環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)綠色水資源效率

宋曉娜，張 峰，薛惠鋒

（1.中國(guó)航天系統(tǒng)科學(xué)與工程研究院，北京100048；2.山東理工大學(xué)管理學(xué)院，山東淄博255012）

“十四五”時(shí)期是我國(guó)由全面建成小康社會(huì)向基本實(shí)現(xiàn)社會(huì)主義現(xiàn)代化邁進(jìn)的關(guān)鍵時(shí)期，也是高質(zhì)量推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)和經(jīng)濟(jì)換擋提質(zhì)的攻堅(jiān)期。自然資源部最新印發(fā)的《自然資源“十四五”規(guī)劃編制工作方案》中，明確指出要聚焦事關(guān)水資源治理的關(guān)鍵性重大問(wèn)題和薄弱環(huán)節(jié)，包括以加快工業(yè)節(jié)水減排為目標(biāo)導(dǎo)向的節(jié)水型社會(huì)建設(shè)等要求。作為國(guó)內(nèi)僅次于農(nóng)業(yè)用水的“第二大用水戶(hù)”，工業(yè)水資源利用的形勢(shì)任務(wù)并不容樂(lè)觀，萬(wàn)元工業(yè)增加值用水量目前是世界發(fā)達(dá)國(guó)家的3～4倍，最嚴(yán)格水資源管理制度提出的“用水效率控制紅線(xiàn)”也明確要求到2030年時(shí)將其控制到40 m3?？梢?jiàn)，進(jìn)一步提高工業(yè)節(jié)水減排力度，促進(jìn)工業(yè)綠色水資源效率提升必然是“十四五”期間水資源治理的重要方向。這就為既有管制政策及提高工業(yè)節(jié)水減排技術(shù)水平提出了更高要求，因此，客觀辨析環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)水資源利用之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系則尤為必要。

1 文獻(xiàn)回顧

綜觀針對(duì)工業(yè)水資源利用的相關(guān)研究，其聚焦點(diǎn)與社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的階段特征具有緊密關(guān)聯(lián)性，而且隨著治水理念的轉(zhuǎn)變而趨于多維化。主要體現(xiàn)在：其一，工業(yè)水資源利用效率內(nèi)涵的變遷。以“效率”衡量工業(yè)水資源利用水平是現(xiàn)階段常用的評(píng)價(jià)手段，但從不同部門(mén)對(duì)水資源供需狀態(tài)進(jìn)行評(píng)估時(shí)，工業(yè)水資源利用效率被賦予了差異化的內(nèi)涵［1］。其中，從供給部門(mén)來(lái)看，工業(yè)水資源利用效率主要是指涉水產(chǎn)品從生產(chǎn)到終端消費(fèi)過(guò)程中水資源的供給效率［2］，而從需求及消費(fèi)部門(mén)來(lái)看，其涵蓋了利用水資源進(jìn)行相關(guān)社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的水資源使用效率，這也是目前學(xué)術(shù)界常用于評(píng)估區(qū)域或地區(qū)水資源效率時(shí)常見(jiàn)的方式［3，4］。但受水資源約束及社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的影響，不同時(shí)期對(duì)工業(yè)水資源利用效率的解釋或者要求會(huì)產(chǎn)生一定變化，如從早期側(cè)重于水資源水量投入對(duì)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的支持效果，逐漸演化至非期望產(chǎn)出約束下包括水量水質(zhì)因素在內(nèi)的水資源消耗對(duì)工業(yè)發(fā)展綜合作用效果檢驗(yàn)［5］。其二，工業(yè)水資源利用效率測(cè)度方式的轉(zhuǎn)變。針對(duì)不同階段或情景下工業(yè)水資源利用效率的內(nèi)涵，其測(cè)度的方式往往存在較大差異，常見(jiàn)的三種思路主要包括單要素水資源效率、全要素水資源效率和多指標(biāo)綜合評(píng)估下的水資源效率［6，7］。其中，第一種測(cè)度方式是按照水資源投入與產(chǎn)出比實(shí)現(xiàn)對(duì)其消耗水平的反映；第二種方式是源于“全要素生產(chǎn)率”的概念，按照單位總投入與總產(chǎn)出的關(guān)系衡量水資源使用水平，在測(cè)算中引入勞動(dòng)、資本、經(jīng)濟(jì)及水資源要素等；第三種方式是通過(guò)剖析水資源的自然資源與社會(huì)經(jīng)濟(jì)屬性等，構(gòu)建綜合評(píng)估體系的模式對(duì)其效率狀態(tài)進(jìn)行識(shí)別分析［8，9］。其三，工業(yè)水資源利用效率驅(qū)動(dòng)機(jī)制的解釋。究竟是哪些要素對(duì)工業(yè)水資源利用效率產(chǎn)生了顯著激勵(lì)效應(yīng)？對(duì)于該問(wèn)題的解釋?zhuān)捎诓煌瑢W(xué)者所考慮的側(cè)重點(diǎn)不同，其利用計(jì)量模型或回歸分析實(shí)證檢驗(yàn)所給出的答案也是不盡相同，如工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等，不同的影響要素在基于不同的樣本規(guī)模及地區(qū)檢驗(yàn)時(shí)取得的結(jié)果存在一定差異性［10，11］。

