基于偏最小二乘通徑分析方法的科技創(chuàng)新對(duì)用水效率邊際效應(yīng)的測(cè)度與分析

張樂(lè)勤,陳素平

(1.池州學(xué)院資源環(huán)境學(xué)院,安徽 池州 247000; 2.池州學(xué)院商學(xué)院,安徽 池州 247000)

提高水資源利用效率是落實(shí)最嚴(yán)格水資源管理制度及建設(shè)水生態(tài)文明重要內(nèi)容[1],科技創(chuàng)新有利于節(jié)水科技創(chuàng)新與推廣、有利于促進(jìn)生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變、有利于改變并促進(jìn)符合水生態(tài)文明的消費(fèi)模式和生活方式[2],故而,科技創(chuàng)新是促進(jìn)水資源利用效率提升的重要途徑,探索科技創(chuàng)新對(duì)用水效率的驅(qū)動(dòng)程度,對(duì)指導(dǎo)水資源可持續(xù)利用政策制定及生態(tài)文明建設(shè)具有重要啟示意義。

國(guó)外學(xué)者針對(duì)用水效率的研究多集中于用水效率影響因素[3]、用水效率評(píng)價(jià)[4-5]等層面。國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)此也進(jìn)行過(guò)深入探索:馬海良等[6]基于投入導(dǎo)向DEA模型,實(shí)證探索中國(guó)2003—2009年水資源利用效率影響因素,結(jié)果顯示技術(shù)進(jìn)步有利于改善水資源利用效率;佟金萍等[7]運(yùn)用Malmquist指數(shù)法對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)業(yè)用水效率的影響進(jìn)行研究,表明技術(shù)進(jìn)步有助于提高農(nóng)業(yè)用水效率;姜蓓蕾等[8]以中國(guó)31個(gè)省級(jí)行政區(qū)1997—2010年數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),采用主成分分析方法,對(duì)工業(yè)用水效率驅(qū)動(dòng)因素進(jìn)行考察,表明技術(shù)進(jìn)步對(duì)提高工業(yè)用水效率具有正向作用,而水資源條件和高耗水行業(yè)比重則呈現(xiàn)負(fù)相關(guān);趙良仕等[9]研究表明,考慮非期望產(chǎn)出情況下,中國(guó)教育經(jīng)費(fèi)投入對(duì)水資源利用效率具有正向影響;李昌彥等[10]以江西省為例,運(yùn)用CGE模型實(shí)證模擬了技術(shù)進(jìn)步對(duì)用水效率的影響,結(jié)果表明技術(shù)進(jìn)步都能促進(jìn)用水效率提高;雷玉桃等[11]運(yùn)用中國(guó)31個(gè)省 2002—2013年的面板數(shù)據(jù),采用回歸分析方法對(duì)中國(guó)工業(yè)用水效率影響因素進(jìn)行研究,表明中部地區(qū)研發(fā)(R&D) 經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度與工業(yè)用水效率之間存在正向關(guān)系;任俊霖等[1]基于Tobit模型對(duì)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶省會(huì)城市群的研究表明,較低的技術(shù)效率變化和純技術(shù)效率是制約水資源利用效率的關(guān)鍵因素。

