張葉雨，李 昂，趙文琪，李璐驥

（1.河海大學(xué)，a.商學(xué)院；b.物聯(lián)網(wǎng)工程學(xué)院，江蘇 常州 213022；2.中國(guó)水利水電科學(xué)研究院，北京 100038）

水資源是人類生活、社會(huì)發(fā)展不可或缺的重要資源。然而，中國(guó)人均水資源僅為世界人均水平的1/4［1］，加上近年來(lái)經(jīng)濟(jì)社會(huì)迅速發(fā)展，工業(yè)化、城鎮(zhèn)化不斷推進(jìn)，中國(guó)水環(huán)境污染、水資源浪費(fèi)等問(wèn)題十分嚴(yán)峻。因此，對(duì)水污染進(jìn)行量化、評(píng)價(jià)是進(jìn)一步有效處理水污染問(wèn)題、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。Hoekstra 等［2］于2008 年提出了灰水足跡概念，即以水環(huán)境質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)為基準(zhǔn)，將水污染物稀釋至無(wú)害所需的淡水體積［3］?；宜阚E用耗水量來(lái)衡量水資源污染程度，為實(shí)現(xiàn)水污染的治理與水資源的利用提供了新視角。目前中國(guó)灰水足跡的研究主要集中在水污染問(wèn)題比較嚴(yán)重的北方地區(qū)，并且與農(nóng)業(yè)相比，灰水足跡在工業(yè)方面的應(yīng)用較少［4］。而工業(yè)用水又是中國(guó)用水結(jié)構(gòu)的重要部分，具有所占比重大、增長(zhǎng)速度快的特點(diǎn)［5］。于是，基于灰水足跡視角，進(jìn)行工業(yè)用水量的相關(guān)研究成為本研究的出發(fā)點(diǎn)。

目前已有不少對(duì)于工業(yè)用水與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的研究，姜明棟等［6］基于2001—2017 年京津冀地區(qū)面板數(shù)據(jù)，量化分析了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與工業(yè)用水之間的脫鉤狀態(tài)及其驅(qū)動(dòng)效應(yīng)；張兵兵等［7］基于中國(guó)31個(gè)省份1998—2012 年的面板數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了工業(yè)水資源利用與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化之間的因果關(guān)系，發(fā)現(xiàn)三者之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系；史珍等［8］采用PVAR 模型和VAR 模型分別研究了中國(guó)東部地區(qū)整體以及各省份工業(yè)用水與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的互動(dòng)關(guān)系。

本研究以環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線理論為基礎(chǔ)，以湖北省為研究對(duì)象，主要研究灰水足跡視角下工業(yè)用水與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線是較為常用的解釋模型，時(shí)常被用來(lái)研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與環(huán)境指標(biāo)之間的關(guān)系。蔣黎等［9］對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與農(nóng)村環(huán)境之間的關(guān)系進(jìn)行了環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線驗(yàn)證，發(fā)現(xiàn)二者之間呈倒“U”型關(guān)系。夏勇等［10］基于EKC 假說(shuō)研究經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)二者之間呈倒“U”型關(guān)系。王菲等［11］利用中國(guó)27個(gè)省份6 年數(shù)據(jù)對(duì)二氧化碳排放量與人均GDP 之間的關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證，發(fā)現(xiàn)二者之間的關(guān)系變化呈倒“U”型曲線，不過(guò)不同的角度拐點(diǎn)并不相同。

