環(huán)境約束下中國(guó)省際水資源兩階段效率及影響因素研究

趙良仕??孫才志 劉鳳朝

摘要 本文把水資源利用系統(tǒng)分為水資源利用階段和污染物處理階段，在環(huán)境規(guī)制下采用考慮非期望產(chǎn)出的兩階段SBM模型，對(duì)2001—2014年中國(guó)31個(gè)省級(jí)行政區(qū)的水資源利用整體效率和各階段效率進(jìn)行測(cè)度，并利用空間自相關(guān)分析方法對(duì)中國(guó)各地區(qū)水資源利用整體效率的時(shí)空特征進(jìn)行分析，然后運(yùn)用考慮空間效應(yīng)因素的空間滯后計(jì)量模型和空間誤差計(jì)量模型從人均水資源量、工業(yè)用水量、生活用水量、人均GDP、對(duì)外開(kāi)放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步等方面對(duì)各地區(qū)水資源利用整體效率的影響因素進(jìn)行分析。結(jié)果表明：①整體上看水資源利用第一階段效率明顯高于第二階段效率，而整體效率接近于第二階段效率，第二階段效率決定了水資源利用整體有效性。②通過(guò)各階段投入產(chǎn)出冗余來(lái)看，水資源污染物產(chǎn)出過(guò)多和處理不足是導(dǎo)致第二階段效率不高的原因。③水資源利用整體效率的空間自相關(guān)強(qiáng)度顯著大于0，在空間上呈現(xiàn)集聚分布特征，東部沿海地區(qū)為H-H集聚類型，中部和西部為L(zhǎng)-L集聚類型。④各地區(qū)水資源利用整體效率存在空間溢出效應(yīng)，一個(gè)地區(qū)的整體效率不僅受本地區(qū)因素影響，還受臨近地區(qū)整體效率的影響。⑤在考慮和不考慮空間效應(yīng)的計(jì)量估計(jì)結(jié)果中，工業(yè)用水量對(duì)整體效率產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，而人均GDP、對(duì)外開(kāi)放程度對(duì)整體效率產(chǎn)生顯著的正向影響。根據(jù)實(shí)證結(jié)果，得出以下結(jié)論： 一是加強(qiáng)水資源污染物排放管理，增強(qiáng)污水處理能力； 二是實(shí)現(xiàn)高效工業(yè)用水，減少工業(yè)用水量； 三是發(fā)揮各地區(qū)水資源稟賦優(yōu)勢(shì)，加強(qiáng)區(qū)域合作，優(yōu)化水資源區(qū)域配置，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)-環(huán)境協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展。

關(guān)鍵詞兩階段SBM模型；非期望產(chǎn)出；水資源利用效率；空間計(jì)量模型

中圖分類號(hào)F062.1

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼A文章編號(hào)1002-2104（2017）05-0027-10DOI：10.12062/cpre.20170334

水資源作為生態(tài)環(huán)境的基礎(chǔ)要素之一，是社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展必不可少的重要資源，維系著人類文明和社會(huì)進(jìn)步。目前，中國(guó)水資源空間分布不均，污染嚴(yán)重，生態(tài)環(huán)境惡化，環(huán)境問(wèn)題和其他問(wèn)題非常突出，成為阻礙中國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要因素之一?！端廴痉乐涡袆?dòng)計(jì)劃》的實(shí)施切實(shí)有效加大水污染防治力度，保護(hù)國(guó)家水安全[1]。對(duì)水資源可持續(xù)利用的認(rèn)知已經(jīng)提升到國(guó)家安全戰(zhàn)略性的角度，在中國(guó)各地區(qū)的水資源開(kāi)發(fā)和利用過(guò)程中產(chǎn)生了一系列問(wèn)題，如水生態(tài)環(huán)境惡化，水資源時(shí)空分布不均，水資源供需矛盾激化等問(wèn)題日益受到重視。由于自然資源稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等差異，中國(guó)各地區(qū)之間的水資源利用效率也存在一定的差異?？s小各地區(qū)水資源利用效率之間的差異，逐步改善水環(huán)境質(zhì)量成為提高中國(guó)區(qū)域水資源利用效率問(wèn)題之一。因此，在環(huán)境規(guī)制下對(duì)水資源利用效率的定量評(píng)價(jià)和相關(guān)影響因素分析具有重要意義，這也成為解決一系列水資源利用問(wèn)題的關(guān)鍵。