綜合看,前人運(yùn)用DEA、CGE、Tobit等多種模型,采用回歸分析或主成分分析方法,在國(guó)家尺度、流域尺度及省域尺度,就科技創(chuàng)新對(duì)用水效率影響進(jìn)行過(guò)深入探索,所得結(jié)果均驗(yàn)證了科技創(chuàng)新對(duì)用水效率具有顯著的正向效應(yīng)。然而,前人研究多以研發(fā)投入或?qū)＠跈?quán)數(shù)作為表征科技創(chuàng)新指標(biāo),以單位GDP水耗作為用水效率考察指標(biāo),而科技創(chuàng)新是將科學(xué)發(fā)現(xiàn)和技術(shù)發(fā)明應(yīng)用到生產(chǎn)體系,創(chuàng)造新價(jià)值的過(guò)程[12],用水效率包括農(nóng)業(yè)、工業(yè)、生活等方面,僅以單一指標(biāo)來(lái)度量科技創(chuàng)新與用水效率,難以全面、客觀反映科技創(chuàng)新與用水效率內(nèi)涵與外延；同時(shí),既有研究?jī)H考察了科技創(chuàng)新對(duì)用水效率直接影響,而就科技創(chuàng)新通過(guò)影響其他因素進(jìn)而影響用水效率的間接影響未曾涉足。鑒于此,本文擬以綜合指數(shù)作為表征科技創(chuàng)新、用水效率的指標(biāo),采用通徑回歸分析方法,研究科技創(chuàng)新對(duì)用水效率的直接與間接效應(yīng)。

1 研究思路與方法

1.1 研究思路

首先,借鑒前人研究成果,構(gòu)建由若干個(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)組成的科技創(chuàng)新與用水效率評(píng)價(jià)體系,采用熵值法對(duì)其綜合指數(shù)進(jìn)行測(cè)算;其次,以用水效率作因變量,科技創(chuàng)新作解釋變量之一,采用偏最小二乘回歸分析方法,對(duì)變量參數(shù)進(jìn)行估算;再次,采用通徑分析方法,就科技創(chuàng)新對(duì)用水效率邊際直接與間接效應(yīng)進(jìn)行測(cè)算、分析;最后,依據(jù)定量研究結(jié)果,針對(duì)性提出政策建議。

1.2 研究方法

1.2.1 科技創(chuàng)新與用水效率評(píng)價(jià)指標(biāo)體系構(gòu)建

創(chuàng)新為五大發(fā)展理念之首,為“十三五”時(shí)期我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵驅(qū)動(dòng)因素[13]。既有研究中,多以專利授權(quán)數(shù)[6]、教育經(jīng)費(fèi)投入[9]、R&D投入[11]作為表征科技創(chuàng)新的指標(biāo)。由于科技創(chuàng)新包括從創(chuàng)新資源投入到創(chuàng)新成果產(chǎn)出的過(guò)程[14],僅以單一指標(biāo)展開(kāi)研究,難以體現(xiàn)科技創(chuàng)新內(nèi)涵,為此,本文借鑒前人研究成果[13-14],本著科學(xué)性、綜合性與數(shù)據(jù)可獲性原則,選取R&D經(jīng)費(fèi)投入、專利授權(quán)數(shù)、科研活動(dòng)人員、教育經(jīng)費(fèi)投入、萬(wàn)人大學(xué)生數(shù)、重大科研究成果、技術(shù)市場(chǎng)成交額、技術(shù)成交項(xiàng)、高科技產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值作為科技創(chuàng)新評(píng)價(jià)指標(biāo)。

用水效率是指在一定投入和技術(shù)條件下,單位水資源所產(chǎn)生的效益[15],前人研究中,常以單位水資源產(chǎn)值[11,16]或萬(wàn)元GDP水耗[7,17]單一指標(biāo)表征。由于用水效率涉及工業(yè)、農(nóng)業(yè)、生活、生態(tài)環(huán)境多方面,僅以單一指標(biāo)表征難以客觀反映實(shí)際境況,為此,本文在借鑒前人研究成果[18-19]的基礎(chǔ)上,從綜合用水效率、工業(yè)用水效率、農(nóng)業(yè)用水效率、生活用水效率、生態(tài)環(huán)境用水效率5個(gè)方面進(jìn)行評(píng)價(jià)。其中,以萬(wàn)元GDP水耗表征綜合用水效率;單位灌溉面積用水量表征農(nóng)業(yè)綜合用水效率;單位工業(yè)增加值水耗表征工業(yè)綜合用水效率;人均綜合用水量與城鎮(zhèn)人均日生活用水量表征生活用水效率;由于影響生態(tài)環(huán)境用水效率的主要因素為經(jīng)濟(jì)發(fā)展及居民生活排放的廢水,同時(shí),考慮到降水對(duì)水污染能起緩解作用,故以萬(wàn)元GDP廢水排放量及年降水量作為生態(tài)環(huán)境用水效率評(píng)價(jià)指標(biāo)。

