中國工業(yè)用水效率的空間差異及驅(qū)動機制

姬志恒 于 偉

（山東財經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院，濟南 250014）

引 言

在水資源匱乏、工業(yè)用水量具有剛性特征和環(huán)境約束趨緊的背景下，探索能夠?qū)崿F(xiàn)資源、經(jīng)濟、環(huán)境、生態(tài)和諧發(fā)展的工業(yè)水資源綠色集約化利用方式，即提高工業(yè)用水效率，是落實創(chuàng)新發(fā)展和綠色發(fā)展理念的必要舉措，同時也是推動工業(yè)經(jīng)濟乃至整個國民經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要途徑。聚焦工業(yè)用水效率問題，學(xué)者們在科學(xué)測度基礎(chǔ)上對其空間格局、影響因素和提升方略進行了探究。針對工業(yè)用水效率測度，既有研究從單位工業(yè)產(chǎn)值用水量等單一指標過渡到多種投入要素和產(chǎn)出的綜合測量，廢水排放（非期望產(chǎn)出）被納入考察，更加符合工業(yè)水經(jīng)濟運行實際，前沿生產(chǎn)函數(shù)法中的數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）日漸成為主流。效率測度結(jié)果顯示，納入水污染因素后的我國工業(yè)用水效率普遍較低，特別是污水處理效率存在較大改善空間[1-3]，工業(yè)用水量的提升對水資源整體效率形成下行壓力[4]?？臻g特征研究顯示，由于各地區(qū)水資源稟賦和技術(shù)水平等的不同，工業(yè)用水效率存在空間異質(zhì)格局，中、西部分地區(qū)陷入了 “低水平陷阱”[5，6]； 工業(yè)用水效率空間差異源自影響因素在不同區(qū)域的差異化作用。針對中國工業(yè)用水效率影響因素，工業(yè)結(jié)構(gòu)、開放度、科技創(chuàng)新能力、工業(yè)規(guī)模、產(chǎn)業(yè)集聚、政府環(huán)境規(guī)制等多被納入實證分析[7-10]。提升工業(yè)用水效率的相關(guān)對策包括樹立以生態(tài)修復(fù)和循環(huán)利用為核心的治水用水理念；實施 “以水定產(chǎn)”的產(chǎn)業(yè)政策；科學(xué)制定分行業(yè)用水定額指標體系，優(yōu)化用水結(jié)構(gòu)，推進產(chǎn)業(yè)升級；鼓勵工業(yè)用水循環(huán)和產(chǎn)業(yè)布局調(diào)整；探索水資源節(jié)約和集約利用的技術(shù)和模式；因地制宜制定節(jié)水控污管理制度和措施[11-14]。

既有研究在以下幾方面仍存在可拓展之處：（1）工業(yè)水經(jīng)濟運行存在 “生產(chǎn)”和 “治理”多階段網(wǎng)絡(luò)化特征，需要進一步融入網(wǎng)絡(luò)DEA模型思路將非期望產(chǎn)出、有效決策單元再排序和工業(yè)水經(jīng)濟運行的階段性特征綜合納入考察；（2）中國工業(yè)用水效率空間差異及演變有待于進一步精確測度，這有助于為靶向提升中國工業(yè)用水效率提供支撐；（3）需要就中國工業(yè)用水效率的驅(qū)動機制進行深入分析，特別是分析區(qū)域異質(zhì)性驅(qū)動機制。為此，本研究運用考慮非期望產(chǎn)出的網(wǎng)絡(luò)超效率EBM-Malmquist模型測度工業(yè)用水效率，利用Dagum基尼系數(shù)刻畫中國工業(yè)用水效率地區(qū)差異，利用回歸模型探究中國工業(yè)用水效率影響因素在全域內(nèi)部和不同區(qū)域的異質(zhì)性作用。研究有助于更好的明確中國工業(yè)用水效率的空間差異特征及其成因，進而為提升中國工業(yè)用水效率提供啟示。