綜上，工業(yè)水資源利用效率的變遷及其驅(qū)動(dòng)演化研究已成為現(xiàn)階段水利改革發(fā)展及工業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)中的熱點(diǎn)問(wèn)題，學(xué)者們根據(jù)對(duì)新時(shí)期治水理念的理解不斷豐富與完善其研究體系。但是按照《工業(yè)綠色發(fā)展規(guī)劃》及《國(guó)家節(jié)水行動(dòng)方案》的具體要求，推動(dòng)工業(yè)高質(zhì)量轉(zhuǎn)型升級(jí)過(guò)程中要全面貫徹節(jié)水優(yōu)先與系統(tǒng)治理的新理念，這就要求工業(yè)水資源利用不僅要注重水量的節(jié)控，也要兼顧水污染治理的綠色成效，不僅要突出水資源利用對(duì)工業(yè)增長(zhǎng)的經(jīng)濟(jì)內(nèi)涵，也要彰顯其生態(tài)環(huán)境內(nèi)涵。由此可見(jiàn)，該目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)既需要管制政策的倒逼，也需要企業(yè)自主提高工業(yè)節(jié)水減排技術(shù)的創(chuàng)新水平，那應(yīng)如何更為客觀地評(píng)估工業(yè)水資源利用水平？以及既有環(huán)境規(guī)制方式及技術(shù)創(chuàng)新程度是否能夠有效促進(jìn)工業(yè)水資源利用水平的提升？而遺憾的是，現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)中鮮有對(duì)此類(lèi)問(wèn)題做出全面而系統(tǒng)的回答。據(jù)此，本文嘗試從綠色全要素水資源效率的角度闡釋工業(yè)水資源利用水平，并引入脫鉤理論及計(jì)量模型檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與其之間的內(nèi)在作用機(jī)理，為后期開(kāi)拓治水思路及工業(yè)升級(jí)路徑提供理論支持。

2 模型構(gòu)建

2.1 脫鉤彈性分析模型

脫鉤理論是國(guó)際經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織提出用于揭示單位GDP 環(huán)境壓力與環(huán)境污染之間內(nèi)在關(guān)聯(lián)關(guān)系的經(jīng)典評(píng)估工具，其包括了相對(duì)脫鉤和絕對(duì)脫鉤兩種現(xiàn)象［12］。將其引入到工業(yè)綠色全要素水資源效率與環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新之間關(guān)系的分析時(shí)，則可將其相對(duì)脫鉤狀態(tài)描述為環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新的變化程度要強(qiáng)于工業(yè)綠色全要素水資源效率，絕對(duì)脫鉤狀態(tài)則可刻畫(huà)環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新呈現(xiàn)持續(xù)提升但工業(yè)綠色全要素水資源效率保持零增長(zhǎng)或負(fù)增長(zhǎng)的趨勢(shì)。據(jù)此，利用“脫鉤指數(shù)”模型對(duì)其進(jìn)行測(cè)算［13］：

式中：?n+1表示n+ 1 期脫鉤指數(shù)大小；indwatern表示工業(yè)綠色全要素水資源效率水平；profactorn表示環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新強(qiáng)度。

參考Tapio 等［14］和馬海良等［15］研究，脫鉤指數(shù)閾值臨界設(shè)定為0.8 和1.2，由此形成工業(yè)綠色全要素水資源效率與環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新之間脫鉤狀態(tài)判斷依據(jù)見(jiàn)圖1所示。需要解釋的是，產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)調(diào)控政策和技術(shù)創(chuàng)新投入的消化產(chǎn)出具有一定的滯后性，但杜威劍［16］和趙莉等［17］實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境規(guī)制和技術(shù)創(chuàng)新的滯后效應(yīng)雖然存在，但其滯后期與當(dāng)期的檢驗(yàn)系數(shù)并未發(fā)生實(shí)質(zhì)性改變。因此，本文的脫鉤指數(shù)計(jì)算均采用利用2002-2019年工業(yè)綠色全要素水資源效率、環(huán)境規(guī)制和技術(shù)創(chuàng)新強(qiáng)度評(píng)估值進(jìn)行檢驗(yàn)。

圖1 脫鉤指數(shù)閾值Fig.1 Decoupling index thresholds

脫鉤彈性測(cè)算過(guò)程中難免會(huì)受到樣本數(shù)據(jù)所含高頻噪聲的擾動(dòng)影響，為更為客觀地評(píng)估工業(yè)綠色全要素水資源效率與環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新之間的脫鉤變遷規(guī)律，本文引入低通濾波技術(shù)對(duì)其進(jìn)行濾波處理。主要過(guò)程有：利用傅里葉函數(shù)F(α，β)對(duì)脫鉤指數(shù)圖像μ(x，y)變換，采用低通濾波器L(α，β)對(duì)其轉(zhuǎn)化處理為S(α，β)，通過(guò)對(duì)S(α，β)進(jìn)行傅里葉逆變換取得濾波后結(jié)果U(x，y)。其中，可選擇的濾波器包括：①高斯低通率傳遞：；②理想低通濾波器傳遞：L(α，β)=；③n階Butterworth 濾波器傳遞：L(α，β)=。

上述濾波器中，ρ0表示停滯頻率；，為(α，β)到L(α，β)的中心距。

2.2 均衡關(guān)系檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/h3>

檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)綠色全要素水資源效率之間是否具備長(zhǎng)期均衡關(guān)系，可建立其VAR 模型進(jìn)行實(shí)證分析，表達(dá)式為：

式中：X t表示時(shí)序向量；Aj表示系數(shù)矩陣；p表示滯后項(xiàng)；εt表示白噪聲；c為常數(shù)項(xiàng)。在利用該模型進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，本文選取ADF法對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，并據(jù)其對(duì)工業(yè)綠色全要素水資源效率及與環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)行均衡關(guān)系分析。同時(shí)，利用脈沖函數(shù)檢驗(yàn)上述不同變量之間的動(dòng)態(tài)響應(yīng)關(guān)系，表達(dá)式如下：

式中：n表示響應(yīng)期數(shù)；δk表示對(duì)變量的第k項(xiàng)沖擊；t- 1表示沖擊響應(yīng)信息獲取。通過(guò)脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗(yàn)可分析δk沖擊所引發(fā)的變量響應(yīng)水平差異。

采用均方誤差函數(shù)（MSE）對(duì)變量信息進(jìn)行成因解釋?zhuān)O(shè)定其由m個(gè)成分構(gòu)成，則第s步預(yù)測(cè)誤差表述為：

