方琳　吳鳳平　張慶海

摘要

隨著流域內(nèi)工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的深入發(fā)展，流域水環(huán)境面臨的形勢十分嚴(yán)峻，太湖流域作為我國社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展最快的地區(qū)之一，其水體質(zhì)量不容樂觀。為了實(shí)現(xiàn)流域內(nèi)經(jīng)濟(jì)、社會和環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展，本文首先基于主成份分析法確定太湖流域水質(zhì)綜合污染指數(shù)，以此表征流域水環(huán)境質(zhì)量。在此基礎(chǔ)上，基于ARDL模型的邊限協(xié)整檢驗(yàn)方法，利用1991—2014年的太湖流域（江蘇部分）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、人口城鄉(xiāng)流動和政府環(huán)境規(guī)制的相關(guān)數(shù)據(jù)，從經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性調(diào)整視角分析其對流域水環(huán)境質(zhì)量的長短期效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果表明：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對水環(huán)境質(zhì)量的長短期彈性分別為79.522和-179.283，說明流域內(nèi)第二產(chǎn)業(yè)的長期粗放式增長會導(dǎo)致水質(zhì)惡化，而且其影響程度并不會隨著時(shí)間而自動消退。而人口城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)變化對水環(huán)境質(zhì)量的長短期彈性分別為67.578和309.411，說明流域內(nèi)人口從農(nóng)村流動到城市，短期會增加用水量，加劇水質(zhì)惡化，而長期造成的負(fù)面影響則會相對逐漸減弱。至于政府在流域治理方面的規(guī)制行為，由于其長短期彈性分別為-21.705和19.687，說明政府治理行為短期并不會有效改善水體質(zhì)量，其管制效果并非立竿見影，往往需要等待若干年才能有初步成效，而且相比產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和人口城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)對流域水環(huán)境質(zhì)量的影響程度，政府環(huán)境規(guī)制對水質(zhì)的影響力度略顯不足。最后基于實(shí)證分析結(jié)果，本文提出了促進(jìn)改善流域水環(huán)境質(zhì)量的若干政策建議，包括：優(yōu)化第一產(chǎn)業(yè)和大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整；加大城市環(huán)境保護(hù)宣傳力度，普及節(jié)水意識和管制排污行為，并扶植農(nóng)業(yè)發(fā)展，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)人口數(shù)量的合理流動；促進(jìn)研發(fā)一些高新排污設(shè)備，繼續(xù)加大政府在治理污水方面的投資，強(qiáng)化政府的環(huán)境規(guī)制行為等。

關(guān)鍵詞 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整；人口城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)；政府環(huán)境規(guī)制；主成份分析；邊限協(xié)整檢驗(yàn)

中圖分類號 X22文獻(xiàn)標(biāo)識碼 A文章編號 1002-2104（2017）11-0176-09DOI：10.12062/cpre.20170443

改革開放以來，流域水資源開發(fā)、利用工作取得顯著成效，為流域內(nèi)經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展做出了突出貢獻(xiàn)，但同時(shí)，水資源短缺、水污染嚴(yán)重等問題亦十分突出。太湖流域是我國社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展最快的地區(qū)之一，其水體富營養(yǎng)化程度十分嚴(yán)重[1]，據(jù)《太湖流域水資源公報(bào)》顯示，2015年度太湖流域河流水質(zhì)評價(jià)總河長5 688.5 km，全年僅有20.3%的評價(jià)河長水質(zhì)達(dá)到或優(yōu)于III類，380個水功能區(qū)全年期水質(zhì)達(dá)標(biāo)個數(shù)106個，達(dá)標(biāo)率僅為27.9%。而與此同時(shí)，城鎮(zhèn)生活用水和第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)用水占流域內(nèi)用水總量的69.4%，城鎮(zhèn)居民生活廢污水排放和第二產(chǎn)業(yè)廢污水排放量則分別高達(dá)流域廢污水排放總量的30.5%和45.2%?？梢姡S著流域內(nèi)工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的深入發(fā)展，水資源需求和廢污水排放量均將在較長一段時(shí)期內(nèi)持續(xù)增長，這必將導(dǎo)致水環(huán)境的進(jìn)一步惡化，流域水資源面臨的形勢也更為嚴(yán)峻。依據(jù)國務(wù)院批復(fù)并實(shí)施的《太湖流域水環(huán)境綜合治理總體方案（2013年修編）》的文件精神，明確要求搞好太湖流域的生態(tài)文明建設(shè)，不斷提升水環(huán)境質(zhì)量，實(shí)現(xiàn)流域內(nèi)經(jīng)濟(jì)社會和環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展，為全國湖泊治理提供有益經(jīng)驗(yàn)?；诖?，本文從流域內(nèi)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性調(diào)整視角考察其對流域水環(huán)境質(zhì)量的影響，著重分析流域內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、人口城鄉(xiāng)流動和政府環(huán)境規(guī)制行為對水環(huán)境質(zhì)量的短期沖擊和長期效應(yīng)的差異，并在實(shí)證分析的基礎(chǔ)上給出相應(yīng)的政策建議。