不同于傳統(tǒng)的倒“U”型曲線，部分學(xué)者在深入研究中發(fā)現(xiàn)環(huán)境指標(biāo)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間還存在其他更復(fù)雜的關(guān)系形態(tài)。宋麗穎等［12］選取陜西省相關(guān)數(shù)據(jù)，分析發(fā)現(xiàn)工業(yè)廢氣、工業(yè)廢水呈現(xiàn)倒“N”型EKC 曲線，工業(yè)固體廢棄物呈現(xiàn)“N”型EKC 曲線。齊紹洲等［13］將中國(guó)232 個(gè)城市分為4 組，對(duì)中國(guó)霧霾（PM2.5）EKC 本土化特征進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)不同城市呈現(xiàn)出倒“U”型、“U”型、弱“U”型曲線以及單調(diào)遞增線性關(guān)系。張陳俊等［14］利用EKC 理論檢驗(yàn)工業(yè)用水量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，得出不同指標(biāo)下全國(guó)及東中西部組別二者之間的關(guān)系會(huì)呈現(xiàn)出“N”型、倒“U”型、倒“N”型和單調(diào)遞增形態(tài)。魯曉東等［15］基于中國(guó)八大流域相關(guān)水文數(shù)據(jù)，研究其與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)不同組別下曲線呈現(xiàn)“S”型、“U”型、弱“S”型。目前對(duì)于灰水足跡視角下用水量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的研究較少。研究二者之間的關(guān)系可以為合理開(kāi)發(fā)利用湖北省水資源提供較為科學(xué)嚴(yán)謹(jǐn)?shù)囊罁?jù)。

1 研究區(qū)域概況

本研究以湖北省為研究對(duì)象。湖北省位于中國(guó)中部偏南、長(zhǎng)江中游，長(zhǎng)江和漢江兩條河流穿城而過(guò)。湖北省三面環(huán)山，中間低平，略呈向南敞開(kāi)的不完整盆地，中部為有“魚(yú)米之鄉(xiāng)”之稱的江漢平原。全省除高山地區(qū)外，大部分為亞熱帶季風(fēng)性濕潤(rùn)氣候，光能充足，熱量豐富，無(wú)霜期長(zhǎng)，降水充沛，雨熱同期。

湖北省是中國(guó)近代工業(yè)的發(fā)祥地，是中國(guó)三大鋼鐵基地之一，中國(guó)最大的中、厚、薄板和特種鋼生產(chǎn)基地。湖北省工業(yè)以重工業(yè)為主，重工業(yè)在企業(yè)數(shù)量和產(chǎn)值上都遠(yuǎn)大于輕工業(yè)。湖北省有大量的工業(yè)企業(yè)，排污大戶眾多，高效能、高污染的“兩高”行業(yè)占比較大，工業(yè)廢水排放主要來(lái)自這些高污染企業(yè)。長(zhǎng)期以來(lái)，湖北省各城市將長(zhǎng)江、漢江當(dāng)作天然的大排污溝，有的將污染重的企業(yè)安排在長(zhǎng)江、漢江下游。

2 研究方法與數(shù)據(jù)來(lái)源

2.1 灰水足跡核算

本研究中灰水足跡的核算以《水足跡評(píng)價(jià)手冊(cè)》［3］為依據(jù)，其公式為：

式中，WFg為湖北省工業(yè)灰水足跡（m3/年）；L為污染物排放負(fù)荷（kg/年）；Cmax為達(dá)到相應(yīng)水質(zhì)環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)下的污染物的最高質(zhì)量濃度（kg/m3）；Cnat為受納水體的自然本底質(zhì)量濃度（kg/m3），在自然條件、無(wú)人為影響下的水體中某種污染物的質(zhì)量濃度即為受納水體的自然本底質(zhì)量濃度［16］。

工業(yè)源廢水直接排放到水中，所以對(duì)其灰水足跡的計(jì)算可以采取測(cè)算點(diǎn)源污染所排污水中的主要污染物的量來(lái)進(jìn)行，本研究中將最關(guān)鍵的污染物化學(xué)需氧量（Chemical oxygen demand，COD）作為評(píng)價(jià)指標(biāo)。

以《地表水環(huán)境質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)》（GB 3838—2002）［17］為水質(zhì)標(biāo)準(zhǔn)依據(jù)，使用Ⅲ類水的污染物濃度為環(huán)境最大容許濃度，其中COD 的濃度標(biāo)準(zhǔn)為20 mg/L，自然本底濃度以0 計(jì)［3］。選擇Ⅲ類水COD 標(biāo)準(zhǔn)質(zhì)量濃度（即Cmax=0.02 kg/m3）作為依據(jù)。COD 排放量數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒》。