基于上述公式可對(duì)MSE進(jìn)行沖擊貢獻(xiàn)率分解，并按照不同變量的貢獻(xiàn)程度確定其所含解釋性信息的重要程度。

3 實(shí)證檢驗(yàn)

3.1 變量與數(shù)據(jù)說(shuō)明

（1）工業(yè)綠色全要素水資源效率。該指標(biāo)是建立在綠色發(fā)展“效率、和諧、持續(xù)”目標(biāo)下，綜合考慮生態(tài)環(huán)境容量和資源承載力約束與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的內(nèi)在關(guān)系，將包含水資源要素在內(nèi)的生產(chǎn)投入與多目標(biāo)產(chǎn)出進(jìn)行投入產(chǎn)出比率測(cè)算，是對(duì)建立在污染排放非期望產(chǎn)出下工業(yè)水資源利用水平變化狀態(tài)的反映。據(jù)此，本文以引入松弛因子的方向性距離函數(shù)對(duì)其進(jìn)行測(cè)度，具體公式如下：

上述模型主要是針對(duì)無(wú)效產(chǎn)出的計(jì)算，而實(shí)際效率值的評(píng)估則需要對(duì)其進(jìn)一步轉(zhuǎn)換：

式中：Industi指所測(cè)效率值；δ=(δ1，…，δP)指所需投入的勞動(dòng)、資本及水資源P類(lèi)要素，勞動(dòng)要素投入采用上年末和當(dāng)年初從業(yè)人員數(shù)均值衡量，資本投入依據(jù)永存盤(pán)存法測(cè)算的資本存量表示［18］，水資源投入選用工業(yè)用水量衡量。

按照“綠色發(fā)展”的內(nèi)涵，產(chǎn)出效益指標(biāo)中要既要體現(xiàn)水資源對(duì)工業(yè)增長(zhǎng)的支撐性作用，也要反映工業(yè)用水對(duì)生態(tài)環(huán)境容量和資源承載力的影響，因此，在γ=(γ1，…，γQ)描述效率Q類(lèi)期望產(chǎn)出中，涵蓋工業(yè)經(jīng)濟(jì)和水資源承載狀態(tài)指標(biāo)，分別利用工業(yè)增加值（通過(guò)工業(yè)出廠(chǎng)價(jià)格指數(shù)折算到2002 的價(jià)格水平）和萬(wàn)元工業(yè)GDP用水量表示；在g=(g1，…，gL)描述L類(lèi)非期望產(chǎn)出時(shí)，選取工業(yè)灰水足跡衡量［19～20］。和指投入產(chǎn)出、方向和松弛向量；m表示松弛數(shù)量。

（2）環(huán)境規(guī)制。該指標(biāo)主要是考察工業(yè)增長(zhǎng)過(guò)程中對(duì)生態(tài)環(huán)境保護(hù)而采取規(guī)制措施有效性的評(píng)估?？紤]指標(biāo)數(shù)據(jù)的可得性，本文參照傅京燕等［22］的思路計(jì)算其規(guī)制指數(shù)：

式中：YSij指工業(yè)污染排放指標(biāo)，分別為其標(biāo)準(zhǔn)化值和均值；，表示污染排放指標(biāo)權(quán)重。按照統(tǒng)計(jì)年鑒中的考察方式，工業(yè)污染排放指標(biāo)主要涵蓋：工業(yè)廢水排放達(dá)標(biāo)率，固廢綜合利用率，二氧化硫、粉塵和煙塵去除率。

（3）技術(shù)創(chuàng)新。常用的技術(shù)創(chuàng)新表征方式有專(zhuān)利授權(quán)數(shù)、R&D 投入、全要素生產(chǎn)率等，鑒于統(tǒng)計(jì)年鑒中對(duì)工業(yè)R&D 投入統(tǒng)計(jì)口徑存在變化，而僅從專(zhuān)利授權(quán)規(guī)模上難以客觀揭示專(zhuān)利所含技術(shù)創(chuàng)新水平的程度，本文以創(chuàng)新活動(dòng)生產(chǎn)率作為表征指標(biāo)：根據(jù)生產(chǎn)函數(shù)，定義其表達(dá)式為tfpit=其中，yit指年產(chǎn)出，按照2002年不變價(jià)格進(jìn)行實(shí)際GDP折算；lit表示工業(yè)勞動(dòng)從業(yè)者數(shù)量；kit是利用永續(xù)盤(pán)存法計(jì)算的固定資本存量；α、β為待估參數(shù)。

上述指標(biāo)計(jì)算過(guò)程中所用數(shù)據(jù)主要源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》、《水資源公報(bào)》、《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，局部缺失數(shù)據(jù)采用插值法等補(bǔ)充。

3.2 脫鉤彈性檢驗(yàn)

根據(jù)脫鉤指數(shù)計(jì)算公式和分類(lèi)方法，可測(cè)算2002-2019年環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)綠色全要素水資源效率之間的脫鉤演化趨勢(shì)，見(jiàn)表1。對(duì)比濾波前后的脫鉤指數(shù)變遷趨勢(shì)，可以看出在剔除數(shù)據(jù)所含高頻噪聲的擾動(dòng)影響后，兩類(lèi)脫鉤指數(shù)都出現(xiàn)了不同程度的幅度變化，尤其是通過(guò)Butterworth 濾波能夠糾偏局部年份下原始脫鉤彈性的趨勢(shì)方向（見(jiàn)圖2）。按照濾波后的脫鉤彈性指數(shù)的走勢(shì)，環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色全要素水資源效率之間先后呈現(xiàn)出由強(qiáng)負(fù)脫鉤到衰退性脫鉤等再到最后強(qiáng)脫鉤狀態(tài)的演化，而技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)綠色全要素水資源效率之間從強(qiáng)負(fù)脫鉤到強(qiáng)脫鉤等再到最后弱脫鉤，樣本期內(nèi)兩類(lèi)指標(biāo)雖然均是始于強(qiáng)負(fù)脫鉤，但其后表現(xiàn)出的脫鉤彈性趨勢(shì)存在一定差異性，而且環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)綠色全要素水資源效率之間的脫鉤彈性指數(shù)都沒(méi)有表現(xiàn)出經(jīng)典Kuznets 曲線(xiàn)中的倒“U”型變化特征，這表明上述兩類(lèi)要素與工業(yè)綠色全要素水資源效率的脫鉤彈性變遷不同于傳統(tǒng)意義上的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與資源約束關(guān)系。