1 文獻(xiàn)綜述

目前有關(guān)水環(huán)境質(zhì)量影響因素分析方面，國外學(xué)者們主要從人口集聚，經(jīng)濟(jì)發(fā)展，水文、氣候等自然條件，水利設(shè)施建設(shè)，凈水工程技術(shù)和政府治理等角度展開研究。如Paul等[2]認(rèn)為人口集聚程度會對河流生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生非對稱性影響；Allan[3]也認(rèn)為較低的人口密度會改變地區(qū)環(huán)境效應(yīng)；Voeroesmarty等[4]發(fā)現(xiàn)較高密度的集聚現(xiàn)象會惡化生態(tài)環(huán)境。而Gunda T等[5]和Xia J等[6]均發(fā)現(xiàn)，隨著人均收入的增加，環(huán)境可持續(xù)發(fā)展指數(shù)的大部分壓力指標(biāo)會發(fā)生惡化；Lawford等[7]認(rèn)為區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展是影響流域水質(zhì)的主要因素，水環(huán)境生態(tài)系統(tǒng)的惡化可以看成是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的副產(chǎn)品。Grey等[8]、Peng Hui等[9]和Giupponi等[10]則采用了多種方法驗(yàn)證水文、氣候等自然條件變化會對盆地、流域水資源管理提出挑戰(zhàn)，從而威脅水資源安全。還有一些國外學(xué)者如Gleick等[11]和Ashleg等[12]則建議生態(tài)系統(tǒng)嚴(yán)重退化的國家，可以通過投資建設(shè)水利基礎(chǔ)設(shè)施，采用凈水工程技術(shù)等方案來減緩水環(huán)境污染程度。也有一些學(xué)者從水資源治理等政府管理視角下分析其對水環(huán)境質(zhì)量的影響，如Rouillard等[13]和Rnieper等[14]指出政府對水資源治理會對環(huán)境產(chǎn)生間接影響，而且Pahlwostl等[15]、Cook等[16]、Morse[17]亦提出政府腐敗程度低是實(shí)現(xiàn)有效的水資源管理的關(guān)鍵因素之一。

而國內(nèi)有關(guān)水環(huán)境質(zhì)量影響因素分析方面則主要集中在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長對水生態(tài)環(huán)境的影響方面，如馬勇等[18]綜合運(yùn)用“柯布—道格拉斯”生產(chǎn)函數(shù)和DEA模型，對長江中游城市群的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及其產(chǎn)業(yè)生態(tài)化問題進(jìn)行評價(jià)；楊建林等[19]以呼包銀榆經(jīng)濟(jì)區(qū)為例，檢驗(yàn)和分析了經(jīng)濟(jì)區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對生態(tài)環(huán)境的動態(tài)效應(yīng)；張明等[20]利用經(jīng)濟(jì)、環(huán)境指標(biāo)的面板數(shù)據(jù)，對我國東部地區(qū)的環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在環(huán)境庫茲涅茨倒U型關(guān)系進(jìn)行了嚴(yán)格的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)；郭唯等[21]在人口、水資源、經(jīng)濟(jì)和諧發(fā)展評價(jià)基礎(chǔ)上，分析了河南省經(jīng)濟(jì)增長與水環(huán)境質(zhì)量和諧度的時(shí)間變化過程和空間分布情況；張可等[22]采用多指標(biāo)多原因模型分析人口、資本、物質(zhì)、技術(shù)、公共服務(wù)多種要素和資源的集聚與環(huán)境污染的關(guān)系等；趙海霞等[23]運(yùn)用投入產(chǎn)出分析方法，探討不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式下產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對環(huán)境污染的影響程度等。