1 研究方法、變量說明和數(shù)據(jù)來源

1.1 研究方法

1.1.1 考慮非期望產(chǎn)出的網(wǎng)絡(luò)超效率 EBMMalmquist模型

本研究依據(jù)工業(yè)用水運行的實際特征將工業(yè)用水分為 “生產(chǎn)”和 “治理”兩個階段，將考慮非期望產(chǎn)出的網(wǎng)絡(luò)超效率EBM模型和Malmquist指數(shù)相結(jié)合考察工業(yè)用水效率。其中，網(wǎng)絡(luò)超效率EBM模型是對單階段超效率EBM模型的改進，彌補了后者只設(shè)定單層結(jié)構(gòu)從而將系統(tǒng)內(nèi)部視作“黑箱”的缺點。對于納入非期望產(chǎn)出且包含多個生產(chǎn)階段的超效率EBM模型，分別用表示各階段投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出；用表示對應(yīng)階段的中間產(chǎn)出；為第k個階段對應(yīng)的強度矢量。 在規(guī)模報酬不變情況下，可將被評價單元DMU0效率評價模型的分式規(guī)劃形式表示為式（1）。r?為被評價單元DMU0的綜合效率，為子階段效率，Wh指代第h階段權(quán)重且有∑Wh＝1。本研究設(shè)定工業(yè)用水 “生產(chǎn)”和 “治理”兩階段同等重要，權(quán)重均為1／2。顯然，對多階段超效率EBM模型而言，當且僅當各階段均有效時，決策單元才能整體有效。

1.1.2 Dagum基尼系數(shù)及其分解

本研究采用Dagum基尼系數(shù)探究中國工業(yè)用水效率空間差異及其來源。Dagum基尼系數(shù)計算方法見式（2）。等式左側(cè)G為總體基尼系數(shù)，右側(cè)中yji（yhr）為第j（h）組內(nèi)省域i（r）工業(yè)用水效率；μ表示考察省域工業(yè)用水效率加權(quán)均值（本研究權(quán)重為工業(yè)增加值）；nj（nh）為第j（h）組內(nèi)部省域數(shù)量。本研究沿用國家統(tǒng)計局口徑將全部考察省域分為4組（地區(qū)），即東部、中部、西部和東北。Dagum基尼系數(shù)可分解為組內(nèi)差異貢獻Gw、組間差異貢獻Grb和超變密度貢獻Gt，各部分計算方式略。

1.1.3 Kernel密度估計

作為非參數(shù)估計方法，Kernel密度估計采用平滑核函數(shù)作為權(quán)重對樣本數(shù)據(jù)的概率密度曲線進行擬合，刻畫出變量的分布位置、分布態(tài)勢、極化趨勢和分布延展性等。設(shè)變量X的密度函數(shù)為f（x），點x密度函數(shù)由式（3）估計，其中N、Xi和K（x）分別為觀測值個數(shù)、獨立同分布觀測值和核函數(shù)。本研究采用Gaussian核函數(shù)分析全國及四地區(qū)工業(yè)用水效率的分布形態(tài)，其表達式見式（4）。h為帶寬，從提高估計精度出發(fā)一般選擇較小帶寬。

1.1.4 驅(qū)動機制模型設(shè)定

本研究構(gòu)建如式（5）所示模型分析工業(yè)用水效率（IWUE）驅(qū)動機制。等式右側(cè)解釋變量中，pcw、ist、tec、mar、ope和reg分別指代省域人水稟賦、工業(yè)結(jié)構(gòu)、科技創(chuàng)新能力、市場化程度、開放度和環(huán)境規(guī)制強度，α0、γi、εt和eit依次指代截距項、個體效應(yīng)、時間效應(yīng)和隨機干擾項。研究變量均取對數(shù)處理旨在減小異方差和波動影響。