1文獻(xiàn)綜述

作為效率評(píng)價(jià)的一種重要方法，數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（Data envelopment Analysis， DEA）不需要明確投入產(chǎn)出變量之間的函數(shù)關(guān)系和不受變量量綱的影響，已被廣泛應(yīng)用于水資源綜合效率評(píng)價(jià)領(lǐng)域。近年來(lái)，學(xué)者們利用不同類型的DEA模型對(duì)水資源效率進(jìn)行了評(píng)價(jià)，Hu等[2]基于DEA模型首次建立了全要素的水資源利用效率的評(píng)價(jià)方法；李志敏等[3]通過(guò)主成分分析法和DEA對(duì)中國(guó)31地區(qū)2010年水資源利用效率狀況進(jìn)行研究；采用DEAMalmquist指數(shù)法，廖虎昌等[4]研究了西部12省區(qū)的水資源效率；孫才志等[5]利用改進(jìn)的DEA方法計(jì)算出中國(guó)31個(gè)省市區(qū)水資源利用相對(duì)效率，并且運(yùn)用探索性空間數(shù)據(jù)分析法對(duì)中國(guó)水資源利用效率的時(shí)空差異、規(guī)律及影響因素進(jìn)行了探索。然而，這些研究都未考慮生產(chǎn)過(guò)程中排放的水資源污染物，并未在環(huán)境規(guī)制下進(jìn)行水資源利用效率評(píng)價(jià)。一些學(xué)者從考慮非期望產(chǎn)出角度對(duì)水資源利用效率進(jìn)行了測(cè)度，岳立等[6]研究中國(guó)主要工業(yè)省區(qū)工業(yè)用水效率時(shí)將化學(xué)需氧量排放量和氮氨排放量作為非期望產(chǎn)出納入DEA模型中，得到考慮污染物排放的水資源利用效率變化明顯；把污水作為非期望產(chǎn)出，馬海良[7]基于投入導(dǎo)向的DEA模型測(cè)算了中國(guó)30個(gè)省級(jí)區(qū)域的全要素水資源利用效率；孫才志等[8-9]采用帶有“非期望”產(chǎn)出的DEA方法測(cè)度了1997—2010年中國(guó)31個(gè)省市區(qū)的水資源全局環(huán)境技術(shù)效率，與未考慮“非期望”產(chǎn)出的DEA的水資源技術(shù)效率進(jìn)行比較分析；趙良仕等[10]將“非期望”產(chǎn)出—灰色水足跡考慮到評(píng)價(jià)水資源利用情況中，采用SBM模型，投產(chǎn)為水足跡、勞動(dòng)力和資本，期望產(chǎn)出為GDP和非期望產(chǎn)出為灰色水足跡，測(cè)算了中國(guó)1997—2011年31個(gè)地區(qū)的環(huán)境規(guī)制下的水資源利用效率。上述研究從不同角度測(cè)度了水資源效率，但都沒(méi)有考慮其內(nèi)部生產(chǎn)和污染物處理過(guò)程，無(wú)法有效識(shí)別水資源利用系統(tǒng)中各階段有效狀態(tài)。

從水資源的使用和污水排放過(guò)程來(lái)看，中國(guó)各地區(qū)水資源利用系統(tǒng)可以分為兩個(gè)子階段：水資源利用階段和污染物處理階段。目前，一些學(xué)者已從以下方面對(duì)兩階段利用系統(tǒng)進(jìn)行研究，Wu等[11]建立了兩階段網(wǎng)絡(luò)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的DEA效率評(píng)價(jià)方法，提出各子系統(tǒng)的效率分解和分析了中國(guó)2010年30個(gè)省區(qū)的工業(yè)循環(huán)經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)情況，但是在處理第一階段非期望產(chǎn)出時(shí)僅把非期望產(chǎn)出的相反數(shù)和期望產(chǎn)出同時(shí)作為產(chǎn)出；王有森等[12]構(gòu)建了一種基于徑向的DEA的兩階段評(píng)價(jià)方法，并建立兩個(gè)子階段之間的聯(lián)系，研究了中國(guó)30個(gè)省市區(qū)的工業(yè)用水系統(tǒng)的效率。An等[13]提出基于松弛的兩階段SBM模型在第二階段考慮了非期望產(chǎn)出測(cè)度中國(guó)商業(yè)銀行運(yùn)行效率；Wu等[14]利用基于徑向的兩階段DEA方法，把經(jīng)濟(jì)活動(dòng)分為生產(chǎn)和處理過(guò)程測(cè)度中國(guó)各省市能源減排效率。然而，以上的兩階段效率評(píng)價(jià)模型研究中均未考慮投入產(chǎn)出及中間變量的松弛性問(wèn)題，基于松弛角度評(píng)價(jià)中國(guó)各地區(qū)水資源利用系統(tǒng)效率值得深入研究。