顯然，雖然目前有關(guān)水環(huán)境質(zhì)量影響因素分析方面已取得了不少研究成果，但是基于流域的立場，研究水環(huán)境質(zhì)量的影響因素方面的相關(guān)文獻(xiàn)很少，目前僅有董偉等[24]采用灰關(guān)聯(lián)分析方法分析長江上游水源涵養(yǎng)區(qū)生態(tài)安全的影響因素；佟新華[25]基于日本水環(huán)境數(shù)據(jù)研究其影響因素及水生態(tài)環(huán)境的保護(hù)措施；葉晶[26]運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型研究滇池流域水環(huán)境質(zhì)量的影響因素；王磊等[27]采用RS與GIS信息技術(shù)與主成份分析相結(jié)合的方法綜合研究了太湖流域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)污染負(fù)荷現(xiàn)狀及其總體空間趨勢。由于流域不同于一般的行政區(qū)域，其水環(huán)境質(zhì)量依賴于流域內(nèi)跨行政區(qū)域的多方因素的影響，因此單純從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整角度衡量水環(huán)境質(zhì)量效應(yīng)有些許片面。而且從理論上而言，流域內(nèi)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加，必然會導(dǎo)致很長一段時(shí)期內(nèi)的工業(yè)排污量增大，造成流域水體污染，而這種影響是否會隨著時(shí)間的推移保持相對穩(wěn)定態(tài)勢？另一方面，城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快促使流域內(nèi)人口從農(nóng)村流動到城市，勢必會加大流域內(nèi)的用水量，而農(nóng)村人口現(xiàn)有環(huán)保意識不足，這部分人群流動到城市中，短期可能會惡化流域水環(huán)境質(zhì)量，而長期對水環(huán)境影響的程度會否減弱？還有近些年，政府在流域環(huán)境治理方面進(jìn)行了大力投入，雖然大部分學(xué)者都認(rèn)同其作用會導(dǎo)致水質(zhì)變優(yōu)，但其對流域水環(huán)境的治理效果是否立竿見影，需要多少年才能有初步成效等？這些都有待實(shí)證方面的進(jìn)一步考證。endprint

因此，本文以太湖流域?yàn)槔瑥牧饔騼?nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、人口城鄉(xiāng)流動和政府的環(huán)境規(guī)制三方面衡量經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性調(diào)整對水環(huán)境質(zhì)量的影響。雖然太湖流域行政區(qū)包含江蘇、浙江、上海和安徽，但江蘇省大部分位于流域的上游，其經(jīng)濟(jì)行為對上下游水質(zhì)影響重大，而且其行政面積占據(jù)太湖流域的53%，故本文借助于太湖流域（江蘇部分）1991—2014年的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用基于自回歸分布滯后（autoregressive distributed lag： ARDL）模型的邊限協(xié)整檢驗(yàn)方法，研究流域內(nèi)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性調(diào)整對水環(huán)境質(zhì)量的短期影響和長期效應(yīng)的差異，為國內(nèi)其他流域水環(huán)境質(zhì)量的相關(guān)研究提供參考。

對照已有參考文獻(xiàn)，本文的貢獻(xiàn)主要在于以下兩點(diǎn)：①基于流域立場，從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、人口城鄉(xiāng)流動、政府環(huán)境規(guī)制視角下研究流域內(nèi)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性調(diào)整對水環(huán)境質(zhì)量的影響效應(yīng)，并從短期和長期兩方面衡量這三者所產(chǎn)生的環(huán)境效應(yīng)是否會隨著時(shí)間的推移而發(fā)生轉(zhuǎn)變，彌補(bǔ)了現(xiàn)有文獻(xiàn)在這方面的空白，是比較有現(xiàn)實(shí)意義和實(shí)踐依據(jù)的；②采用基于ARDL模型的邊限協(xié)整檢驗(yàn)方法，是由于該模型在小樣本數(shù)據(jù)下檢驗(yàn)變量間的長期均衡和短期動態(tài)關(guān)系方面具備獨(dú)特的優(yōu)勢，這使得本文的研究在理論上也是合理可行的，亦可為后續(xù)研究提供一定的理論支持。

2 研究方法

在時(shí)間序列模型中，由于序列的非平穩(wěn)性可能會給回歸模型帶來“偽回歸”問題，為了避免出現(xiàn)虛假回歸，EngleGranger[28]和JohansenJuselius[29]分別提出了適用于兩變量和多變量的協(xié)整檢驗(yàn)方法，但是這兩種方法均要求變量具有相同的單整階數(shù)，而且分析中選擇內(nèi)生變量和外生變量，確定滯后階數(shù)、趨勢項(xiàng)和截距項(xiàng)時(shí)，往往會給研究結(jié)論帶來很大的不確定性，導(dǎo)致模型穩(wěn)定性不高。因此，Pesaran等[30]提出基于自回歸分布滯后（ARDL）模型的邊限協(xié)整檢驗(yàn)（Bound Testing），這種分析方法與其他協(xié)整檢驗(yàn)方法相比，具有如下幾方面的優(yōu)勢：一是可以避免內(nèi)生性問題，可對長期協(xié)整系數(shù)進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)；二是基于協(xié)整和誤差修正模型，可以同時(shí)估計(jì)長期和短期方程；三是可以對不同階數(shù)的單整變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，不要求時(shí)序變量同為I（0）或I（1）過程；四是由于該方法對樣本規(guī)模敏感性相對不高，所以對于小樣本也具有很好的適應(yīng)度[31-32]。因此，結(jié)合本文所使用小樣本的時(shí)序數(shù)據(jù)特征，選擇基于ARDL模型的邊限協(xié)整檢驗(yàn)方法進(jìn)行建模分析。