1.2 變量說明和數(shù)據(jù)來源

依據(jù)工業(yè)水經(jīng)濟運行實際和全要素用水效率理念，工業(yè)用水 “生產(chǎn)”階段投入要素為工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)、從業(yè)人員數(shù)和工業(yè)用水量，期望產(chǎn)出為工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值，非期望產(chǎn)出為工業(yè)廢水排放量；“治理”階段投入要素為生產(chǎn)階段的 “非期望產(chǎn)出”和工業(yè)廢水污染治理完成投資額，期望產(chǎn)出為工業(yè)廢水治理設(shè)施處理能力。本研究空間尺度為省域（省、自治區(qū)、直轄市），因數(shù)據(jù)可得原因，研究范圍不含港澳臺和西藏。相關(guān)數(shù)據(jù)均取自國家和省域統(tǒng)計年鑒，考察年度為2011～2020年。其中工業(yè)企業(yè)相關(guān)指標通過國有控股工業(yè)企業(yè)、私營工業(yè)企業(yè)、外商及港澳臺商投資工業(yè)企業(yè)相關(guān)指標數(shù)據(jù)匯總得到，趨勢分析顯示2020年受新冠肺炎疫情影響，工業(yè)企業(yè)相關(guān)經(jīng)濟指標增幅放緩。各經(jīng)濟數(shù)據(jù)均進行了消脹處理，個別缺失值通過插值法或趨勢外推得出。工業(yè)廢水污染治理完成投資額數(shù)據(jù)均依據(jù)永續(xù)盤存法計算得出。

式（5）中人水稟賦、工業(yè)結(jié)構(gòu)、科技創(chuàng)新能力、市場化程度、開放度和環(huán)境規(guī)制強度分別通過省域人均水資源量、規(guī)模以上企業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)增加值比重、萬人人均專利授權(quán)數(shù)、個體和私營從業(yè)人員數(shù)占就業(yè)人口比重、經(jīng)營單位所在地進出口總額（年均匯率）除以GDP和構(gòu)建污染物規(guī)制強度指數(shù)加以測度，原始數(shù)據(jù)取自 《中國統(tǒng)計年鑒》。

2 結(jié)果分析

2.1 中國工業(yè)用水效率典型事實

圖1直觀顯示考察期內(nèi)各省域工業(yè)用水效率以及 “生產(chǎn)”和 “治理”階段效率均值（省域年度評價值備索）。時序特征顯示考察期內(nèi)大部分省域工業(yè)用水效率均保持波動增長態(tài)勢。八大區(qū)域尺度下西南和西北保持了較高增幅，新疆、貴州和陜西等省域增幅居前；分解研究顯示考察期內(nèi)生產(chǎn)技術(shù)變化較技術(shù)效率變化對工業(yè)用水效率貢獻更為明顯，“治理”階段效率較 “生產(chǎn)”階段對工業(yè)用水效率貢獻更為明顯，提升技術(shù)水平和治污效率是提高工業(yè)用水效率的重點方向?？疾炱趦?nèi)各省域用水 “生產(chǎn)”效率均有所提升，其中江蘇、廣東和北京用水 “生產(chǎn)”效率增幅居前；省域工業(yè)用水 “治理”效率變動方向則存在差異，其中新疆和云南用水 “治理”效率增幅居前?？臻g特征顯示我國工業(yè)用水效率的空間差異明顯。2011年、2016年和2020年省域工業(yè)用水效率評價值的變異系數(shù)（CV）依次為0.201、0.231和0.271，期末和期中較期初有擴大趨勢。進一步測算顯示，考察期內(nèi)省域工業(yè)用水 “生產(chǎn)”和 “治理”兩階段效率評價值均值的變異系數(shù)（CV）分別為0.131和0.230，省域間 “治理”階段效率評價值差異更為明顯。圖2基于各省域工業(yè)用水 “生產(chǎn)”和“治理”階段效率均值為軸（圖中虛線）刻畫了各省域的相對坐標位置。江蘇、廣東、湖北、湖南、河南和福建等省域位居兩階段效率均相對 “雙高”的 “第一象限”，這部分省域多位于東部沿海和長江中游；青海、山西、黑龍江等省域位居兩階段效率相對 “雙低”的 “第三象限”，提高這部分省域工業(yè)用水效率需要在 “生產(chǎn)”和 “治理”兩環(huán)節(jié)同時發(fā)力，在承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移時尤其應(yīng)強化水資源生態(tài)約束；值得注意的是，寧夏、貴州和安徽位居 “生產(chǎn)”效率相對較高但 “治理”效率相對較低的 “第二象限”，提高工業(yè)用水效率尤其需要強化對工業(yè)廢水的治理，推動治理技術(shù)創(chuàng)新和擴散，提升工業(yè)廢水投入資源的運行效能；山東位居 “治理”效率相對較高但 “生產(chǎn)”效率相對較低的 “第四象限”，這與省域 “偏重”的工業(yè)基礎(chǔ)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等有關(guān)，工業(yè)發(fā)展對水資源環(huán)境的脅迫壓力較大，提高工業(yè)用水效率需要著重通過創(chuàng)新引領(lǐng)提升工業(yè)資源產(chǎn)出效能，強化對工業(yè)運行 “非期望產(chǎn)出”的管控。

