區的工業用水強度下降速度更快，經濟發展落后地區存在工業用水效率的追趕效應，各地工業用水強度具有一定程度的收斂性[3]；環境規制等因素對區域工業用水強度收斂性產生了非線性影響，存在門檻效應[4]。在工業用水強度的影響因素分析上，運用LMDI等模型分析的結果表明，部門結構調整和技術進步因素對降低中國大陸地區工業用水強度的驅動作用存在較大差別，其結構份額逐漸降低、效率份額逐漸提高[5]；進一步研究表明，規模結構效應、部門結構效應和行業結構效應對工業用水強度的下降起到正向促進作用，而技術進步效應阻礙了工業用水強度下降，這主要是由于規模以下工業用水強度太高，拉高了工業用水強度[6]；運用Tapio模型分析的結果表明，近年來環境規制強度或技術進步處于上升狀態而工業用水強度呈現負增長，導致環境規制、技術進步與工業用水強度之間均存在顯著的強脫鉤狀態[7]。空間相關性分析表明，2003—2013年我國省際工業用水強度具有顯著的空間自相關關系，并且呈現南北分異特征[8]；2005—2016年間中國工業用水強度在省級范圍內具有顯著的空間正相關關系，工業用水強度和工業用能強度相互之間依賴性較強導致我國能-水消耗系數亦具有顯著的空間正相關關系[9]

關于工業用水強度方面的已有研究成果，對了解我國工業用水效率的變化特點以及主要影響因素，采取有針對性的措施降低工業用水強度，推進我國工業節水進程具有重要參考價值。但是已有相關研究較少涉及以下問題：工業用水強度下降的區域貢獻差異存在哪些特點，主要受到哪些因素的影響？技術創新能否通過提高工業用水重復率的中介效應，對工業用水強度下降的區域貢獻產生顯著影響？全國工業用水強度下降的省際貢獻是否存在空間相關性？鑒于此，本文構建工業用水強度下降的貢獻度指數，分析2001—2018年全國工業用水強度下降貢獻度指數的省際差異，實證檢驗工業用水重復率中介效應的存在性與程度大小，考察工業用水強度下降省際貢獻的空間關聯程度，為促進工業用水強度持續下降提供政策參考。

1 研究方法、數據收集與處理

1.1 工業用水強度下降貢獻度指數

全國工業用水強度是各省(自治區、直轄市)(以下簡稱為省份)工業用水強度經過權重系數調整后的加總：

E=∑eifi

(1)

式中：E為全國工業用水強度；ei為i地區的工業用水強度；fi為i地區工業增加值占全國工業增加值的比例。

考察期間各省份工業用水強度變化在全國工業用水強度下降中的貢獻度指數為

(2)

式中：Ci為i地區考察期工業用水強度貢獻度指數；ei0和ei1分別為i地區基期和考察期的工業用水強度；fi0和fi1分別為i地區基期和考察期的工業增加值占比；E0為基期的工業用水強度；E1為考察期的工業用水強度。若工業用水強度呈下降態勢，則有E10，表明i地區的工業用水強度變化對全國工業用水強度下降起了正向作用，該值越大，正向作用越大，在全國工業用水強度下降中所作貢獻越大；反之，若Ci<0，表明i地區的工業用水強度變化在全國工業用水強度下降中起了負向作用，值越小，負向作用越大，越不利于全國工業用水強度下降。本文提出的工業用水強度下降貢獻度指數，不僅能夠用來測度各省份的工業用水強度在全國工業用水強度變化中的份額，而且在一定程度上也反映了各省份在全國工業節水工作中的相對貢獻大小。

1.2 中介效應檢驗模型

科技創新通過推廣采用新技術、新材料、新工藝和新設備，增加循環用水次數，提高工業用水重復利用率，減少新鮮水取用量，進而促進工業用水強度下降。參考文獻[10]，本文構建中介效應模型，檢驗科技創新是否通過提高工業用水重復率進而影響工業用水強度貢獻度指數。中介效應模型由下列3個方程組成：

Cit=a0+a1Hit+∑θiXit+uit

(3)

Rit=β0+β1Hit+∑γiXit+δit

(4)

Cit=φ0+φ1Hit+φ2Rit+∑ηiXit+εit

(5)

式中：Cit為工業用水強度貢獻度指數；Hit為科技創新指數；Rit為工業用水重復率；Xit為控制變量；uit、δit和εit為隨機擾動項；α0、α1、β0、β1、φ0、φ1、φ2、θi、γi、和ηi為待估計參數。在回歸過程中，首先，檢驗解釋變量Hit對被解釋變量Cit的影響系數a1的顯著性。其次，在系數a1顯著的前提下，檢驗解釋變量Hit對中介變量Rit的影響系數β1的顯著性以及中介變量對被解釋變量Cit的影響系數φ2的顯著性。如果二者均顯著，則表明存在中介效應。最后，檢驗系數φ1的顯著性。若φ1顯著，則表明存在部分中介效應；若φ1不顯著，則表明存在完全中介效應。