科技創(chuàng)的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系設(shè)計(jì)參考了既有研究成果,借鑒國(guó)家統(tǒng)計(jì)局對(duì)全國(guó)科技進(jìn)步狀況的統(tǒng)計(jì)監(jiān)測(cè)指標(biāo),而用水效率評(píng)價(jià)兼顧了經(jīng)濟(jì)社會(huì)、人民生活及生態(tài)環(huán)境用水的方方面面,遵循了產(chǎn)業(yè)用水與產(chǎn)值對(duì)應(yīng)的內(nèi)在邏輯,因而,評(píng)價(jià)指標(biāo)體系具有科學(xué)性。

1.2.2 綜合指數(shù)測(cè)算

采用熵值法對(duì)科技創(chuàng)新與用水效率綜合指數(shù)進(jìn)行測(cè)算。

步驟1數(shù)據(jù)極差標(biāo)準(zhǔn)化處理。正向指標(biāo)采用式(1),負(fù)向指標(biāo)采用式(2):

(1)

(2)

步驟2計(jì)算m年內(nèi)i年份j指標(biāo)比重Qij:

(3)

步驟3計(jì)算m年內(nèi)j指標(biāo)的熵值ej:

(4)

其中:k=1/lnm

步驟4計(jì)算n個(gè)指標(biāo)中的j指標(biāo)權(quán)重:

(5)

步驟5計(jì)算綜合指數(shù)Ii:

(6)

1.2.3 科技創(chuàng)新對(duì)用水效率邊際效應(yīng)測(cè)算

a. 用水效率驅(qū)動(dòng)因子遴選。影響用水效率因素包括自然條件、經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、科技進(jìn)步、用水狀況等方面[11],既有研究中,學(xué)者們選取經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平[1,8,11,15-16,21]、水資源稟賦[1,8,11,15-16,21]、科技進(jìn)步[6-8,11,21]、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)[1,8,11,15-16]、水資源開(kāi)發(fā)利用率[11,16]、水價(jià)[8,21]等因素,測(cè)算過(guò)其對(duì)用水效率的影響。借鑒前人研究成果,選取科技進(jìn)步、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、水資源稟賦、水資源開(kāi)發(fā)利用率、規(guī)制政策作為用水效率備選驅(qū)動(dòng)因子,借助SPSS軟件,采用典型相關(guān)分析方法,篩選出關(guān)聯(lián)性較高的因子作為其影響因子。

b. 偏最小二乘回歸。偏最小二乘回歸(partial least-squares regression,PLS)是將主成分分析與普通最小二乘(OLS)有機(jī)結(jié)合的多元統(tǒng)計(jì)分析方法,因其能有效解決變量間多重共線性,在資源環(huán)境領(lǐng)域得到了廣泛應(yīng)用[22-23]。其機(jī)理為:假定有n個(gè)自變量Xi(i=1,2,3,…,n)影響因變量Y,即Y=f(Xi),首先,運(yùn)用主成分分析,對(duì)自變量進(jìn)行分析與篩選,提取能對(duì)自變量進(jìn)行解釋的j個(gè)綜合變量Fj：

(7)

式中ki為主成分分析得分系數(shù),j=1,2,3,…,m,j

c. 通徑分析。通徑分析(path analysis)是由Wright在1921年提出的旨在分析變量間因果關(guān)系的一種多元統(tǒng)計(jì)分析方法[24],因其既能測(cè)算自變量對(duì)因變量直接影響,又能揭示出自變量通過(guò)影響其他變量進(jìn)而影響因變量的間接影響,比簡(jiǎn)單回歸分析更全面、精準(zhǔn)[24],其機(jī)理為:假定因變量Y受n個(gè)自變量影響,每個(gè)自變量與Y的關(guān)系是線性的,則自變量X1對(duì)Y的通徑系數(shù)PX1,Y可由直接通徑系數(shù)DPX1,Y和間接通徑系數(shù)IPX1,Xi,Y構(gòu)成,公式如下[25]:

(8)

(9)

(10)

式中:rX1,Y、rXi,Y分別為X1、Xi與Y的典型相關(guān)系數(shù);rX1,Xi為X1與Xi的簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù);SX1、SXi、SY分別為X1、Xi與Y的標(biāo)準(zhǔn)差[25]。

依據(jù)通徑系數(shù),可測(cè)算自變量X1對(duì)因變量Y的直接彈性系數(shù)a1D與間接彈性系數(shù)a1I(即自變量X1通過(guò)影響其他自變量間接影響因變量Y的彈性系數(shù)),表達(dá)式如下:

(11)

(12)

式中：a1為自變量X1對(duì)因變量Y的總彈性系數(shù)。

d. 邊際效應(yīng)。邊際效應(yīng)屬經(jīng)濟(jì)學(xué)概念,指每新增(或減少)一個(gè)單位商品或服務(wù),對(duì)商品或服務(wù)獲得者所增加(或減少)的效用,因其表征直觀,被廣泛應(yīng)用于資源環(huán)境領(lǐng)域研究中[22,25-27],意指自變量(驅(qū)動(dòng)因子)每增加1%,引起因變量(考察對(duì)象)相應(yīng)百分比的變化。

2 實(shí)證研究

2.1 變量說(shuō)明與數(shù)據(jù)來(lái)源

以安徽省為例展開(kāi)研究。之所以選擇安徽省主要基于兩方面考慮:一是安徽省為國(guó)家技術(shù)創(chuàng)新工程試點(diǎn)省,科技創(chuàng)新為支撐安徽經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展持久動(dòng)力；二是水資源稟賦不足,其人均水資源不及全國(guó)平均水平一半[28],考察其科技創(chuàng)新對(duì)用水效率驅(qū)動(dòng)效應(yīng)更具代表性與典型性。鑒于國(guó)務(wù)院于2005年發(fā)布《國(guó)家中長(zhǎng)期科學(xué)和技術(shù)發(fā)展規(guī)劃綱要(2006—2020)》,故本文研究樣本界定為2005—2014年。

研究變量包括用水效率、技術(shù)進(jìn)步、水資源稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、水資源開(kāi)發(fā)利用率、規(guī)制政策,其中,用水效率、技術(shù)進(jìn)步以綜合指數(shù)表征;水資源稟賦以人均水資源量表征;經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以人均GDP表征,為了消除價(jià)格因素影響,對(duì)GDP進(jìn)行價(jià)格平減,將各年GDP換算為2005年價(jià)格水平;針對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量,已有研究中,多以三次產(chǎn)業(yè)比重[1,8,11,16]為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)表征指標(biāo),而隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)呈由低級(jí)向高級(jí)演進(jìn)(即第一產(chǎn)業(yè)所占比例趨于減少,第二、三產(chǎn)業(yè)比例,特別是第三產(chǎn)業(yè)比例逐漸提升),僅以某一產(chǎn)業(yè)所占比例作為衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo),難以客觀體現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)內(nèi)涵,鑒于此,本文借鑒文獻(xiàn)[29]方法,以泰爾指數(shù)作為度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理指標(biāo),表達(dá)式為

(13)

式中:S為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)；Gi、G分別為i產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、GDP總值；Li、L分別為i產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)、勞動(dòng)力總數(shù)。