通過(guò)對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)的計(jì)算，得到2003—2019 年湖北省工業(yè)灰水足跡的計(jì)算結(jié)果，如圖1 所示。

圖1 2003—2019 年湖北省工業(yè)灰水足跡

2.2 環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線模型

目前主流的模型設(shè)定形式有以下幾種：二次多項(xiàng)式、三次多項(xiàng)式、四次多項(xiàng)式和前3 種的對(duì)數(shù)形式。取對(duì)數(shù)可以降低時(shí)間序列數(shù)據(jù)的波動(dòng)性，增強(qiáng)模型的穩(wěn)定性。若原始數(shù)據(jù)不穩(wěn)定，則會(huì)導(dǎo)致二次模型有較大誤差，取對(duì)數(shù)可以有效解決這一問(wèn)題。故本研究選用三次多項(xiàng)式與對(duì)數(shù)相結(jié)合的形式，模型具體形式如下：

式中，Yt為湖北省第t年的工業(yè)灰水足跡；Xt為湖北省第t年的人均GDP，lnYt、lnXt分別是工業(yè)灰水足跡、人均GDP 的對(duì)數(shù)形式。αt是截距項(xiàng)，μt是模型的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。β1、β2、β3為解釋變量的系數(shù)。

在模型（2）中，解釋變量的系數(shù)取值不同，湖北省灰水足跡視角下的工業(yè)用水與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系曲線會(huì)呈現(xiàn)不同的形狀：①β1=β2=β3=0，二者之間沒(méi)有關(guān)系；②β1＜0 且β2=β3=0，二者之間存在單調(diào)遞減的關(guān)系；③β1＞0 且β2=β3=0，二者之間存在單調(diào)遞增的關(guān)系；④β1＜0、β2＞0 且β3=0，二者之間存在“U”型曲線關(guān)系；⑤β1＞0、β2＜0 且β3=0，二者之間存在倒“U”型曲線關(guān)系；⑥β1＞0、β2＜0 且β3＞0，二者之間存在“N”型曲線關(guān)系；⑦β1＜0、β2＞0 且β3＜0，二者之間存在倒“N”型曲線關(guān)系。

本研究選取湖北省人均GDP 代表經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于《湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3 實(shí)證分析

3.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在進(jìn)行回歸分析之前，需要檢驗(yàn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，以避免出現(xiàn)“偽回歸”。首先進(jìn)行ADF 單位根檢驗(yàn)，以確保選取的數(shù)據(jù)是合適的。表1 為單位根檢驗(yàn)結(jié)果。由表1 可知，lnXt和lnYt只有在二階差分的條件下才同時(shí)通過(guò)了1%和5%顯著性水平下的檢驗(yàn)，為二階單整序列，即二階差分后可以使其變?yōu)槠椒€(wěn)序列。

表1 ADF 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

3.2 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

若變量在同階數(shù)差分條件下的線性組合能夠形成平穩(wěn)的時(shí)間序列，則稱它們之間存在著協(xié)整關(guān)系。利用EViews軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，得到P為0.040 0，通過(guò)了5%的顯著水平，說(shuō)明lnXt和lnYt之間存在一定的協(xié)整關(guān)系，即2003—2019 年湖北省工業(yè)灰水足跡和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間具有長(zhǎng)期相對(duì)穩(wěn)定的關(guān)系，相關(guān)數(shù)據(jù)可以進(jìn)行回歸。

3.3 回歸結(jié)果分析

根據(jù)以上分析，回歸結(jié)果如表2 所示。所有解釋變量的t統(tǒng)計(jì)量都通過(guò)了1%顯著性水平檢驗(yàn)，并且R2也較大，為0.942 3，說(shuō)明模型的擬合效果較好，符合環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線的假定。得到的方程如下：