圖1 省域工業(yè)用水效率均值

圖2 省域工業(yè)用水兩階段效率分布坐標圖

2.2 中國工業(yè)用水效率空間差異及來源

表1中的Dagum基尼系數(shù)計算結(jié)果顯示，2011～2020年間中國工業(yè)用水效率省際相對差異呈現(xiàn)“增減交替”的波浪型趨勢，其中，“十二五”期間的Dagum基尼系數(shù)值呈現(xiàn) “先增后減”的倒“U”型趨勢，“十二五”之后則呈現(xiàn)總體提升趨勢，考察末期2020年 Dagum基尼系數(shù)較初期2011年上升明顯，增幅為46.18%，全域范圍內(nèi)工業(yè)用水效率出現(xiàn)一定程度的非均衡化趨勢，部分原因在于期初工業(yè)用水效率中值省域在考察期內(nèi)的增幅出現(xiàn)較大差異，加劇了工業(yè)用水效率的全域內(nèi)部分化?？疾炱趦?nèi)東部、中部、西部和東北Dagum基尼系數(shù)均值均小于全域均值，比較而言，東部地區(qū)的內(nèi)部差異最大，其次為西部地區(qū)。考察期內(nèi)各地區(qū)內(nèi)部差異均呈現(xiàn)波動變化，其中東部和西部地區(qū)考察末期Dagum基尼系數(shù)較考察初期有所上升，東部地區(qū)內(nèi)部快速擴大的增幅與北京、江蘇和廣東的領(lǐng)先地位有關(guān)，創(chuàng)新驅(qū)動下的工業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整使得這部分省域在有限工業(yè)水資源投入下創(chuàng)造了更大的工業(yè)產(chǎn)值，助力水資源環(huán)境投入與工業(yè)產(chǎn)值增長脫鉤。由于本研究測算的結(jié)果亦可視為將用水和治水納入考察的地區(qū)工業(yè)增長績效，因此東部地區(qū)內(nèi)部差異增幅和有效推動領(lǐng)先省域的創(chuàng)新擴散需要進一步關(guān)注。中部和東北地區(qū)考察末期Dagum基尼系數(shù)較初期有所下降。

表1 中國工業(yè)用水效率發(fā)展空間差異及來源

表2顯示，西部和東北之間、東部和東北之間工業(yè)用水效率差異較為明顯，分解測算顯示，其差異均主要由生產(chǎn)技術(shù)變化差異引致。各地區(qū)間工業(yè)用水效率Dagum基尼系數(shù)均表現(xiàn)為波動變化趨勢，除中部和西部之間外，其余地區(qū)間差異考察末期較初期均有所上升，東部和西部間差異增幅最為明顯，納入水資源環(huán)境后的工業(yè)增長績效地區(qū)間差距與工業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)和承接工業(yè)轉(zhuǎn)移差異有關(guān)。Dagum基尼系數(shù)分解結(jié)果顯示，超變密度貢獻率相對較大，這與產(chǎn)業(yè)空間轉(zhuǎn)移和知識溢出存在復(fù)雜性有關(guān)。時序特征顯示，區(qū)域內(nèi)差異和超變密度有所上升，區(qū)域間期末的差異較期初有所下降。

2.3 中國工業(yè)用水效率Kernel密度估計結(jié)果

圖3呈現(xiàn)2011～2020年全域工業(yè)用水效率分布動態(tài)演進趨勢?？疾炱趦?nèi)分布曲線中心漸次右移，即工業(yè)用水效率持續(xù)提升，與前述事實描述一致。曲線主峰高度呈現(xiàn)降升交替，寬度趨于擴大，說明全域內(nèi)部工業(yè)用水效率離散程度有所提升，絕對差異總體存在擴大趨勢。全域工業(yè)用水效率分布曲線存在右拖尾，部分省域顯著領(lǐng)先；曲線延展收斂趨勢表明高值省域與平均水平差距縮小。全域總體分布曲線存在 “主峰+側(cè)峰”態(tài)勢，其中側(cè)峰位置隨時間推移由主峰右側(cè)向左側(cè)轉(zhuǎn)移。峰值較低的側(cè)峰意味著出現(xiàn)一定程度的分化態(tài)勢，其原因在于盡管考察期內(nèi)省域工業(yè)用水效率呈提升趨勢，但低值省域和領(lǐng)先省域的絕對差異在部分時期會有所擴大。