圖2 脫鉤彈性指數(shù)變化Fig.2 Trend of decoupling elasticity index

表1 脫鉤彈性檢驗(yàn)Tab.1 Decoupling elasticity test

按照脫鉤彈性指數(shù)濾波值的測(cè)度結(jié)果，環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色全要素水資源效率的總體脫鉤趨勢(shì)具有相對(duì)顯著的“三階段”特征，其中，2002-2008年脫鉤彈性經(jīng)歷了從強(qiáng)負(fù)脫鉤到強(qiáng)脫鉤的轉(zhuǎn)變，處于一階段倒“U”型波動(dòng)變化期，該期間工業(yè)綠色全要素水資源效率由0.509 提高到0.530，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度變化率雖然在局部年份下有所提高，但其整體強(qiáng)度處于偏低狀態(tài)，事實(shí)上樣本初期兩者表現(xiàn)為強(qiáng)負(fù)脫鉤并不意味著工業(yè)綠色全要素水資源效率的變化脫離了環(huán)境規(guī)制的影響，主要原因在于在相對(duì)偏弱的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度下，粗放式的工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式在加劇水資源消耗的同時(shí)，也為工業(yè)綠色全要素水資源效率期望產(chǎn)出中經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)度的提升發(fā)揮了重要作用，在期望與非期望產(chǎn)出不均等的情況下產(chǎn)生了一種“偽脫鉤”現(xiàn)象。其后，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度有逐漸提高而工業(yè)綠色全要素水資源效率趨于穩(wěn)定。第二階段為2009-2013年的二次倒“U”型波動(dòng)期，該階段的脫鉤彈性指數(shù)雖然與一階段呈現(xiàn)出的變化趨勢(shì)有些相似，但實(shí)際上脫鉤彈性是由衰退性脫鉤向強(qiáng)負(fù)脫鉤過(guò)渡，其脫鉤彈性峰值出現(xiàn)在2010年，引發(fā)上述脫鉤變化的主要原因在于工業(yè)增長(zhǎng)所面臨的生態(tài)環(huán)境與資源約束力度不斷加強(qiáng)，而且受市場(chǎng)金融環(huán)境危機(jī)后期影響而導(dǎo)致工業(yè)發(fā)展出現(xiàn)階段性疲軟，表現(xiàn)在工業(yè)綠色全要素水資源效率的變遷上則是其生產(chǎn)要素投入規(guī)模的下降和期望產(chǎn)出的減少。第三階段是2014-2019年脫鉤彈性指數(shù)的震動(dòng)調(diào)整期，該期間兩者的脫鉤彈性濾波曲線(xiàn)出現(xiàn)了較為明顯的下滑，而且到2019年時(shí)再次回到強(qiáng)負(fù)脫鉤狀態(tài)，但與一階段的“偽脫鉤”現(xiàn)象不同的是，該期間環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和工業(yè)綠色全要素水資源效率相比過(guò)去均有了顯著提升，而且引發(fā)其效率值提升的誘因也由要素規(guī)模投入驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)向期望產(chǎn)出提質(zhì)增速。

與環(huán)境規(guī)制相比，技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)綠色全要素水資源效率之間的脫鉤彈性指數(shù)變化也具有雙倒“U”型的波動(dòng)規(guī)律，但顯然不同的是其倒“U”型波動(dòng)出現(xiàn)的時(shí)間相對(duì)滯后，位于2009-2014年期間。而在此之前兩者的脫鉤彈性指數(shù)在零值上下浮動(dòng)，并表現(xiàn)出相對(duì)平緩的變化特征，其中可以看出，樣本初期技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)綠色全要素水資源效率之間同樣是呈現(xiàn)為強(qiáng)負(fù)脫鉤的狀態(tài)，這種特點(diǎn)與環(huán)境規(guī)制相類(lèi)似，同樣是屬于“偽脫鉤”現(xiàn)象，即在生產(chǎn)要素規(guī)模投入驅(qū)動(dòng)模式下工業(yè)綠色全要素水資源效率的提升更多的是體現(xiàn)在工業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，而非是對(duì)其他類(lèi)別期望產(chǎn)出的促進(jìn)和非期望產(chǎn)出的控制，這種情況下技術(shù)創(chuàng)新所發(fā)揮的正向激勵(lì)效應(yīng)相對(duì)偏弱。其后，樣本期內(nèi)的首個(gè)倒“U”波動(dòng)出現(xiàn)于2009-2012年，從時(shí)間節(jié)點(diǎn)上來(lái)看，其正是環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色全要素水資源效率之間出現(xiàn)第二個(gè)倒“U”波動(dòng)的階段，該期間技術(shù)創(chuàng)新的脫鉤彈性表現(xiàn)為由強(qiáng)脫鉤向衰退性耦合、衰退性脫鉤并再回到強(qiáng)脫鉤的變化規(guī)律，而結(jié)合兩者變化率的變遷趨勢(shì)，可以看出后者對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)在依賴(lài)度可能在逐漸提高，而這種猜測(cè)在2012-2014年期間的二次倒“U”脫鉤彈性波動(dòng)得到進(jìn)一步印證。2015-2016年之后，其脫鉤彈性指數(shù)曲線(xiàn)逐漸上升，到2019年時(shí)兩者出現(xiàn)了擴(kuò)張性耦合的脫鉤狀態(tài)。

根據(jù)環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)綠色全要素水資源效率之間的脫鉤彈性變化趨勢(shì)，提出如下假設(shè)：