為了分析流域內(nèi)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性調(diào)整對水環(huán)境質(zhì)量的長期效應(yīng)，本文考慮建立如下形式的線性模型：

WQt=α+βISt+γPSt+δERt+εt（1）

其中，WQt是流域水質(zhì)綜合污染指數(shù)，表征水環(huán)境質(zhì)量；ISt表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整；PSt表示人口城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)變化；ERt是政府環(huán)境規(guī)制變量。

由于變量可能存在非平穩(wěn)性，故不能直接建立上述長期均衡模型，依據(jù)Pesaran等提出的邊限協(xié)整檢驗(yàn)的思想，為了檢驗(yàn)非平穩(wěn)變量間的長期關(guān)系，需要先建立如下的ARDL模型：

ΔWQt=α0+∑mi=0βiΔISt-i+∑nj=0γjΔPSt-j+∑rk=0δkΔERt-k+∑ql=1φlΔWQt-1+η1WQt-1+η2ISt-1+η3PSt-1+η4ERt-1+εt

（2）

在變量是I（0）或I（1）過程時(shí)，對方程滯后系數(shù)進(jìn)行聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)，具體檢驗(yàn)方法如下：

檢驗(yàn)原假設(shè)為：H0：η1=η2=η3=η4=0（不存在協(xié)整關(guān)系）（3）

備擇假設(shè)為：H1：η1≠η2≠η3≠η4≠0（存在協(xié)整關(guān)系）（4）

Pesaran等提出利用F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)變量是否存在協(xié)整關(guān)系，并提出在原假設(shè)成立條件下，F(xiàn)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的分布并不是常見分布，Pesaran等給出F統(tǒng)計(jì)量的兩個臨界值：上限和下限，檢驗(yàn)依據(jù)為：若F統(tǒng)計(jì)值高于臨界值上限，則拒絕H0，認(rèn)為存在協(xié)整關(guān)系；若F統(tǒng)計(jì)值低于下限，則接受H0，認(rèn)為變量間不存在協(xié)整關(guān)系；但是如果F統(tǒng)計(jì)值落在兩臨界值之間，則依據(jù)此法無法判斷是否存在協(xié)整關(guān)系。

若存在協(xié)整關(guān)系，此方法能同時(shí)估計(jì)出變量間的長期協(xié)整方程和短期動態(tài)方程，如下式：

長期協(xié)整方程：WQt=α+βISt+γPSt+δERt+εt（5）

短期動態(tài)方程：ΔWQt=α0+∑mi=0βiΔISt-i+∑nj=0γjΔPSt-j+∑rk=0δkΔERt-k+∑ql=1φlΔWQt-1+θt-1+t（6）

其中，t-1為長期協(xié)整方程的殘差滯后項(xiàng)。

3 變量選擇與數(shù)據(jù)說明

在變量界定方面，對于衡量水環(huán)境質(zhì)量的指標(biāo)，大部分學(xué)者采用的是工業(yè)和生活廢水排放量[18-19，33]。借鑒張亞麗等[34]、尹海龍等[35]提出的單項(xiàng)和綜合水質(zhì)污染指數(shù)評價(jià)指標(biāo)，本文采用綜合水質(zhì)污染指數(shù)評價(jià)指標(biāo)，主要是基于以下理論和實(shí)踐依據(jù)：首先，依據(jù)水利部公益性行業(yè)科研項(xiàng)目“健康太湖綜合評價(jià)與指標(biāo)研究”成果表明，太湖流域目前存在的主要問題是：水體質(zhì)量輕污染，中度富營養(yǎng)化問題，藍(lán)藻數(shù)量不健康等，所有這些指標(biāo)都不是單一水質(zhì)污染指數(shù)能包含的，故本文采用綜合水質(zhì)污染指數(shù)。其次，水質(zhì)評價(jià)方法眾多，研究中較常用的有單因子指數(shù)評價(jià)法、水污染指數(shù)法、綜合污染指數(shù)評價(jià)法、模糊綜合評判法、主成份分析法等，前2種屬于單項(xiàng)污染評價(jià)指標(biāo)，后3種屬于綜合污染評價(jià)指標(biāo)，每種評價(jià)指標(biāo)適用于不同的研究對象?；谔饔虻陌l(fā)展現(xiàn)狀，本文需要評價(jià)因子較多，要求較高的水質(zhì)綜合評價(jià)方法，故基于太湖流域江蘇省各監(jiān)測點(diǎn)的各項(xiàng)水質(zhì)原始數(shù)據(jù)，采用主成份分析法確定水質(zhì)綜合污染指數(shù)用以反映太湖流域江蘇部分的水環(huán)境質(zhì)量。