S越小表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越合理；資源開(kāi)發(fā)利用率以水資源利用總量與水資源總量百分比表征;規(guī)制政策能改變企業(yè)、機(jī)關(guān)單位及公眾用水行為,亦為影響用水效率重要因素,已有研究中,多以能源強(qiáng)度(GDP/Energy)[30-31]、工業(yè)廢水排放達(dá)標(biāo)率與工業(yè)SO2去除率[32]、工業(yè)治污總投資與規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)主營(yíng)成本、工業(yè)增加值比值[33]、排污費(fèi)征收、治理投資[34]、污染治理投入在產(chǎn)值中比重[35-37]等來(lái)衡量。筆者認(rèn)為,工業(yè)污水治理費(fèi)用投入能提升工業(yè)用水重復(fù)率,間接影響著用水效率,為此,借鑒文獻(xiàn)[37]的方法,以修正的單位工業(yè)產(chǎn)值污染治理成本(單位工業(yè)產(chǎn)值的污染治理投資與工業(yè)產(chǎn)值占GDP比重之比)作為環(huán)境規(guī)制表征指標(biāo)。原始數(shù)據(jù)來(lái)源于2006—2015年安徽統(tǒng)計(jì)年鑒、2006—2015年中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒、2006—2015年中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒。

2.2 科技創(chuàng)新與用水效率綜合指數(shù)測(cè)算

基于安徽省統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),采用熵值法計(jì)算得安徽省2005—2014年科技創(chuàng)新與用水效率綜合指數(shù),評(píng)價(jià)指標(biāo)所得權(quán)重如表1所示,結(jié)果如圖1所示。

圖1 安徽省2005—2014年用水效率與科技創(chuàng)新綜合評(píng)價(jià)指數(shù)

圖1表明,安徽省科技創(chuàng)新指數(shù)由2005年的0.012 9躍升至2014年的0.974 2,年均升幅61.73%,之所以如此,與安徽省積極推進(jìn)科技強(qiáng)省戰(zhàn)略有關(guān),“十一五”以來(lái),安徽省制定了科技規(guī)劃綱要,以國(guó)家技術(shù)創(chuàng)新工程試點(diǎn)省及國(guó)家級(jí)合蕪蚌創(chuàng)新示范區(qū)建設(shè)為契機(jī),不斷加大科技投入與科技創(chuàng)新人才隊(duì)伍建設(shè),出臺(tái)了一系列支持科技創(chuàng)新的政策與激勵(lì)機(jī)制,營(yíng)造了自主創(chuàng)新氛圍,培育了一批創(chuàng)新型企業(yè)和知名品牌與科技共享服務(wù)平臺(tái),發(fā)展壯大了電子信息技術(shù)、新能源汽車等一大批戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè),從而促進(jìn)了綜合科技實(shí)力提升。

表1 科技創(chuàng)新與用水效率評(píng)價(jià)指標(biāo)權(quán)重

注:①+表示正向指標(biāo),-表示負(fù)向指標(biāo);② 原始數(shù)據(jù)來(lái)源于2006—2015年安徽統(tǒng)計(jì)年鑒、2006—2015年中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒、2006—2015年中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒。

圖1還表明,安徽省用水效率指數(shù)由2005年的0.461 6升至2014年的0.855 8,年均升幅7.1%,究其原因,與安徽省積極推進(jìn)科技進(jìn)步,不斷優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),實(shí)行最嚴(yán)格用水管理制度有關(guān)。2005年以來(lái),安徽省不斷深化地方政府用水責(zé)任任期考核,大力推進(jìn)節(jié)水農(nóng)業(yè),淘汰高耗水落后工業(yè)設(shè)備,推廣生活節(jié)水器具,強(qiáng)化用水定額,使用水效率得到了迅速提升。

2.3 用水效率驅(qū)動(dòng)因子邊際貢獻(xiàn)測(cè)算

2.3.1 泰爾指數(shù)與規(guī)制政策指數(shù)測(cè)算

借鑒文獻(xiàn)[29，37]的泰爾指數(shù)與規(guī)制政策指數(shù)測(cè)算方法,運(yùn)用統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),可對(duì)安徽省2005—2014年泰爾指數(shù)及規(guī)制政策指數(shù)進(jìn)行測(cè)算,結(jié)果如表2所示。