假設(shè)H1：環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色全要素水資源效率之間不存在顯著的正向相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)H2：提高技術(shù)創(chuàng)新有利于促進(jìn)工業(yè)綠色全要素水資源效率的提升，兩者具有顯著正相關(guān)性。

上述假設(shè)提供了理論研究的方向，但是究竟關(guān)系假設(shè)是否成立，以及工業(yè)綠色全要素水資源效率對(duì)環(huán)境規(guī)制和技術(shù)創(chuàng)新的動(dòng)態(tài)沖擊能夠產(chǎn)生怎樣的響應(yīng)，還尚需做出進(jìn)一步檢驗(yàn)。

3.3 均衡演化關(guān)系檢驗(yàn)

3.3.1 均衡檢驗(yàn)

利用VAR模型對(duì)研究假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，先對(duì)變量進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理以消除異方差的影響，同時(shí)鑒于環(huán)境規(guī)制的引導(dǎo)與倒逼效應(yīng)和技術(shù)創(chuàng)新的正向激勵(lì)效應(yīng)均對(duì)工業(yè)水資源循環(huán)利用率（lnwrr）產(chǎn)生重要作用，本文將該指標(biāo)納入到計(jì)量模型構(gòu)建中，建立由lnIndust與lneri、lntfp、lnwrr構(gòu)成的非限制性VAR 模型，并將其研究尺度以2002-2019年為數(shù)據(jù)樣本，利用Eviews計(jì)量檢驗(yàn)。其中計(jì)量過(guò)程中的擬合檢驗(yàn)遵循AIC 準(zhǔn)則，設(shè)定最優(yōu)滯后階數(shù)是2，而模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)中變量的根模倒數(shù)均小于1，滿(mǎn)足均衡性分析的要求。上述各變量的平穩(wěn)性采用ADF 單位根檢驗(yàn)實(shí)現(xiàn)，見(jiàn)表2。

表2 單位根檢驗(yàn)Tab.2 Unit root test

按照上表，各變量原始序列具有非平穩(wěn)性，但是對(duì)其一階差分項(xiàng)的檢驗(yàn)中，序列ΔlnIndust、Δlntfp通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)，而Δlneri、Δlnwrr則是在5%顯著性檢驗(yàn)下拒絕了存在單位根的原假設(shè)，表明各變量的一階差分項(xiàng)都為平穩(wěn)性，符合協(xié)整計(jì)量檢驗(yàn)的要求。鑒于此，進(jìn)一步采用EG 檢驗(yàn)法分析工業(yè)綠色全要素水資源效率與各解釋變量之間的協(xié)整關(guān)系，過(guò)程如下：

（1）首先對(duì)模型所含變量進(jìn)行OLS 估計(jì)，并考慮技術(shù)創(chuàng)新與環(huán)境規(guī)制之間的表征關(guān)系，測(cè)得：

（2）在上述靜態(tài)估計(jì)基礎(chǔ)上，按照對(duì)lnIndust單整階數(shù)檢驗(yàn)的步驟分析殘差項(xiàng)μit的平穩(wěn)性，見(jiàn)表3。

表3 殘差項(xiàng)檢驗(yàn)Tab.3 Residual test

根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，誤差項(xiàng)μ1t的平穩(wěn)性特征表明工業(yè)綠色要素水資源效率與環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，這種協(xié)整關(guān)系的存在性與前文對(duì)其脫鉤彈性狀態(tài)的變遷趨勢(shì)檢驗(yàn)相結(jié)合，則可進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色全要素水資源效率由強(qiáng)負(fù)脫鉤開(kāi)始沿著圖1 中脫鉤象限逆時(shí)針轉(zhuǎn)變，其后再由第三象限沿著順時(shí)針?lè)较蚧芈洳⒆罱K回到強(qiáng)負(fù)脫鉤狀態(tài)，該趨勢(shì)說(shuō)明兩者雖然存在協(xié)整關(guān)系，但是在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度由平穩(wěn)到提升，再到趨緊的情況下，工業(yè)綠色全要素水資源效率對(duì)其適應(yīng)度尚處于動(dòng)態(tài)調(diào)整當(dāng)中。而技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)綠色全要素水資源效率的脫鉤彈性也是始于強(qiáng)負(fù)脫鉤并在脫鉤象限中逆時(shí)變化，不過(guò)其在第三、四和一象限的擺動(dòng)次數(shù)要顯著高于環(huán)境規(guī)制，這說(shuō)明在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度持續(xù)提升的背景下，工業(yè)綠色全要素水資源效率對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的敏感度要更為顯著。然而對(duì)比觀察環(huán)境規(guī)制和技術(shù)創(chuàng)新的估計(jì)系數(shù)，能夠發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)工業(yè)綠色全要素水資源效率的影響整體上表現(xiàn)為正向效應(yīng)，雖然提高環(huán)境規(guī)制有可能會(huì)增加工業(yè)節(jié)水減排的投資成本，但從實(shí)際效果中可以發(fā)現(xiàn)由此引發(fā)的激勵(lì)效應(yīng)也是不容忽視的，因此“波特假說(shuō)”理論在工業(yè)綠色全要素水資源效率中依然存在，假設(shè)H1與H2均被否決。與此同時(shí)，技術(shù)創(chuàng)新的估計(jì)系數(shù)揭示了提高其對(duì)工業(yè)綠色全要素水資源效率的正向促進(jìn)效應(yīng)不僅要依賴(lài)于持續(xù)性的研發(fā)投入，也要注重與之相關(guān)的多要素協(xié)調(diào)作用，例如工業(yè)節(jié)水減排重大研發(fā)技術(shù)向?qū)嶋H生產(chǎn)力的轉(zhuǎn)化成效等，尤其是在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度提高下工業(yè)企業(yè)選擇通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新規(guī)避規(guī)制風(fēng)險(xiǎn)的途徑是其必然選擇。另外誤差項(xiàng)μ2t的非平穩(wěn)性則是印證了環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新之間不具有協(xié)整關(guān)系，這也就解釋了兩者對(duì)工業(yè)綠色全要素水資源效率脫鉤關(guān)系上的非同步性，以及工業(yè)企業(yè)在應(yīng)對(duì)環(huán)境規(guī)制時(shí)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新有偏選擇性不足的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題。