對于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性調(diào)整指標(biāo)，學(xué)術(shù)界對該變量界定的看法不一，一般是從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度、人口因素、對外貿(mào)易程度，技術(shù)水平以及城市規(guī)模等方面來衡量[20，35-36]?；跀?shù)據(jù)的可獲得性和太湖流域的實(shí)際發(fā)展情況，本文經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性調(diào)整從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、人口結(jié)構(gòu)變動和政府環(huán)境規(guī)制3方面來考慮。目前，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)采用的指標(biāo)有第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重[33]，第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重[37]，制造業(yè)就業(yè)人口占總就業(yè)人口的比重[21]，第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比重[20]等，由于太湖流域高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)尚處于起步階段，第二產(chǎn)業(yè)的工業(yè)污染仍然很嚴(yán)重，因此本文采用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重（%）來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。人口結(jié)構(gòu)變動考慮的方面比較多，有些學(xué)者從人口數(shù)量的變化（人口規(guī)模）來考慮[36]，有些學(xué)者從人口收入結(jié)構(gòu)、年齡結(jié)構(gòu)等方面來考慮[38]，本文認(rèn)為太湖流域近些年的人口城鄉(xiāng)流動變化頻繁，大量人口從農(nóng)村流動到城市，由于環(huán)保意識等習(xí)慣認(rèn)知難以短期內(nèi)改變和用水人口數(shù)量的遞增，必然在很大程度上造成水環(huán)境污染，因此，本文從人口城鄉(xiāng)流動方面衡量人口結(jié)構(gòu)的變動，采用學(xué)術(shù)界比較認(rèn)可的城市化率（%）作為人口結(jié)構(gòu)變動的衡量指標(biāo)，由于統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中有若干年的城鎮(zhèn)人口數(shù)據(jù)有明顯離群值，出于數(shù)據(jù)可信度的考慮，本文參考周一星等[39]提出的修正方法，對個別離群的城市化率數(shù)據(jù)進(jìn)行了修正。政府環(huán)境規(guī)制變量衡量的是政府對水環(huán)境質(zhì)量的政策干預(yù)力度，目前較為常用的衡量方法有：工業(yè)廢水和廢氣治理運(yùn)行費(fèi)用與增加值之比，治理污染設(shè)施運(yùn)行費(fèi)用或人均運(yùn)行費(fèi)用，或?qū)⑷司杖胨阶鳛楹饬績?nèi)生性環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的代理變量等[37]，基于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文采用污染治理廢水項(xiàng)目本年完成投資額（萬元）來衡量政策環(huán)境規(guī)制變量。endprint

本文基于太湖流域（江蘇部分）1991—2014年的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，分析流域內(nèi)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性調(diào)整對水環(huán)境質(zhì)量的長短期效應(yīng)，由于流域內(nèi)相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)缺失，故采用江蘇省區(qū)行政統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)乘以其所占流域面積占比進(jìn)行了相應(yīng)折算。其中，本文所用省區(qū)的原始數(shù)據(jù)均來自于《江蘇省統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》和《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，而水質(zhì)原始數(shù)據(jù)則來自于中國湖泊科學(xué)數(shù)據(jù)庫太湖站各監(jiān)測點(diǎn)水質(zhì)數(shù)據(jù)和《太湖健康狀況報(bào)告》。為了提高估計(jì)的準(zhǔn)確性和可信度，對于可能存在的價(jià)格波動的影響，以CPI為價(jià)格指數(shù)對名義量進(jìn)行了調(diào)整，基期為1990年；同時(shí)為了消除原始數(shù)據(jù)的異方差性，對經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性調(diào)整變量數(shù)據(jù)作了取對數(shù)處理。

4 實(shí)證分析

4.1 利用主成份分析法確定水質(zhì)綜合污染指數(shù)

主成份分析法是一種通過降維來簡化數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的方法，把多個指標(biāo)化為少數(shù)幾個綜合指標(biāo)，使這幾個綜合變量反映原來多個變量的大部分信息，而且彼此之間互不相關(guān)。鑒于流域?qū)嶋H情況和數(shù)據(jù)的可獲得性，水質(zhì)評價(jià)指標(biāo)選用各監(jiān)測點(diǎn)的透明度、懸浮質(zhì)、電導(dǎo)率、溶解氧、總氮、總磷、葉綠素a、氨氮、硝態(tài)氮、亞硝態(tài)氮、磷酸根、高錳酸鹽指數(shù)數(shù)據(jù)共十二項(xiàng)，其中個別水質(zhì)指標(biāo)如透明度、溶解氧與水環(huán)境污染程度成反比，故將其取倒數(shù)處理，再對所有數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，并借助主成份分析，計(jì)算綜合污染指數(shù)。