因此，本文把水資源利用系統(tǒng)分為第一階段污染物產(chǎn)生和第二階段污染物處理過(guò)程，采用考慮非期望產(chǎn)出的基于松弛的兩階段SBM模型，測(cè)算了2001—2014年中國(guó)省際31個(gè)省市的水資源利用效率。中國(guó)各省市水資源利用效率在空間分布上存在一定的集聚分布特征，接下來(lái)本文運(yùn)用空間計(jì)量模型在考慮空間效應(yīng)因素下從人均水資源量、工業(yè)用水量、生活用水量、人均GDP、對(duì)外開(kāi)放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步等方面對(duì)各地區(qū)水資源利用整體效率的影響因素進(jìn)行分析。

2研究方法與數(shù)據(jù)來(lái)源

2.1考慮非期望產(chǎn)出的兩階段效率評(píng)價(jià)模型

中國(guó)各省市的水資源利用系統(tǒng)可以分為第一階段水資源利用和第二階段污染物處理過(guò)程，其具體結(jié)構(gòu)如圖1所示。

圖1說(shuō)明了水資源利用兩階段系統(tǒng)，每個(gè)DMU投入產(chǎn)出過(guò)程由兩個(gè)子階段組成，第一子階段投入X形成期望產(chǎn)出Y和非期望產(chǎn)出F，第二子階段加入處理投入R把非期望產(chǎn)出F進(jìn)行處理，得到產(chǎn)出H。假設(shè)有N個(gè)DMUs，分別為DMUj（j=1，…，N），令DMU0為被評(píng)價(jià)的決策單元，第一子階段和第二子階段的評(píng)價(jià)效率值分別為E01和E02。在生產(chǎn)過(guò)程中，一般決策者希望以最小的投入獲取最大的產(chǎn)出，與之同時(shí)排放出最少的非期望污染物產(chǎn)出，生產(chǎn)利用系統(tǒng)的效率評(píng)價(jià)必須兼顧投入和污染物產(chǎn)出最小化以及期望產(chǎn)出最大化為目標(biāo)。本文研究?jī)蓚€(gè)階段不同狀態(tài)下的生產(chǎn)系統(tǒng)效率，其中，中間變量F是第一階段的非期望產(chǎn)出，同時(shí)也是第二階段的處理投入。當(dāng)評(píng)價(jià)第一階段的生產(chǎn)利用效率時(shí)，利用基于松弛的SBM模型，中間變量F作為第一階段的非期望產(chǎn)出在最優(yōu)解之間可能存在意味著無(wú)效率的松弛。

本文在環(huán)境規(guī)制下基于Tone[15-16]建立的非徑向、非角度基于松弛的SBM模型，建立如下固定規(guī)模報(bào)酬、非期望產(chǎn)出的兩個(gè)生產(chǎn)系統(tǒng)的有效性模型[17-18]，提出了更加符合真實(shí)生產(chǎn)利用過(guò)程的松弛的非徑向SBM模型[19]，如下式：

在保持模型（1）中的投入產(chǎn)出松弛測(cè)度不變的條件下，本文應(yīng)用下面模型得到第一階段中非期望產(chǎn)出的松弛測(cè)度。

如果E10=1，水資源利用第一階段是有效的。如果E10<1，水資源利用第一階段是無(wú)效的，然而E10越大，越有效。E10表示被評(píng)價(jià)的第一階段水資源利用有效性，即考慮非期望產(chǎn)出的水資源利用效率。顯然，模型（3）只考慮水資源利用生產(chǎn)系統(tǒng)的外部投入與產(chǎn)出，忽略了其內(nèi)部污染處理階段對(duì)整體效率的影響。若只用模型（3）評(píng)價(jià)該階段的效率，則無(wú)法有效刻畫系統(tǒng)效率的內(nèi)部影響要素，因此，需要在考慮系統(tǒng)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的前提下，分析水資源利用生產(chǎn)階段的水資源利用效率及污染物排放處理效率。