表2 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)工業(yè)灰水足跡的影響分析

由此可知，β1＜0，β2＞0，β3＜0，2003—2019 年湖北省工業(yè)灰水足跡與人均GDP 之間呈現(xiàn)出倒“N”型曲線。對(duì)符合EKC 特征的湖北省工業(yè)灰水足跡進(jìn)行拐點(diǎn)估計(jì)。所謂拐點(diǎn)，指的是工業(yè)灰水足跡增長(zhǎng)幅度變化的點(diǎn)（由遞增趨勢(shì)轉(zhuǎn)為遞減趨勢(shì)或由遞減趨勢(shì)轉(zhuǎn)為遞增趨勢(shì)的轉(zhuǎn)折點(diǎn)）。對(duì)式（3）進(jìn)行一階求導(dǎo)，得到如下公式：

由于式（4）的“Δ”小于0，所以雖然2003—2019年湖北省工業(yè)灰水足跡與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間呈現(xiàn)出倒“N”型關(guān)系形態(tài)，且系數(shù)通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，但是因?yàn)榉匠虥](méi)有實(shí)數(shù)解，無(wú)法進(jìn)一步得出曲線變化的拐點(diǎn)，可以近似地認(rèn)為工業(yè)灰水足跡與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間呈現(xiàn)單調(diào)遞減的關(guān)系，隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，湖北省工業(yè)灰水足跡將會(huì)下降。

3.4 倒“N”型曲線形成原因分析

對(duì)EKC 關(guān)系形態(tài)的解釋有很多，從需求的收入彈性角度［18］、規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)［19］等，可以將部分解釋用于分析工業(yè)灰水足跡與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。本研究采用規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)解釋工業(yè)灰水足跡與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間呈現(xiàn)倒“N”型關(guān)系曲線的原因。規(guī)模效應(yīng)是指隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，企業(yè)耗水量會(huì)普遍增加，從而增加工業(yè)用水，間接導(dǎo)致工業(yè)灰水足跡增加。結(jié)構(gòu)效應(yīng)是指在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的過(guò)程中，通過(guò)調(diào)整不同行業(yè)所占比重，逐步向技術(shù)密集型企業(yè)和服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)移，減少工業(yè)廢水的排放，提高水資源利用效率。自20 世紀(jì)90 年代市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革以來(lái)，湖北省重工業(yè)一直占據(jù)主導(dǎo)地位，工業(yè)用水消耗較大，但是自2004 年八大工業(yè)行業(yè)實(shí)施戰(zhàn)略性調(diào)整以來(lái)，湖北省大力發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，致力于推進(jìn)循環(huán)經(jīng)濟(jì)、環(huán)保產(chǎn)業(yè)，實(shí)施清潔生產(chǎn)，改造傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。對(duì)比發(fā)達(dá)國(guó)家，第一產(chǎn)業(yè)占比下降至10%以下，第二產(chǎn)業(yè)比重在GDP 中占比最大，進(jìn)入工業(yè)化中后期階段，第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重在“十一五”期間占1/3，現(xiàn)代服務(wù)業(yè)成為新的發(fā)展增長(zhǎng)點(diǎn)。同時(shí)由于水價(jià)提高與水權(quán)交易，用水效率低的部門(mén)逐漸向用水效率高的部門(mén)轉(zhuǎn)移，工業(yè)灰水足跡隨之下降。技術(shù)效應(yīng)是指技術(shù)進(jìn)步，工業(yè)用水循環(huán)率會(huì)提高，促使工業(yè)灰水足跡下降。近年來(lái)，湖北省省級(jí)財(cái)政支持中小企業(yè)發(fā)展的資金不斷增加，建立相關(guān)服務(wù)體系，致力于改善技術(shù)進(jìn)步環(huán)境，支持中小企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新；民營(yíng)關(guān)聯(lián)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)聯(lián)合，實(shí)現(xiàn)集群，形成技術(shù)經(jīng)濟(jì)群體；在政府與企業(yè)的共同努力下，技術(shù)快速進(jìn)步。規(guī)模效應(yīng)會(huì)增加工業(yè)灰水足跡，而結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)會(huì)減少工業(yè)灰水足跡，當(dāng)規(guī)模效應(yīng)強(qiáng)于結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)時(shí)，工業(yè)灰水足跡就會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)而增加，反之，工業(yè)灰水足跡隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)而減少。就本研究的數(shù)據(jù)來(lái)看，湖北省結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)強(qiáng)于規(guī)模效應(yīng)，因此，隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，工業(yè)灰水足跡隨之下降，EKC 曲線呈現(xiàn)倒“N”型形態(tài)，且近似呈現(xiàn)單調(diào)遞減趨勢(shì)。此外，湖北省近年來(lái)大力推進(jìn)節(jié)能減排，實(shí)施主要污染物減排，化學(xué)需氧量是主要減排目標(biāo)之一，因此工業(yè)灰水足跡逐年下降，證明減排實(shí)施成果顯著。