對數(shù)據(jù)進(jìn)行主成份分析，得到數(shù)據(jù)矩陣的特征值、差值、貢獻(xiàn)率、以及累計(jì)貢獻(xiàn)率如表1所示。

4.2 單位根檢驗(yàn)

雖然邊限協(xié)整檢驗(yàn)并不要求變量是同階單整過程，但是Ouattara[40]亦指出這種方法并不適用于I（2）及以上階數(shù)的變量。因此，本文利用多種單位根檢驗(yàn)的方法作為參考，借助ADF，PP和KPSS檢驗(yàn)結(jié)果判斷變量是否是I（0）或I（1）過程，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

從上表可以看出，本文中所有變量均是I（0）或I（1）過程，可以采用邊限協(xié)整檢驗(yàn)。

4.3 估計(jì)ARDL模型

由于本文基于1991—2014年的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，根據(jù)有關(guān)經(jīng)驗(yàn)，選擇最大滯后期為4，并依據(jù)AIC信息準(zhǔn)則確立最優(yōu)模型為ARDL（4，2，3，3），估計(jì)結(jié)果見表3。

從估計(jì)結(jié)果可以看出，太湖流域內(nèi)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值變動（IS）、人口從農(nóng)村流向城市（PS）和政府的水環(huán)境規(guī)制行為（ER）等均會在一定程度上影響流域水環(huán)境質(zhì)量。從流域內(nèi)江蘇省區(qū)來看，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加會對水體造成污染，其滯后2期（lnISt-2）回歸系數(shù)為188.02，數(shù)值為正且統(tǒng)計(jì)上顯著，說明第二產(chǎn)業(yè)的持續(xù)發(fā)展會對水體質(zhì)量產(chǎn)生長遠(yuǎn)持久的負(fù)面影響，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對水環(huán)境質(zhì)量的影響并不會隨時(shí)間推移而自動消退。從人口結(jié)構(gòu)角度來看，隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快，人口從農(nóng)村流動到城市，同樣會加劇水質(zhì)的惡化，其回歸系數(shù)從144.868（lnPSt），71.831（lnPSt-1），到-105.679（lnPSt-2），-58.864（lnPSt-3），統(tǒng)計(jì)上均顯著，但回歸結(jié)果卻由正轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)，可見長期由于城市的環(huán)保宣傳工作實(shí)施到位等，人口流動對水質(zhì)的負(fù)面影響將逐漸被削弱。至于政府在流域水環(huán)境的規(guī)制行為方面，其當(dāng)期并不會減弱水體污染，回歸系數(shù)為2.334（lnERt），而滯后3期的回歸系數(shù)為負(fù)，分別為-1.733（lnERt-1），-6.453（lnERt-2）和-10.9（lnERt-3），可見其治理效果要持續(xù)3年才有所體現(xiàn)，而且其影響力度相比產(chǎn)

業(yè)結(jié)構(gòu)和人口結(jié)構(gòu)的調(diào)整力度要小的多。另外，從估計(jì)結(jié)果中，我們亦發(fā)現(xiàn)，水體的自我清潔修復(fù)功能（WQ）也是比較脆弱的，其滯后4期的回歸系數(shù)顯著且僅為-1.241（WQt-4），即若僅靠自身凈化能力，水體污染需要等上4年才能略有恢復(fù)，相較于其他結(jié)構(gòu)性調(diào)整，自身調(diào)整的能力很低，故可以暫不考慮。

4.4 邊限協(xié)整檢驗(yàn)和長短期方程估計(jì)結(jié)果

我們利用F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)變量是否存在協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果見表4?？梢钥闯?，由于F統(tǒng)計(jì)值為7.154，高于5%顯著水平下的上限臨界值4.35，所以拒絕原假設(shè)，依據(jù)邊限協(xié)整檢驗(yàn)的思想，認(rèn)為變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

表5顯示誤差修正項(xiàng)（ECMt-1）在10%的顯著性水平上顯著，符號為負(fù)，此項(xiàng)系數(shù)絕對值越大，表明系統(tǒng)受到?jīng)_擊后，向均衡回復(fù)的速度越快。誤差修正項(xiàng)的回歸結(jié)果為-0.237，這表明當(dāng)太湖流域水環(huán)境受到一個外部沖擊后，流域內(nèi)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性調(diào)整將使得水環(huán)境質(zhì)量以23.7%左右的速度進(jìn)行調(diào)整，整個收斂到均衡水平的過程大約持續(xù)5年。