1.3 空間相關性分析

莫蘭指數(Moran’sI)有全局莫蘭指數和局部莫蘭指數之分，常被用來進行空間相關性分析。全局莫蘭指數能在不依賴模型具體形式的情況下，反映整個研究區域所有空間單元之間的平均關聯程度和顯著性[11]，計算公式為

(6)

局部莫蘭指數用來檢驗事物或者現象是否存在局部空間子系統的空間相關性，用來識別隨空間位置不同而可能存在的不同空間關聯模式，彌補了全局莫蘭指數無法表征整體內部各地區空間聚集特征的不足[12]，計算公式為

(7)

局部莫蘭指數的取值范圍為-1～1。若Ii為正，表明區域i與其臨近區域均為高值區，屬于高-高空間集聚區；或者區域i與其臨近區域均為低值區，屬于低-低空間集聚區，即區域i存在相似值的空間集聚。若Ii為負，則表明區域i與其臨近區域呈相反的值，區域i為高值則其臨近區域為低值；反之亦然，即區域i存在相異值的空間集聚。據此，可以分析研究對象的空間聚集狀態及其變化特征。

1.4 數據收集與處理

原始數據來源于中國國家統計局歷年出版的《中國統計年鑒》、中國水利部歷年出版的《中國水資源公報》、中國住房和城鄉建設部歷年出版的《中國城市建設統計年鑒》以及各省份出版的統計年鑒。要說明的是，鑒于西藏自治區和港澳臺地區的部分數據缺失，研究對象僅包含中國大陸地區的30個省份。為了保證數據的可比性，對有關數據進行了不變價處理，以2000年價格表示。

2 工業用水強度下降的總體特征與省際貢獻差異分析

2.1 全國工業用水強度下降的總體分析

由圖1可知，2001—2018年，全國工業用水強度持續下降，但是下降量總體上呈現階梯式減少趨勢。2002年工業用水強度下降量高達30.06 m3/萬元，這與當年我國開始推行節水型社會建設關系密切。在我國決定大力推進資源節約型、環境友好型社會建設的前四年(2005—2008年)，全國工業用水強度減少量基本維持在16.32～18.21 m3/萬元之間，工業用水強度下降率則保持持續上升勢頭，由2005年的9.98%增加到2008年的12.53%，這說明兩型社會建設更加有效地降低了工業用水強度。2009—2012年，我國工業用水強度下降量又下降到一個新的水平，年平均下降量為10.99 m3/萬元，下降率波動上升到研究期間的最高值12.55%。2013—2014年，我國經濟發展逐漸進入新常態，供給側結構性改革也逐漸展開，工業用水強度下降量減少到年均7.02 m3/萬元。隨著節水潛力的減弱，2015—2018年工業用水強度下降量進一步減少到年均3.70 m3/萬元，下降率呈現波動下降態勢，年均下降率為7.40%。工業用水強度的下降量和下降速度出現“雙減少”現象，反映出工業節水壓力持續增加，工業用水強度下降減速的新常態。

圖1 全國工業用水強度下降量與下降率

2.2 工業用水強度下降的省際貢獻度指數計算與分析

根據式(2)計算2001—2018年全國工業用水強度下降的省際貢獻度指數，并按照“十五”“十一五”“十二五”和“十三五”前期4個階段進行整理，結果見表1。由表1可知，在區域分布上，全國工業用水強度下降的省際貢獻存在較大差距，東中部各省份的節水貢獻普遍較大，西部各省份的節水貢獻普遍較小。2001—2018年，工業大省江蘇、黑龍江和廣東在30個省份貢獻度指數中居于前3位，對全國工業用水強度下降的貢獻度指數分別達到11.22%、9.47%和9.22%；工業增加值在全國工業增加值中占比極低的海南、青海、寧夏3省(自治區)對全國工業用水強度下降的貢獻居于最后3位，貢獻度指數分別為0.34%、0.36%和0.43%。

表1 全國工業用水強度下降的省際貢獻 單位：%

“十五”“十一五”“十二五”以及“十三五”前期，東、中部地區的貢獻度指數有所下降，分別由“十五”期間的45.92%和36.31%下降到“十三五”前期的43.12%和32.56%；西部地區的貢獻指數明顯上升，由“十五”期間的17.77%上升到“十三五”前期的24.32%。這表明，雖然西部地區各省份對全國工業用水強度下降的貢獻度指數普遍較小，但是它們的上升勢頭明顯。