4 小結(jié)與討論

本研究通過(guò)實(shí)證分析研究了2003—2019 年湖北省工業(yè)灰水足跡與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，得出以下結(jié)論。

第一，2003—2019 年湖北省工業(yè)灰水足跡總體呈逐年減少趨勢(shì)，由2003 年的9.42×109m3/年到2019年的0.99×109m3/年，降幅超過(guò)80%。其中，只是在2010 年出現(xiàn)反彈式增長(zhǎng)，隨后持續(xù)下降，在2016 年出現(xiàn)較大降幅，降幅超過(guò)50%，可能的原因是近些年來(lái)人們環(huán)境保護(hù)的意識(shí)越來(lái)越強(qiáng)烈，國(guó)家方面也在不斷推出各項(xiàng)政策幫助環(huán)境保護(hù)相關(guān)工作進(jìn)行落實(shí)，采取了革新技術(shù)、淘汰落后機(jī)械、注重水資源循環(huán)利用、抓好工業(yè)節(jié)水、推廣示范適用技術(shù)等一系列措施以保障國(guó)家水安全，湖北省積極響應(yīng)國(guó)家政策，努力落實(shí)，取得了較好的成效。

第二，湖北省工業(yè)灰水足跡與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間符合環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線理論的假說(shuō)，二者呈現(xiàn)出與傳統(tǒng)的倒“U”型曲線不同的倒“N”型曲線。但是進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，曲線無(wú)法判斷拐點(diǎn)，工業(yè)灰水足跡與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間近似呈現(xiàn)單調(diào)遞減關(guān)系，即隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，工業(yè)灰水足跡會(huì)呈持續(xù)下降趨勢(shì)。說(shuō)明湖北省在積極發(fā)展經(jīng)濟(jì)的同時(shí)，工業(yè)治理工作也開(kāi)展得有聲有色。

第三，衡量工業(yè)用水的指標(biāo)和用于測(cè)定的變量是復(fù)雜多變的，選取的指標(biāo)變化或時(shí)間跨度改變，環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線的形態(tài)可能發(fā)生變化，依舊要警惕工業(yè)灰水足跡發(fā)生的變化，切不可放松工業(yè)廢水的治理。但是基于本研究模型設(shè)定和樣本數(shù)據(jù)所得出的湖北省工業(yè)灰水足跡與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系還是具有一定的理論與實(shí)踐意義。環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線的研究為工業(yè)水污染治理與經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展的研究帶來(lái)重要的思路，有助于更有效地平衡二者關(guān)系。

本研究通過(guò)實(shí)證分析研究了2003—2019 年湖北省工業(yè)灰水足跡與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，但考慮到數(shù)據(jù)的可獲性、指標(biāo)選取的限制性、實(shí)際情況的復(fù)雜性等因素，研究結(jié)果具有一定的局限性，今后還可以進(jìn)行更詳細(xì)、更精確的分析，如研究?jī)?nèi)容上可以更加豐富。工業(yè)灰水足跡呈總體下降趨勢(shì)并不能絕對(duì)說(shuō)明水資源情況，若灰水足跡超過(guò)水資源量，說(shuō)明現(xiàn)有水資源無(wú)法有效稀釋水體污染，故還可以對(duì)水資源量、用水量等進(jìn)行分析，深入評(píng)價(jià)湖北省工業(yè)灰水足跡。在探討環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線時(shí)，可拓展到面板數(shù)據(jù)分析，從局部到整體，使分析更為全面、立體。