從長期協(xié)整關(guān)系來看，流域內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（lnISt）和人口城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)（lnPSt）的回歸系數(shù)分別為79.522和67.578，數(shù)值為正且統(tǒng)計(jì)上顯著，說明其會對流域水環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生強(qiáng)大的負(fù)面影響。第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加和農(nóng)村人口大量流入城市均會造成流域內(nèi)水環(huán)境質(zhì)量在一定程度上的惡化，而政府環(huán)境規(guī)制行為（lnERt）的回歸系數(shù)為-21.705，從長期來看，政府環(huán)境規(guī)制行為能起到改善流域水環(huán)境的作用，但其影響力度遠(yuǎn)低于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和人口城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整。

另外，從短期調(diào)整方程來看，人口城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)仍然會惡化水環(huán)境質(zhì)量，其短期影響力度為當(dāng)期（ΔlnPSt）和持續(xù)滯后2期（ΔlnPSt-1，ΔlnPSt-2）的回歸系數(shù)之和（即：144.868+105.679+58.864=309.411），顯然遠(yuǎn)高于長期影響力度（67.578），從側(cè)面反映了流域內(nèi)人口從農(nóng)村流入到城市確實(shí)會短期加重水環(huán)境污染的現(xiàn)狀，但只要合理的流向規(guī)劃和正確的政策宣傳導(dǎo)向，人口城鄉(xiāng)流動對水環(huán)境造成的負(fù)面影響會相對逐漸減弱。另一方面，從短期回歸結(jié)果，我們也發(fā)現(xiàn)了一些和長期影響不一致的情況，如第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加短期并不會惡化水環(huán)境質(zhì)量，其滯后一期（ΔlnISt-1）的回歸結(jié)果為-188.020，且短期總彈性為當(dāng)期（ΔlnISt）和滯后1期（ΔlnISt-1）的回歸系數(shù)之和（即：8.737-188.020=-179.283），顯然短期并不會惡化水環(huán)境質(zhì)量，甚至一定程度上改善了水體質(zhì)量，然而結(jié)合其對水環(huán)境造成的長期負(fù)面影響（79.522），說明第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對流域水環(huán)境質(zhì)量的負(fù)面影響是逐漸體現(xiàn)出來的，一定LM是拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)，AC（p）檢驗(yàn)殘差項(xiàng)是否存在p階序列相關(guān)，原假設(shè)為不存在序列相關(guān)；JB檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)殘差序列是否服從零均值的正態(tài)分布，原假設(shè)為序列服從零均值的正態(tài)分布；ARCH（p）檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)殘差序列是否滿足同方差的要求，原假設(shè)為序列不存在p階條件異方差；Reset檢驗(yàn)是指Ramsey的模型設(shè)定檢驗(yàn)，用于檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷亩x形式是否有誤，原假設(shè)為模型設(shè)定無偏差。括號內(nèi)為P值。endprint

程度上表明目前的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展日趨不合理，這就需要政府有效合理的排污引導(dǎo)和產(chǎn)業(yè)規(guī)劃，方能逐漸消除產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的非均衡發(fā)展對水環(huán)境所造成的長期負(fù)面影響。另一方面，政府的環(huán)境規(guī)制行為并不會如預(yù)期般那樣改善水環(huán)境質(zhì)量，短期回歸結(jié)果從當(dāng)期（ΔlnERt）到直至滯后2期（ΔlnERt-1，ΔlnERt-2）分別為2.334，6.453和10.900，短期總彈性為19.687（2.334+6.453+10.900），數(shù)值為正且統(tǒng)計(jì)上均顯著，說明政府環(huán)境治理的頭幾年并不能輕易改善水環(huán)境質(zhì)量，短期治理成效很低，并非立竿見影，而鑒于長期回歸系數(shù)為負(fù)且統(tǒng)計(jì)上顯著，說明政府環(huán)境治理的長期行為確實(shí)有利于改善水體質(zhì)量，這就需要政府在水環(huán)境治理方面進(jìn)行針對性的持續(xù)改進(jìn)和加強(qiáng)，方能發(fā)揮政府治理的成效。

最后，我們對模型的殘差項(xiàng)做了序列相關(guān)性、正態(tài)性、同方差性和模型設(shè)定的檢驗(yàn)，從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在長期關(guān)系中，均不存在序列相關(guān)和異方差性，模型設(shè)定亦合理。而且依據(jù)Brown等[41]提出的CUSUM和CUSUMSQ檢驗(yàn)結(jié)果顯示，遞歸殘差曲線的CUSUM和CUSUMSQ值都在5%的臨界線內(nèi)，說明估計(jì)的模型是穩(wěn)定的，相關(guān)的估計(jì)結(jié)果可以作為政策制定的參考依據(jù)。