圖3 中國工業(yè)用水效率分布動態(tài)

圖4呈現(xiàn)2011～2020年間東部、中部、西部和東北四地區(qū)工業(yè)用水效率的分布動態(tài)演進趨勢。從分布位置看，東部、中部和西部分布曲線中心均存在右移趨勢，區(qū)域內(nèi)工業(yè)用水效率均呈上升趨勢，即水資源環(huán)境約束下的工業(yè)增長績效有所提升；東北地區(qū)分布曲線中心出現(xiàn)先右移后左移的趨勢，地區(qū)工業(yè)用水效率在考察后期存在下降特征。從分布形態(tài)看，東部地區(qū)分布曲線表現(xiàn)出主峰高度明顯下降且寬度明顯擴大的趨勢，東部地區(qū)內(nèi)部工業(yè)用水效率差異有所加劇，這與廣東、江蘇和北京等省域的極化地位有關(guān)；中部地區(qū)曲線主峰高度呈現(xiàn)升降交替趨勢，后期高度顯著高于前期，寬度則有所縮小，中部地區(qū)內(nèi)部工業(yè)用水效率差異存在縮小特征；西部地區(qū)分布曲線表現(xiàn)出主峰高度快速下降且寬度擴大的趨勢，西南板塊領(lǐng)先西北板塊，區(qū)域內(nèi)部工業(yè)用水效率差異有所加?。粬|北地區(qū)分布曲線表現(xiàn)出主峰高度波動上升、寬度波動縮小趨勢，考察后期東北地區(qū)內(nèi)部工業(yè)用水效率差異有所縮小。中部地區(qū)分布曲線存在左拖尾現(xiàn)象，地區(qū)內(nèi)部存在工業(yè)用水效率顯著落后省域；東部、西部和東北地區(qū)分布曲線則存在右拖尾現(xiàn)象，地區(qū)內(nèi)部存在工業(yè)用水效率顯著領(lǐng)先省域；各地區(qū)分布曲線均出現(xiàn)延展收斂特征，各區(qū)域范圍內(nèi)高值省域與區(qū)域平均水平的差距有所縮小。東部和西部地區(qū)在考察初期出現(xiàn)主峰+右側(cè)峰特征，地區(qū)內(nèi)部存在一定分化趨勢和梯度效應(yīng)，考察后期東部和西部地區(qū)則呈現(xiàn)單峰特征，分化特征緩和；中部地區(qū)則由單峰向后期主峰+左側(cè)峰演變，側(cè)峰高度波動抬升，中部地區(qū)在考察中后期出現(xiàn)分化趨勢且有所強化；東北地區(qū)分布曲線總體呈現(xiàn)單峰特征，內(nèi)部分化相對不明顯。

圖4 四地區(qū)工業(yè)用水效率分布動態(tài)

2.4 中國工業(yè)用水效率的驅(qū)動機制分析

依據(jù)組間異方差的Modified Wald檢驗和組內(nèi)自相關(guān)的Wooldridge檢驗結(jié)果，本研究采用可行廣義最小二乘法（FGLS）和基于面板校正標準差（PCSE）校正OLS模型回歸的標準差兩種處理方法。結(jié)果如表2所示。在面板數(shù)據(jù)時間數(shù)小于截面數(shù)情況下，OLS+PCSE結(jié)果更加準確，本研究基于該方法進行分析。