表2 安徽省2005—2014年泰爾指數(shù)及規(guī)制政策指數(shù)

由表2可知,考察樣本期,安徽省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理指數(shù)呈變小態(tài)勢(shì),但變化幅度不大,表明安徽省第二產(chǎn)業(yè)占主導(dǎo)地位的結(jié)構(gòu)不合理狀況尚未得到根本改變,環(huán)境規(guī)制指數(shù)呈上升態(tài)勢(shì),顯示出安徽省環(huán)境治理力度在提升,生態(tài)文明建設(shè)在穩(wěn)步推進(jìn)。

2.3.2 驅(qū)動(dòng)因子遴選

以用水效率綜合指數(shù)作因變量(Y),備選驅(qū)動(dòng)因子人均GDP(X1)、 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)(X2)、科技創(chuàng)新綜合指數(shù)(X3)、人均水資源(X4)、水資源開(kāi)發(fā)利用率(X5)、規(guī)制政策指數(shù)(X6)作自變量,借助SPSS19.0軟件,采用簡(jiǎn)單相關(guān)分析方法,可得Y與上述自變量之間的典型相關(guān)系數(shù)分別為0.786、-0.318、0.783、0.408、-0.119、0.628。 水資源開(kāi)發(fā)率與用水效率相關(guān)系數(shù)為-0.119,呈弱負(fù)相關(guān),這是因?yàn)?水資源開(kāi)發(fā)率高,意味著水資源開(kāi)發(fā)程度高,豐沛的水資源可能導(dǎo)致節(jié)水意識(shí)的下降,進(jìn)而引致用水效率的下降,由于相關(guān)性較低,故可以剔除。人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、科技創(chuàng)新、人均水資源、規(guī)制政策與用水效率典型相關(guān)系數(shù)均在0.3以上,具有中等程度的相關(guān)性,均可作為用水效率驅(qū)動(dòng)因子。

2.3.3 偏最小二乘分析

將影響用水效率驅(qū)動(dòng)因子的原始數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)后輸入SPSS19.0中進(jìn)行主成分分析,結(jié)果顯示,可提取2個(gè)主成分(即綜合變量,以F1、F2表示),2個(gè)綜合變量可解釋原變量的98.212%,綜合變量與原變量間關(guān)系如下式:

F1=0.416lnX1-0.01lnX2+0.41lnX3-

0.103lnX4+0.241lnX6

(14)

F2=-1.132lnX1+0.034lnX2+1.886lnX3+

0.387lnX4-0.843lnX6

(15)

以lnY為被解釋變量,以綜合變量F1、F2的時(shí)序數(shù)據(jù)為解釋變量,將其輸入SPSS19.0軟件進(jìn)行兩階最小二乘分析,回歸結(jié)果如表3所示。

表3 用水效率與綜合變量回歸分析結(jié)果

由表3可知,常數(shù)項(xiàng)t檢驗(yàn)Sig值為0.000,在0.01水平上能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；綜合變量F1的Sig值為0.049,在0.05水平上能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；而綜合變量F2的Sig值為0.803,未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn),由此可得如下回歸模型:

lnY=-0.711+0.239F1

(16)

將(14)式代入(16)式變化可得:

(17)