在保持模型（2）中的投入產(chǎn)出松弛測(cè)度不變的條件下，本文應(yīng)用下面模型得到第二階段中非期望產(chǎn)出處理的松弛測(cè)度。

其中，sr*和sh*是由求解模型（1）得到的常量，變量sf2是第二階段的非期望產(chǎn)出作為投入的松弛測(cè)度。通過(guò)非期望產(chǎn)出作為投入的松弛測(cè)度，可以知道有多少非期望產(chǎn)出可以處理。在模型（1）中投入產(chǎn)出松弛sr*、sh*和模型（4）中非期望產(chǎn)出松弛sf2*的計(jì)算基礎(chǔ)上，基于松弛的第二階段水資源利用效率定義如下：

如果E20=1，第二階段水資源處理是有效的。如果E20<1，第二階段水資源處理是無(wú)效的，然而E20越大，越有效。

當(dāng)兩個(gè)階段水資源利用是IO有效時(shí)，僅僅說(shuō)明整個(gè)投入產(chǎn)出是無(wú)松弛的；當(dāng)每個(gè)子階段有效時(shí)，僅僅說(shuō)明該階段投入產(chǎn)出和中間變量是無(wú)松弛的。因此，一個(gè)整體有效的狀態(tài)應(yīng)考慮整個(gè)系統(tǒng)的投入產(chǎn)出、各階段的投入產(chǎn)出和中間變量的松弛問(wèn)題，下面給出整個(gè)系統(tǒng)有效的定義。

在模型（1）、（3）、（5）中投入產(chǎn)出松弛sx*、sy*、sf1*、sr*、sh*、sf2*的計(jì)算基礎(chǔ)上，基于松弛的水資源利用整體效率定義如下：

根據(jù)生產(chǎn)有效性定義，兩個(gè)階段整體有效時(shí)應(yīng)該滿足在所有投入產(chǎn)出和中間變量均沒(méi)有松弛，兩個(gè)階段IO有效是整體有效的必要非充分條件。利用本文提出的模型，水資源兩個(gè)子系統(tǒng)3種效率的有效狀態(tài)被測(cè)度，每個(gè)階段的有效狀態(tài)被識(shí)別。相比單投入產(chǎn)出系統(tǒng)，如CCR模型，本文提出的模型能給出每個(gè)階段的有效狀態(tài)評(píng)價(jià)，可以為決策制定者提供參考。相比Fare等[20]，Tone等[21]的兩階段網(wǎng)絡(luò)DEA模型及其變化模型[11-13]，上面模型可以在考慮非期望產(chǎn)出情況下測(cè)度兩階段系統(tǒng)的投入產(chǎn)出及中間變量的無(wú)效性。

2.2空間自相關(guān)檢驗(yàn)

Tobler在1970年提出地理學(xué)第一定律：在空間上任何事物或現(xiàn)象都存在聯(lián)系，相距近的事物或現(xiàn)象之間的聯(lián)系一般較相距遠(yuǎn)的要緊密[22]。空間自相關(guān)是通過(guò)統(tǒng)計(jì)學(xué)方法計(jì)算空間中某空間單元與其臨近單元間的某種特征值的空間自相關(guān)性程度，用來(lái)分析這些空間單元在空間上的分布特性。Morans I指數(shù)是最為知名和常用的空間自相關(guān)指數(shù)，分為全局型和局部型兩類。全局Morans I指數(shù)是Moran基于空間隨機(jī)分布現(xiàn)象提出的空間自相關(guān)指數(shù)[23]，局部Morans I指數(shù)是1995年Anselin提出LISA（Local Indicators of Spatial Association）方法論[24]。本文采用Morans I指數(shù)作為空間自相關(guān)性檢驗(yàn)指標(biāo)，全局Morans I指數(shù)計(jì)算如下：

該指數(shù)為正表示區(qū)域i的變量屬性值與臨近區(qū)域的變量屬性值相似，為負(fù)表示不相似，該指數(shù)的絕對(duì)值越大自相關(guān)程度越大。在隨機(jī)化假設(shè)下，同樣可用Z統(tǒng)計(jì)量可以檢驗(yàn)局部Morans I指數(shù)的顯著性。

2.3空間面板數(shù)據(jù)模型

空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論研究在空間上某個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)地理現(xiàn)象或?qū)傩灾蹬c鄰近地區(qū)同一現(xiàn)象或?qū)傩灾荡嬖诘南嚓P(guān)關(guān)系[25]。這種空間相關(guān)關(guān)系為空間效應(yīng)，可以用下面兩種主要模型解釋：當(dāng)被解釋變量的空間依賴性對(duì)模型設(shè)定非常關(guān)鍵時(shí)，應(yīng)采用空間滯后模型（Spatial Lag Model，SLM）；當(dāng)模型的誤差項(xiàng)在空間上相關(guān)時(shí)，應(yīng)采用空間誤差模型（Spatial Error Model，SEM）。