環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)綠色全要素水資源效率之間是否還存在短期失衡的可能性？對(duì)此本文將在上述基礎(chǔ)上，引入誤差修正項(xiàng)εit-1構(gòu)建如下均衡誤差模型，并進(jìn)行二次檢驗(yàn)，測(cè)得：

上述均衡誤差修正模型的彈性系數(shù)進(jìn)一步佐證了環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)綠色全要素水資源效率之間的影響關(guān)系，即Δlneri每提高1%，將可能導(dǎo)致ΔlnIndust出現(xiàn)0.114 2%的漲幅。Δlntfp和Δlnwrr檢驗(yàn)系數(shù)分別是-0.037 5與-0.008 2，說(shuō)明釋放工業(yè)綠色全要素水資源效率的提升潛力，關(guān)鍵是要繼續(xù)加強(qiáng)對(duì)工業(yè)節(jié)水減排工藝、設(shè)備及相關(guān)技術(shù)的支持水平，尤其是在其共性與重大技術(shù)轉(zhuǎn)化上需做出重點(diǎn)投入。但是事實(shí)上，工業(yè)綠色全要素水資源效率的提升并非是僅依賴(lài)以上要素所決定的，其效率變遷也會(huì)受前期均衡水平偏離度的作用，這點(diǎn)在誤差修正項(xiàng)εit-1的檢驗(yàn)系數(shù)-0.410 3可以看出，說(shuō)明系統(tǒng)內(nèi)部存在一定的誤差修正機(jī)制。

3.3.2 脈沖響應(yīng)關(guān)系

在協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)基礎(chǔ)上，引入廣義脈沖進(jìn)一步分析工業(yè)綠色全要素水資源效率與環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新之間的沖擊響應(yīng)趨勢(shì)，見(jiàn)圖3、圖4。

（1）環(huán)境規(guī)制與工業(yè)綠色全要素水資源效率動(dòng)態(tài)響應(yīng)。按照?qǐng)D3 的檢驗(yàn)，可以發(fā)現(xiàn)工業(yè)綠色全要素水資源效率對(duì)環(huán)境規(guī)制沖擊響應(yīng)存在相對(duì)顯著的正向短期效應(yīng)，即測(cè)度期內(nèi)lnIndust的當(dāng)期響應(yīng)值是0，其后于第2 期時(shí)達(dá)到峰值（0.007 396），其后出現(xiàn)不同程度下降趨勢(shì)，并在第5期時(shí)跌破零值，該期間其響應(yīng)曲線(xiàn)為倒“U”型波動(dòng)，而后在零值線(xiàn)浮動(dòng)，整個(gè)累計(jì)響應(yīng)期內(nèi)工業(yè)綠色全要素水資源效率的響應(yīng)值為0.012 283，說(shuō)明隨著環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的提升，工業(yè)綠色全要素水資源效率短期內(nèi)會(huì)出現(xiàn)較為顯著的提高趨勢(shì)，當(dāng)然這種上升趨勢(shì)并非一成不變，過(guò)高的環(huán)境規(guī)制也會(huì)對(duì)工業(yè)綠色全要素水資源效率產(chǎn)生抑制性作用，但是在系統(tǒng)內(nèi)部調(diào)控修正機(jī)制的影響下，促進(jìn)其綠色全要素水資源效率穩(wěn)定提升的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度需要做出適應(yīng)性調(diào)整。而從lneri對(duì)工業(yè)綠色全要素水資源效率的沖擊響應(yīng)狀況來(lái)看，其響應(yīng)整體上呈現(xiàn)出先降后升再降，并最終趨于相對(duì)平穩(wěn)的趨勢(shì)，其中響應(yīng)峰值和平緩增長(zhǎng)期分別出現(xiàn)于第3期和第6期，且整個(gè)響應(yīng)期內(nèi)累計(jì)值為0.274 035，這說(shuō)明相比于工業(yè)綠色全要素水資源效率的響應(yīng)效果，環(huán)境規(guī)制對(duì)其沖擊效應(yīng)的敏感度要具有一定時(shí)滯性，這主要是受政策消化期的滯后性影響，但環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的控制表現(xiàn)為持續(xù)提升的趨勢(shì)，其中前期控制以提高強(qiáng)度為主，后期則是更加注重環(huán)境規(guī)制的適宜性，其強(qiáng)度控制則為輔。綜合兩者的脈沖響應(yīng)關(guān)系，可以看出通過(guò)提高環(huán)境規(guī)制促進(jìn)工業(yè)綠色全要素水資源效率的提升具有可行性，但是其過(guò)程中要注意其強(qiáng)度控制的適宜性，尤其是前期提高環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度倒逼工業(yè)節(jié)水減排時(shí)，要盡可能地縮短其對(duì)規(guī)制政策的消化時(shí)限，后期則需根據(jù)實(shí)際規(guī)制效果的差異性，將規(guī)制重點(diǎn)置于不同地區(qū)和產(chǎn)業(yè)類(lèi)別的異質(zhì)性策略制定。

圖3 工業(yè)綠色全要素水資源效率與環(huán)境規(guī)制脈沖關(guān)系Fig.3 The relationship between industrial green total factor water resources efficiency and environmental regulation impulse