由式(17)可知,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、科技創(chuàng)新、水資源稟賦、規(guī)制政策5因素的彈性系數(shù)分別為0.099 424、-0.002 39、0.097 99、-0.024 617、0.057 599,表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、科技創(chuàng)新、規(guī)制政策3因素對(duì)用水效率具有正向驅(qū)動(dòng)效應(yīng),當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、科技創(chuàng)新、規(guī)制政策每增加1%時(shí),分別導(dǎo)致用水效率指數(shù)提升0.099 424%、0.097 99%、0.057 599%。之所以如此,可解釋如下:經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)一方面可以拿出更多資金支持生產(chǎn)、生活設(shè)備節(jié)水改造,也可促進(jìn)節(jié)水技術(shù)及節(jié)水管理經(jīng)驗(yàn)的提升,另一方面,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)意味著對(duì)水資源需求的增加,加劇了水資源稀缺性,因而能提升公眾節(jié)水意識(shí);科技創(chuàng)新一方面能推動(dòng)灌溉節(jié)水農(nóng)業(yè)技術(shù)的推廣,淘汰落后高耗水水工業(yè)設(shè)備,提升工業(yè)用水重復(fù)率,又能提供符合節(jié)水要求的生活器具,另一方面,還能促進(jìn)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變,從而提高了用水效率;規(guī)制政策通過(guò)政策引導(dǎo)、財(cái)政信貸稅收經(jīng)濟(jì)杠桿、獎(jiǎng)懲與考核問(wèn)責(zé)機(jī)制等舉措,可以促進(jìn)機(jī)關(guān)、團(tuán)體、企業(yè)、事業(yè)單位節(jié)約用水,進(jìn)而相應(yīng)地提高了用水效率。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與用水效率則呈現(xiàn)為負(fù)向關(guān)系,這與安徽省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特點(diǎn)有關(guān),考察樣本期,安徽省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化主要表現(xiàn)為第二產(chǎn)業(yè)比例升高(第二產(chǎn)業(yè)由2005年的41.98%升至2014年53.14%,升幅達(dá)11.16個(gè)百分點(diǎn)),第三產(chǎn)業(yè)變化不大,而第一產(chǎn)業(yè)用水效率最低,第二產(chǎn)業(yè)次之,第三產(chǎn)業(yè)最高[16],第二產(chǎn)業(yè)比例升高的產(chǎn)業(yè)特征必然阻礙了用水效率提升。水資源稟賦與用水效率也呈現(xiàn)為負(fù)向關(guān)系,這主要因?yàn)樗Y源稟賦越豐富,公眾節(jié)水意識(shí)越淡薄,從而影響了用水效率的提升。

2.3.4 科技創(chuàng)新對(duì)用水效率影響的通徑分析

a. 通徑系數(shù)計(jì)算。運(yùn)用通徑系數(shù)計(jì)算式(8)(9),可測(cè)算驅(qū)動(dòng)因子的直接與間接通徑系數(shù),結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 用水效率通徑分析結(jié)果

表4表明,科技創(chuàng)新對(duì)用水效率直接通徑系數(shù)為2.435 2,間接通徑系數(shù)為1.221 7,總通徑系數(shù)為3.656 9,間接通徑系數(shù)占總通徑系數(shù)的33.41%,說(shuō)明科技創(chuàng)新對(duì)用水效率間接影響不可小覷。間接通徑系數(shù)中,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、規(guī)制政策較大,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)較小,水資源稟賦為負(fù),表明科技創(chuàng)新對(duì)用水效率間接影響主要依靠經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、規(guī)制政策實(shí)現(xiàn),而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的間接影響較小。

b. 科技創(chuàng)新直接與間接彈性系數(shù)測(cè)算。依據(jù)表4中科技創(chuàng)新通徑系數(shù),運(yùn)用公式(11)(12),可測(cè)算出科技創(chuàng)新對(duì)用水效率的直接與間接彈性系數(shù),結(jié)果表明,科技創(chuàng)新通過(guò)節(jié)水技術(shù)的推廣與節(jié)水設(shè)備的普及使用等,對(duì)用水效率的直接彈性系數(shù)為0.065 253,占總彈性系數(shù)的66.59%;通過(guò)增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力、提升環(huán)境規(guī)制政策影響效應(yīng)、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)等,對(duì)用水效率的間接彈性系數(shù)為0.032 737,占總彈性系數(shù)的33.41%,當(dāng)科技進(jìn)步指數(shù)每升高1%時(shí),用水效率將直接提升0.065 253%,通過(guò)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、規(guī)制政策、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),分別間接提升用水效率0.025 83%、0.007 545%、0.000 27%。