為了更全面地反映中國不同時期工業用水強度下降省際貢獻的動態變化趨勢，筆者繪制核密度分布曲線。由圖2可知，不同時期工業用水強度下降的省際貢獻曲線均呈現右拖尾分布；從峰值變化上看，核密度分布曲線的峰值處于下降態勢，曲線由“瘦高型”向“矮胖型”變化，這說明全國工業用水強度下降的省際貢獻差距不斷縮小，特別是從“十一五”到“十二五”的省際貢獻差距縮小更為明顯；從“十五”到“十三五”前期，雙峰或多峰趨勢逐漸消失，反映出省際貢獻度的極化現象逐漸弱化；曲線右拖尾現象出現明顯的弱化特征，這說明在2001—2018年，30個省份在全國工業用水強度下降中的貢獻率具有明顯的收斂特征。全國工業用水強度下降省際貢獻度指數的變異系數由2001年的1.48下降到2018年的1.22，即全國工業用水強度下降的省際貢獻呈現σ收斂的基本事實也反映了這個變化趨勢。

圖2 工業用水強度下降省際貢獻核密度分布曲線

2.3 影響全國工業用水強度下降省際貢獻的因素分析

根據式(3)～(5)，對影響全國工業用水強度下降省際貢獻(C)大小的主要因素以及是否存在中介效應進行分析。本文以科技創新為核心解釋變量，工業用水重復率(R)為中介變量，經濟發展水平、對外開放水平、水資源稟賦、政府支持水平等為控制變量。其中，以每千人專利申請受理數表示科技創新水平(H)，以人均GDP表示經濟發展水平(G)，以外商直接投資(FDI)表示對外開放水平(O)，以人均水資源量表示水資源稟賦(P)，以排污費征收額表示政府干預程度(V)。

表2中的模型(1)～(3)是不考慮控制變量的回歸結果，模型(4)～(6)是增加控制變量后的回歸結果。這2類回歸在一定程度上也驗證了科技創新對省際貢獻的影響以及工業用水重復率的中介效應是否具有穩健性。

表2 工業用水重復率的中介效應

由表2可知，2001—2018年全國工業用水強度下降省際貢獻顯著受到科技創新的正向影響，并且這種影響具有相當程度的穩健性。這說明，科技創新水平越高，工業用水強度下降越快，越有利于提高工業用水強度下降的省際貢獻度。模型(2)和(5)的回歸結果表明，工業用水重復率的確受到科技進步的正向影響。模型(3)和(6)的回歸結果反映出科技創新通過工業用水重復率對工業用水強度下降省際貢獻產生了積極作用，即工業用水重復率的中介效應的確存在，工業用水重復率每上升一個百分點，全國工業用水強度下降的省際貢獻率上升約0.005～0.011個百分點。

4個控制變量中，經濟發展水平(lnG)對工業用水強度下降省際貢獻具有顯著的抑制作用，外商直接投資(lnO)和政府干預(lnV)對工業用水強度下降省際貢獻具有顯著的促進作用，而水資源稟賦(lnP)對工業用水強度下降省際貢獻的作用不顯著。這意味著，各省份的經濟發展水平越高，對工業產品的需求量越多，工業需要消耗更多的水資源，越不利于工業用水強度的下降；對外開放程度越高，伴隨著外商直接投資而來的先進管理經驗和較高生產效率，越能夠加快工業用水強度的下降；政府通過征收排污費這一環境規制工具，能夠倒逼工業企業加快采用新技術，改進工藝流程，降低工業用水強度；水資源稟賦弱于經濟發展水平、對外開放程度和政府干預等經濟社會因素對工業用水強度下降省際貢獻的影響，這在一定程度上為制定有針對性的措施，加快降低工業用水強度指明了切入點。