5 結(jié)論與政策建議

本文基于ARDL模型的邊限協(xié)整檢驗(yàn)，利用1991—2014年的太湖流域（江蘇部分）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、人口城鄉(xiāng)流動和政府環(huán)境規(guī)制的相關(guān)數(shù)據(jù)，從經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性調(diào)整視角分析其對流域水環(huán)境質(zhì)量的長短期效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果表明：①產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對水環(huán)境質(zhì)量的長短期彈性分別為79.522和-179.283，可見流域內(nèi)第二產(chǎn)業(yè)持續(xù)粗放式增長長期會導(dǎo)致水質(zhì)惡化，而且其影響程度并不會隨著時(shí)間而自動消退；②人口城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)變化對水環(huán)境質(zhì)量的長短期彈性分別為67.578和309.411，說明流域內(nèi)人口從農(nóng)村流動到城市，短期會增加用水量，加劇水質(zhì)惡化，而長期造成的負(fù)面影響則會相對逐漸減弱；③政府在流域治理方面的規(guī)制行為，由于其長短期彈性分別為-21.705和19.687，說明政府治理行為短期并不會有效改善水體質(zhì)量，其管制效果并非立竿見影，往往需要等待若干年才能有初步成效。另外我們亦發(fā)現(xiàn)，相比產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和人口城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)對流域水環(huán)境質(zhì)量的影響程度，政府環(huán)境規(guī)制對水環(huán)境質(zhì)量的回歸系數(shù)均小于前兩者，說明其對水質(zhì)的影響力度略顯不足。

以上所有實(shí)證結(jié)果均顯示了流域內(nèi)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性優(yōu)化調(diào)整均會在短期和長期范圍內(nèi)影響到水環(huán)境質(zhì)量，因此針對估計(jì)結(jié)果，我們給出相應(yīng)的政策建議：

（1）政府應(yīng)該加大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整力度。由于第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加會很大程度上污染流域水環(huán)境質(zhì)量，所以政府需要在控制第二產(chǎn)業(yè)排污現(xiàn)狀下，將優(yōu)化第一產(chǎn)業(yè)和大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)作為產(chǎn)業(yè)調(diào)整的重要任務(wù)，一方面借鑒他國的農(nóng)業(yè)機(jī)械化，向集約式農(nóng)業(yè)發(fā)展；另一方面通過創(chuàng)造性的知識、集約化的發(fā)展來促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的迅猛發(fā)展，從而達(dá)到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整的目的。

（2）城市人口過多，會加重水環(huán)境壓力，為了解決過快的城鄉(xiāng)人口流動，政府應(yīng)該通過扶植農(nóng)業(yè)發(fā)展，在農(nóng)村實(shí)行高效的生產(chǎn)現(xiàn)代化管理，給農(nóng)民更多優(yōu)惠政策等，有效規(guī)劃城鄉(xiāng)人口流動，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)人口數(shù)量的合理轉(zhuǎn)變；同時(shí)，對于由鄉(xiāng)入城的新增城市人口，政府需要加大環(huán)境保護(hù)的宣傳力度，普及節(jié)水意識和管制排污行為，用以緩解流域內(nèi)人口過量對用水和排污所造成的壓力，降低其對水環(huán)境所產(chǎn)生的負(fù)面影響。

（3）政府的環(huán)境規(guī)制行為雖然短期治理成效不高，但長期效果顯著。其原因主要可以歸結(jié)為流域的跨區(qū)域管理的特征，由于流域內(nèi)省區(qū)及各城市間溝通交流需要時(shí)間累積效應(yīng)，因此短期效果不大，但只要建立了合理有效的溝通機(jī)制、并長期執(zhí)行行之有效的措施，長期治理效果是顯著有效的?？紤]到政府在過去幾十年因?yàn)槠孀非蠼?jīng)濟(jì)發(fā)展，給環(huán)境造成很大的污染，現(xiàn)在我們更應(yīng)該吸取教訓(xùn)，加大治理污水方面的投資，研發(fā)一些高新排污設(shè)備，并繼續(xù)積極推進(jìn)河長制、水資源消耗總量和強(qiáng)度雙控行動，做好水資源承載能力監(jiān)測預(yù)警和水效領(lǐng)跑者引領(lǐng)行動等創(chuàng)新性工作，為流域內(nèi)經(jīng)濟(jì)社會環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展做出努力。

（編輯：王愛萍）

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