（2）技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)綠色全要素水資源效率動(dòng)態(tài)響應(yīng)。按照?qǐng)D4的檢驗(yàn)，lnIndust對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的沖擊響應(yīng)具有相對(duì)顯著的負(fù)向短期效應(yīng)，這點(diǎn)與環(huán)境規(guī)制存在反向差異，具體表現(xiàn)為工業(yè)綠色全要素水資源效率的當(dāng)期響應(yīng)值為0，其后出現(xiàn)下降，并到第3期時(shí)響應(yīng)值達(dá)到最低點(diǎn)（-0.010 000），突破零值的時(shí)期出現(xiàn)在第5 期，在此之前形成了正“U”型曲線(xiàn)波動(dòng)規(guī)律，其后響應(yīng)曲線(xiàn)逐漸向零線(xiàn)靠近且趨穩(wěn)，整個(gè)響應(yīng)期的累積值為-0.015 308，說(shuō)明短期內(nèi)提高工業(yè)節(jié)水減排技術(shù)創(chuàng)新強(qiáng)度會(huì)在一定程度上增加工業(yè)企業(yè)投資治理的成本負(fù)擔(dān)，導(dǎo)致工業(yè)投入要素成本的上漲和期望產(chǎn)出增速放緩，并陷入“規(guī)模投入陷阱”，但長(zhǎng)期視角下其過(guò)程中正向激勵(lì)效應(yīng)也具有被激發(fā)的可能性，只不過(guò)從目前檢驗(yàn)的效果來(lái)看，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)工業(yè)綠色全要素水資源效率的正向激勵(lì)效應(yīng)尚未得到充分發(fā)揮。相比之下，lntfp對(duì)工業(yè)綠色全要素水資源效率的脈沖響應(yīng)效果更為直觀，雖然前3期也呈現(xiàn)為短暫的負(fù)值響應(yīng)關(guān)系，但其保持了穩(wěn)定上升的趨勢(shì)，而且于第4期時(shí)突破零值線(xiàn)（0.017 944），其響應(yīng)期內(nèi)的峰值出現(xiàn)在第5 期（0.037 648），整個(gè)響應(yīng)期的脈沖曲線(xiàn)表現(xiàn)為倒“U”型，且累計(jì)響應(yīng)值達(dá)到0.142 142，這說(shuō)明技術(shù)創(chuàng)新要達(dá)到有效促進(jìn)工業(yè)綠色全要素水資源效率提升的需求，需要在短期內(nèi)做出適應(yīng)性的調(diào)整，而且通過(guò)技術(shù)擴(kuò)散與外溢效應(yīng)等推動(dòng)其效率值的穩(wěn)定提升。這與現(xiàn)實(shí)也是相符的，當(dāng)前針對(duì)工業(yè)節(jié)水減排技術(shù)創(chuàng)新主要以源頭減量、過(guò)程控制和末端治理三階段的推進(jìn)程序?yàn)橹鳎m然在這種途徑下國(guó)內(nèi)工業(yè)用水治理取得了一定成效，包括萬(wàn)元工業(yè)增加值用水量的削減等同比下降了5.9%，但實(shí)際上與《關(guān)于實(shí)行最嚴(yán)格水資源管理制度的意見(jiàn)》提出的2030年達(dá)到40 m3的目標(biāo)存在較大差距，加快工業(yè)節(jié)水減排技術(shù)改造與升級(jí)依然是后期水資源治理的重要方向。

圖4 工業(yè)綠色全要素水資源效率與技術(shù)創(chuàng)新脈沖關(guān)系Fig.4 The relationship between industrial green total factor water resources efficiency and technological innovation

3.3.3 預(yù)測(cè)方差解釋

根據(jù)對(duì)lnIndust和lneri、lntfp的方差分解結(jié)果（見(jiàn)表4），能夠發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新對(duì)工業(yè)綠色全要素水資源效率的方差解釋貢獻(xiàn)度相對(duì)較強(qiáng)，其值分別達(dá)到54.99%和23.87%，該結(jié)果說(shuō)明環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新是促進(jìn)工業(yè)綠色全要素水資源效率提升的關(guān)鍵驅(qū)動(dòng)因素，其中環(huán)境規(guī)制自第3 期開(kāi)始對(duì)工業(yè)綠色全要素水資源效率的沖擊波動(dòng)貢獻(xiàn)明顯提高，印證了現(xiàn)階段仍需采取以提高環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度為主的調(diào)控措施，而其對(duì)綠色全要素水資源效率的倒逼效應(yīng)將在短期的政策消耗期后得以顯現(xiàn)，特別是近年來(lái)著力推進(jìn)的水平衡測(cè)試、用水統(tǒng)計(jì)監(jiān)測(cè)和節(jié)水減排標(biāo)準(zhǔn)體系建設(shè)等措施，目的就是要扎實(shí)推動(dòng)工業(yè)節(jié)水標(biāo)準(zhǔn)、排污控制及提高水資源利用效率，促進(jìn)工業(yè)高質(zhì)量綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展。同時(shí)，按照本文檢驗(yàn)的結(jié)果，同比于環(huán)境規(guī)制對(duì)工業(yè)綠色全要素水資源效率的激勵(lì)效應(yīng)，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)其全要素水資源效率的有效支撐度尚待改進(jìn)，因此，加快促進(jìn)節(jié)水減排技術(shù)推廣應(yīng)用與創(chuàng)新集成，提高傳統(tǒng)節(jié)水減排技術(shù)改造和強(qiáng)化企業(yè)用水管理等則成為后期工業(yè)節(jié)水行動(dòng)計(jì)劃制定的關(guān)鍵。而lnIndust對(duì)lneri和lntfp的方差分解貢獻(xiàn)度較小，兩者均低于10%，這表明促進(jìn)工業(yè)綠色全要素水資源效率的提升具有較高的復(fù)雜性，需要多措并舉和綜合推進(jìn)，而環(huán)境規(guī)制和技術(shù)創(chuàng)新是其驅(qū)動(dòng)要素中的重要組成部分，該現(xiàn)象與當(dāng)前國(guó)內(nèi)工業(yè)節(jié)水減排計(jì)劃及綠色發(fā)展規(guī)劃相契合。