3 結(jié)論與政策啟示

以安徽省為例,運(yùn)用熵值賦權(quán)法,對(duì)科技創(chuàng)新與用水效率進(jìn)行了綜合評(píng)價(jià),得出如下主要結(jié)論:

a. 安徽省科技創(chuàng)新與用水效率指數(shù)均呈持續(xù)攀升態(tài)勢(shì),比較而言,科技創(chuàng)新指數(shù)升幅明顯高于用水效率指數(shù);

b. 科技創(chuàng)新、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)用規(guī)制政策對(duì)用水效率具有顯著的正向驅(qū)動(dòng)效應(yīng),而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、水資源稟賦呈現(xiàn)為負(fù)向作用;

c. 科技創(chuàng)新對(duì)用水效率影響包括直接與間接兩方面,直接效應(yīng)占總效應(yīng)的2/3,間接效應(yīng)占總效應(yīng)的1/3。間接效應(yīng)中,以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的間接效應(yīng)最顯著,規(guī)制政策次之,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)較弱。

上述結(jié)論表明,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)用水效率具有抑制作用,為制約用水效率提升重要因素。因此,要高度關(guān)注產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)用水效率的負(fù)面效應(yīng),大力提高用水效率高的以現(xiàn)代服務(wù)業(yè)及戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)為代表的第三產(chǎn)業(yè)比例,通過(guò)淘汰高耗水落后的工業(yè)設(shè)備,改進(jìn)生產(chǎn)工藝,發(fā)展節(jié)水型建筑,積極發(fā)展現(xiàn)代節(jié)水農(nóng)業(yè),提升第二、第一產(chǎn)業(yè)節(jié)水效率。上述結(jié)論還表明,科技創(chuàng)新與用水效率呈正向關(guān)系,其不僅能直接提高用水效率,而且能通過(guò)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、規(guī)制政策、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間接驅(qū)動(dòng)用水效率提升。為此,應(yīng)以系統(tǒng)推進(jìn)全面創(chuàng)新改革試點(diǎn)省、合(肥)蕪(湖)蚌(埠)國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)建設(shè)為契機(jī),厚植大眾創(chuàng)業(yè),萬(wàn)眾創(chuàng)新氛圍,加大科技創(chuàng)新資金投入與政策支持,激發(fā)全社會(huì)科技創(chuàng)新活力與潛能,促進(jìn)科技創(chuàng)新整體水平躍升,以此促進(jìn)用水效率提升；同時(shí),也要關(guān)注科技創(chuàng)新通過(guò)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、規(guī)制政策及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)用水效率所起的間接作用,依靠科技創(chuàng)新,轉(zhuǎn)變發(fā)展方式,促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化,推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),以此驅(qū)動(dòng)用水效率間接提升。

本文以安徽省為例,實(shí)證探索了科技創(chuàng)新對(duì)用水效率影響效應(yīng),所得結(jié)果與馬海良等[6]、佟金萍等[7]、姜蓓蕾等[8]、趙良仕等[9]、李昌彥等[10]、雷玉桃等[11]研究結(jié)果一致。本文以綜合指數(shù)表征科技創(chuàng)新,既全面、客觀反映了科技創(chuàng)新本質(zhì)與內(nèi)涵,也更體現(xiàn)當(dāng)下科技創(chuàng)新的實(shí)際,同時(shí),本文采用PLS-PATH方法,既考察了科技創(chuàng)新對(duì)用水效率影響的直接效應(yīng),又揭示了科技創(chuàng)新通過(guò)影響其他因子,進(jìn)而影響用水效率的間接效應(yīng),使研究結(jié)果更為精準(zhǔn)。受理論基礎(chǔ)薄弱影響,本文未能就科技創(chuàng)新如何影響用水效率(即兩者間作用機(jī)理)進(jìn)行分析,這是筆者今后展開(kāi)更深入研究的方向。

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