3 工業用水強度下降省際貢獻的空間相關性

為了反映全國工業用水強度下降省際貢獻的空間分布特征，根據式(6)計算2001—2018年全局莫蘭指數(表3)。由表3可知，研究期的全局莫蘭指數為0.148，并且比較顯著，這表明18年間全國工業用水強度下降省際貢獻具有比較顯著的空間正相關關系。不同年份的全國工業用水強度下降省際貢獻的空間相關關系存在較大差別：2001—2005年我國各省份貢獻度指數的空間相關性較差，說明在節水型社會建設之初，貢獻程度較大省份更容易在技術、經濟發展水平等優勢之下促進自身工業用水強度的下降，而對周圍省份的空間溢出效應較弱；2006年之后各省份貢獻度指數的空間正相關明顯增強，說明隨著節水型社會建設的深入開展，技術先進省份的外溢效應不斷增強，節水貢獻較高省份與周圍省份的空間正相關關系逐漸顯現。“十五”“十一五”“十二五”和“十三五”前期的分段統計結果也反映出這種變化趨勢：各省份的貢獻度由“十五”期間不存在空間自相關關系，到“十一五”“十二五”和“十三五”前期存在空間正相關關系，并且空間正相關關系越來越顯著。這在很大程度上也說明，隨著節水型社會建設的持續推進與供給側結構性改革的深化，全國工業用水強度下降省際貢獻的空間集聚效應逐漸增強，具有較高工業節水貢獻的省份對周邊省份產生了越來越明顯的空間溢出效應。

表3 工業用水強度下降省際貢獻度的全局莫蘭指數

根據式(7)，計算“十一五”“十二五”和“十三五”前期以及2001—2018年我國工業用水強度下降省際貢獻的局部莫蘭指數，并據此將這4個研究時段全國工業用水強度下降省際貢獻率的空間集聚關系分為高-高、低-高、低-低、高-低4類(表4)。高-高空間集聚關系，表示工業用水強度下降貢獻率高的區域被工業用水強度下降貢獻率高的其他區域包圍；低-高空間集聚關系，表示工業用水強度下降貢獻率低的區域被工業用水強度下降貢獻率高的其他區域包圍；低-低空間集聚關系，表示工業用水強度下降貢獻率低的區域被工業用水強度下降貢獻率低的其他區域包圍；高-低空間集聚關系，表示工業用水強度下降貢獻率高的區域被工業用水強度下降貢獻率低的其他區域包圍。由表4可知：①全國工業用水強度下降省際貢獻率在研究期間具有較明顯的空間集聚特征，即全國工業用水強度下降的省際貢獻隨著空間位置不同而存在不同的空間關聯模式；②18年間，全國工業用水強度下降省際貢獻呈現比較明顯的低-低空間集聚，高-高空間集聚次之，并且高-高集聚區主要位于東部省份，低-低集聚區主要位于西部省份；③在這4個時期，海南省始終處于低-高空間集聚狀態，河南和四川兩省始終處于高-低空間集聚狀態。這反映出，對全國工業用水強度下降具有較高貢獻的河南省和四川省，周邊始終集聚著工業用水強度下降低貢獻率區域；對全國工業用水強度下降具有較低貢獻的海南省，周邊始終集聚著工業用水強度下降高貢獻率區域。這一現象可以從表1中的信息得到佐證。

表4 工業用水強度下降省際貢獻率的空間集聚分類

4 結 論

a.2001—2018年，30個省份的工業用水強度變動對我國工業用水強度持續下降的貢獻度存在較大差別，東中部省份的節水貢獻普遍較大，西部省份的節水貢獻普遍較小；東中部地區的貢獻指數有所下降，分別由“十五”期間的45.92%和36.31%下降到“十三五”前期的43.12%和32.56%；西部地區的貢獻指數明顯上升，由“十五”期間的17.77%上升到“十三五”前期的24.32%。

b.“十五”“十一五”“十二五”以及“十三五”前期的核密度分布曲線變動表明，全國工業用水強度下降的省際貢獻差距不斷縮小，特別是從“十一五”到“十二五”的省際貢獻差距縮小更為明顯，省際貢獻度的極化現象逐漸消失，省際貢獻具有明顯的收斂特征。

c.中介效應分析表明，科技創新對工業用水強度下降的省際貢獻具有顯著的正向影響，并且工業用水重復率產生了比較顯著的中介效應。

d.“十五”期間，全國工業用水強度下降的省際貢獻不存在顯著的空間相關性，其后省際貢獻的空間正相關關系越來越顯現，以低-低和高-高兩種空間集聚狀態為主，且高-高集聚的省份數量有所增加，低-低聚集的省份數量有所減少。這表明全國工業用水強度下降的省際貢獻的空間集聚性逐漸增強，具有較高工業節水貢獻的省份對周邊省份產生了越來越明顯的空間溢出效應。

e.經濟發達省份大多完成了工業化進程并轉向后工業化時期，其工業用水強度小，下降潛力也越來越小；經濟欠發達省份則正處于工業化階段，工業用水強度相對較高，是未來全國工業用水強度下降的潛在主力省份。經濟欠發達省份應該更加重視提高科技創新水平和工業用水重復率，實現工業用水強度的更快下降，增加其在全國工業用水強度下降中的貢獻份額，推動全國工業節水向更高水平、更高質量的方向邁進。