表4 預(yù)測(cè)方差分解結(jié)果Tab.4 The results of forecast variance decomposition

4 結(jié)論與討論

本文引入脫鉤理論和低通濾波技術(shù)檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)綠色全要素水資源效率的脫鉤彈性，并采用計(jì)量模型對(duì)上述要素之間的均衡關(guān)系進(jìn)行測(cè)度，剖析其脈沖響應(yīng)機(jī)制，取得主要研究結(jié)論有。

（1）環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)綠色全要素水資源效率之間的脫鉤彈性指數(shù)變化與Kuznets 曲線(xiàn)倒“U”型特征不同，其中，環(huán)境規(guī)制脫鉤彈性出現(xiàn)包含兩次倒“U”型波動(dòng)變化期和一次震動(dòng)調(diào)整期在內(nèi)的“三階段”特征，而技術(shù)創(chuàng)新脫鉤彈性指數(shù)曲線(xiàn)雖然也存在倒“U”型波動(dòng)，但其時(shí)間具有相對(duì)滯后性。兩者的共性之處在于脫鉤檢驗(yàn)初期均存在“偽脫鉤”現(xiàn)象，其脫鉤變遷正向良性趨勢(shì)轉(zhuǎn)變。

（2）環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新與工業(yè)綠色全要素水資源效率之間具有長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，但受工業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的偏向性選擇等因素影響，環(huán)境規(guī)制與技術(shù)創(chuàng)新之間尚未建立起穩(wěn)定的均衡機(jī)制。在促進(jìn)工業(yè)綠色全要素水資源效率提升的作用效果上，環(huán)境規(guī)制所引發(fā)的正向激勵(lì)效應(yīng)更為顯著，而技術(shù)創(chuàng)新的驅(qū)動(dòng)效應(yīng)還不容樂(lè)觀，不過(guò)在環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度持續(xù)提升的背景下，工業(yè)綠色全要素水資源效率提升對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的依賴(lài)度將繼續(xù)提高。同時(shí)，其效率的測(cè)度也會(huì)受前期均衡水平偏離度的影響，印證了系統(tǒng)存在誤差修正機(jī)制的可能性。

（3）通過(guò)脈沖響應(yīng)檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)工業(yè)綠色全要素水資源效率的正向激勵(lì)效應(yīng)存在短期波動(dòng)性，但長(zhǎng)期視角下其正向激勵(lì)效應(yīng)能夠保持在相對(duì)穩(wěn)定的狀態(tài)，關(guān)鍵是要縮短對(duì)規(guī)制政策消化的時(shí)間長(zhǎng)度，以及促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新跨過(guò)“規(guī)模投入陷阱”。對(duì)于上述結(jié)論，在預(yù)測(cè)方差檢驗(yàn)中也得到了進(jìn)一步論證。

以上研究結(jié)論所蘊(yùn)含的啟示包括：①豐富現(xiàn)有工業(yè)用水統(tǒng)計(jì)與關(guān)鍵考核指標(biāo)。通過(guò)觀察現(xiàn)有工業(yè)用水統(tǒng)計(jì)和關(guān)鍵考核指標(biāo)的設(shè)定情況，可以發(fā)現(xiàn)多數(shù)用水指標(biāo)是基于水量、水質(zhì)的評(píng)估，如重復(fù)利用效率，其主要是對(duì)工業(yè)水資源利用過(guò)程中的水量循環(huán)利用狀態(tài)進(jìn)行考核，但是難以揭示工業(yè)用水的整體狀態(tài)水平，對(duì)此，可將工業(yè)綠色全要素水資源效率作為其綜合性考核指標(biāo)納入到水資源統(tǒng)計(jì)范疇，其不僅反映了其水資源投入與產(chǎn)出水平，而且將工業(yè)發(fā)展中的資本、勞動(dòng)及其非期望產(chǎn)出等都作為關(guān)聯(lián)要素進(jìn)行統(tǒng)籌，具有較高的系統(tǒng)性。②提高環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度設(shè)計(jì)的“因產(chǎn)制宜”性。不同類(lèi)別的工業(yè)對(duì)環(huán)境規(guī)制的敏感度不同，而發(fā)揮環(huán)境規(guī)制的正向激勵(lì)效應(yīng)關(guān)鍵是保障其強(qiáng)度設(shè)計(jì)的適應(yīng)性，因此可專(zhuān)門(mén)設(shè)立《面向工業(yè)節(jié)水的減排產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整指導(dǎo)目錄》，為工業(yè)水資源利用及其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向提供重要的決策依據(jù)，明確“鼓勵(lì)類(lèi)”、“限制類(lèi)”、“禁止類(lèi)”工業(yè)產(chǎn)業(yè)類(lèi)別，并采取差異化的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。③推進(jìn)工業(yè)節(jié)水減排技術(shù)攻關(guān)與改造。明確現(xiàn)階段已經(jīng)取得相對(duì)成熟的節(jié)水減排工藝、技術(shù)和設(shè)備類(lèi)別，并依托其進(jìn)行市場(chǎng)集中推廣與應(yīng)用，在此基礎(chǔ)上，聯(lián)動(dòng)政府、企業(yè)及相關(guān)機(jī)構(gòu)對(duì)其中難度大、重要性高的攻關(guān)性技術(shù)需要進(jìn)行重點(diǎn)突破，并圍繞水梯級(jí)循環(huán)利用、水資源智慧管理等進(jìn)行全方位技術(shù)改造，提高技術(shù)創(chuàng)新對(duì)工業(yè)綠色全要素水資源效率提升的支持效果?？傊?，隨著新時(shí)期治水理念的轉(zhuǎn)變和工業(yè)綠色轉(zhuǎn)型升級(jí)的需求，走“效率、和諧、持續(xù)”之路已成為工業(yè)節(jié)水減排工作的重要方向，需要在確立起以工業(yè)綠色全要素水資源效率為關(guān)鍵考核指標(biāo)的同時(shí)，因產(chǎn)制宜地引導(dǎo)與控制環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度及技術(shù)創(chuàng)新水平，促進(jìn)工業(yè)綠色高質(zhì)量發(fā)展?！?/p>