表2 回歸結(jié)果

全域樣本回歸結(jié)果顯示，區(qū)域創(chuàng)新能力、市場化程度和開放度對工業(yè)用水效率影響均顯著，其中開放度影響方向為負。在控制了其他因素后，人均水資源量對工業(yè)用水效率影響方向為正但并不顯著（P＞0.10），即富水區(qū)和貧水區(qū)的工業(yè)用水效率并無顯著差異，其原因在于因水而定的工業(yè)布局很大程度上弱化了水資源要素對工業(yè)生產(chǎn)投入資源產(chǎn)出效能的影響。以規(guī)模以上企業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)增加值比重刻畫的工業(yè)結(jié)構(gòu)的影響并不顯著，部分原因在于盡管規(guī)上企業(yè)的規(guī)模效應(yīng)有助于集約化利用生產(chǎn)資源，但部分規(guī)上企業(yè)特別是重工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)過程存在高耗水特征，抑制了結(jié)構(gòu)因素對工業(yè)用水效率的提升。區(qū)域創(chuàng)新能力系數(shù)在1%統(tǒng)計水平下顯著為正，以萬人人均專利授權(quán)量刻畫的科技創(chuàng)新能力提升1%能夠推動工業(yè)用水效率提高0.161%。區(qū)域科技創(chuàng)新能力提升有助于優(yōu)化工業(yè)生產(chǎn)投入要素的產(chǎn)出效能，涉水科技創(chuàng)新則有助于直接提升工業(yè)用水和治水效率。市場化程度對工業(yè)用水效率影響在1%顯著水平下為正，營商環(huán)境優(yōu)化有助于提升工業(yè)資源的配置效率，推動包括水資源高效利用在內(nèi)的創(chuàng)新涌現(xiàn)和擴散。區(qū)域政府在建設(shè)營商環(huán)境和培育市場主體過程中需要強化水資源環(huán)境的約束，避免市場主體因逐利競爭出現(xiàn)對水環(huán)境的負外部性行為。對外開放對工業(yè)用水效率的影響顯著為負（p＜0.01），區(qū)域政府在招商引資過程中需要充分考慮地方水資源稟賦，強化水資源環(huán)境約束，嚴控高耗水和高污染項目。環(huán)境規(guī)制的影響為負但并不顯著（P＞0.10）。通過治污投入刻畫的環(huán)境規(guī)制強化能夠通過倒逼機制提升市場主體的節(jié)水控污意識和行為，提升工業(yè)用水產(chǎn)出效能和污水治理效率，但在短期內(nèi)會對市場主體經(jīng)營績效形成下行壓力。 “波特假說”指出，嚴格的環(huán)境規(guī)制長期內(nèi)能夠促進節(jié)能減排技術(shù)研發(fā)，抵消短期執(zhí)行環(huán)境規(guī)制的成本。此外，環(huán)境規(guī)制需要樹立一盤棋思想，避免水污染通過產(chǎn)能轉(zhuǎn)移等渠道向欠發(fā)達地區(qū)輸出產(chǎn)生的 “污染避難所效應(yīng)”。

分區(qū)域OLS+PCSE估計結(jié)果顯示，人均水資源量對工業(yè)用水效率的影響在各地區(qū)均不顯著（P＞0.10）。盡管東部地區(qū)北部沿海和南部沿海之間以及西部地區(qū)西北和西南之間均存在顯著的人均水資源稟賦差異，但長期以來以水而定的工業(yè)布局很大程度弱化了人均水資源量的影響。對中部地區(qū)而言，實施長江中游區(qū)域發(fā)展和城市群發(fā)展戰(zhàn)略需要更進一步推動先進制造業(yè)資源聚合，提升包括水資源在內(nèi)的工業(yè)生產(chǎn)投入資源的產(chǎn)出績效。以規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)產(chǎn)值占比刻畫的工業(yè)結(jié)構(gòu)影響方向和強度在不同地區(qū)出現(xiàn)分化特征，這與工業(yè)企業(yè)要素空間轉(zhuǎn)移有關(guān)?？萍紕?chuàng)新能力對工業(yè)用水效率影響在東部、中部和西部均顯著為正，在東北地區(qū)影響為負。東北地區(qū)尤其需要結(jié)合自身工業(yè)體系完善區(qū)域產(chǎn)學(xué)研合作和科創(chuàng)生態(tài)系統(tǒng)，推動科技創(chuàng)新涌現(xiàn)并有效惠及工業(yè)企業(yè)用水和整體發(fā)展績效。市場化程度對工業(yè)用水效率影響在東部和東北不顯著，在中西部則顯著為正。東部地區(qū)需要厚植創(chuàng)新動能，推動產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量融合；中西部地區(qū)需要進一步優(yōu)化創(chuàng)新生態(tài)，培育具有高附加值和創(chuàng)新力的市場主體；東北地區(qū)需要持續(xù)優(yōu)化營商環(huán)境，夯實工業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)生動力。開放度對工業(yè)用水效率影響在東部地區(qū)為負，在其他地區(qū)并不顯著。在推動開放發(fā)展進程中需要“以水而定”、綠色發(fā)展，強化水資源環(huán)境約束，提高水資源準入門檻，嚴控高耗水和高污染項目；還需要通過開放發(fā)展著力向工業(yè)價值鏈高附加值環(huán)節(jié)延伸，擴大知識資本貢獻份額，提高工業(yè)投入資源的產(chǎn)出價值。環(huán)境規(guī)制對工業(yè)用水效率影響在各地區(qū)均不顯著。工業(yè)企業(yè)需要擺脫傳統(tǒng)發(fā)展慣性，實現(xiàn)經(jīng)濟、社會和環(huán)境效益的有機統(tǒng)一。

3 結(jié)論與啟示

本研究表明，2011～2020年間綜合考慮生產(chǎn)和治理兩階段的中國工業(yè)用水效率呈現(xiàn)波動增長態(tài)勢但仍存在顯著區(qū)域間非均衡化特征。Dagum基尼系數(shù)及其分解顯示，中國工業(yè)用水效率省際相對差異呈現(xiàn)波動變化趨勢；超變密度對中國工業(yè)用水效率空間差異貢獻最大，其次為地區(qū)內(nèi)差異；考察期內(nèi)四地區(qū)內(nèi)部差異均呈現(xiàn)波動變化趨勢。全域范圍內(nèi)科技創(chuàng)新和市場化程度對中國工業(yè)用水效率具有推動作用，開放度則存在抑制效應(yīng)。分地區(qū)估計結(jié)果顯示，規(guī)上工業(yè)企業(yè)占比在中部地區(qū)影響為負，在東北地區(qū)影響為正?？萍紕?chuàng)新在除東北以外地區(qū)影響為正；市場化程度在中部和西部影響為正；開放度在東部地區(qū)影響為負；人均水資源量和環(huán)境規(guī)制的影響在各地區(qū)均不顯著。

本研究的政策啟示如下：（1）統(tǒng)籌生產(chǎn)和治理不同階段，全流程優(yōu)化工業(yè)用水績效。提高工業(yè)用水效率需要優(yōu)化企業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)，加強重點行業(yè)取水定額管理，通過流程改造和技術(shù)創(chuàng)新降低水資源消耗，淘汰落后高用水工藝和設(shè)備，推動工業(yè)經(jīng)濟增長與用水量脫鉤和工業(yè)用水衍生 “零增長”，減少工業(yè)廢水排放；另外，政府和工業(yè)企業(yè)需要通過管理創(chuàng)新和設(shè)備升級強化對廢水污染物的治理，發(fā)揮工業(yè)園區(qū)等載體的集聚效應(yīng)，推行梯級水資源循環(huán) “再利用”模式，推動治污技術(shù)創(chuàng)新，實現(xiàn)工業(yè)廢水零直排；（2）因地制宜探尋提高工業(yè)用水效率路徑。對東部地區(qū)而言，需要強化科技創(chuàng)新和管理創(chuàng)新在提升工業(yè)用水效率中的引領(lǐng)作用，構(gòu)建與水資源相適應(yīng)的現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系，大力發(fā)展高附加值產(chǎn)業(yè)，壯大知識資本的貢獻份額，拓展工業(yè)水資源產(chǎn)出空間；中、西部地區(qū)需要結(jié)合地方人水稟賦優(yōu)化工業(yè)資源配置，以水而定明確地區(qū)工業(yè)發(fā)展方向和發(fā)展規(guī)模，完善工業(yè)涉水基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，強化營商環(huán)境建設(shè)和涉水科技創(chuàng)新，綜合發(fā)揮環(huán)境規(guī)制的引導(dǎo)和倒逼作用；東北地區(qū)需要合理配置不同產(chǎn)業(yè)用水需求，嚴格控制流域水污染，積極推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，夯實內(nèi)生發(fā)展動力。