SLM主要分析被解釋變量的空間依賴效應(yīng)，其模型表達(dá)式為：

式中，參數(shù)β是解釋變量對(duì)被解釋變量的影響，ρ是被解釋變量的空間自回歸系數(shù)，Wy是空間滯后因變量且為一內(nèi)生變量，反映了空間距離對(duì)區(qū)域行為的作用。

SEM主要研究被解釋變量的空間異質(zhì)性，其數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

式中，參數(shù)β是解釋變量對(duì)被解釋變量的影響，λ是被解釋變量的空間誤差系數(shù)，ε是隨機(jī)誤差向量，μ是隨機(jī)誤差項(xiàng)。SEM中參數(shù)β表示自變量X對(duì)因變量y的影響，參數(shù)λ衡量了模型中各單元存在于隨機(jī)擾動(dòng)誤差項(xiàng)之中的空間依賴作用，表示鄰近地區(qū)關(guān)于因變量的誤差沖擊對(duì)本地區(qū)觀察值的影響程度。

在建立SLM和SEM模型前，一般可通過(guò)兩個(gè)拉格朗日乘數(shù)（Lagrange Multiplier）形式LM-Lag、LM-Err及其穩(wěn)健-LM-Lag、穩(wěn)健-LM-Err等形式來(lái)檢驗(yàn)?zāi)念惪臻g模型更恰當(dāng)[25]。然后采用Hausman檢驗(yàn)可以確定空間計(jì)量模型采取固定效應(yīng)或隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行模型估計(jì)[26]。

2.4變量選擇

（1）投入產(chǎn)出指標(biāo)選取。在圖1中，水資源利用系統(tǒng)第一階段消耗水資源、資本和勞動(dòng)力，生產(chǎn)出GDP，同時(shí)排放出一定量的污染物，考慮到廢污水中主要污染物為化學(xué)需氧量（COD）和氨氮（AN），本文用產(chǎn)生量作為第一階段水資源利用系統(tǒng)的非期望產(chǎn)出。水資源利用系統(tǒng)第二階段為污染物處理階段，對(duì)污染物進(jìn)行處理時(shí)需要額外的污染物治理投資來(lái)處理第一階段的非期望產(chǎn)出。經(jīng)過(guò)該階段的處理，第一階段排放出的COD和AN可以得到一定程度的凈化處理，產(chǎn)出去除量。

以樣本容量個(gè)數(shù)必須不少于投入產(chǎn)出指標(biāo)數(shù)的二倍為前提，在指標(biāo)選取方面，充分考慮數(shù)據(jù)可獲得性和相關(guān)理論基礎(chǔ)，本文建立如下投入產(chǎn)出指標(biāo)體系：第一階段投入指標(biāo)分別為用水總量、固定資產(chǎn)投資以及從業(yè)人員，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2002—2015》[27]和《中國(guó)水資源公報(bào)2001—2014》[28]；第一階段期望產(chǎn)出為GDP，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2002—2015》[27]；第一階段非期望產(chǎn)出為工業(yè)廢水和城鎮(zhèn)生活污水中COD和AN產(chǎn)生量，第二階段新增投入為工業(yè)廢水治理項(xiàng)目投資和污水處理廠累計(jì)完成投資；第二階段產(chǎn)出為COD和AN的去除量，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)環(huán)境年鑒2002—2015》[29]。

（2）影響因素變量選取。提高水資源利用整體效率對(duì)可持續(xù)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)至關(guān)重要，研究水資源利用整體效率的影響因素可以提出促進(jìn)各地區(qū)可持續(xù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策建議。一般從以下幾個(gè)方面研究各地區(qū)水資源利用整體效率的影響因素，自然資源稟賦、水資源消耗結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、開(kāi)放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步等方面。本文研究各地區(qū)水資源利用整體效率的影響因素包含如下變量：人均水資源量、工業(yè)用水量、生活用水量、人均GDP、對(duì)外開(kāi)放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步。

3實(shí)證研究結(jié)果

3.1中國(guó)各地區(qū)水資源利用效率測(cè)度

中國(guó)各地區(qū)水資源相對(duì)效率評(píng)價(jià)是DEA應(yīng)用的一個(gè)重要領(lǐng)域，以往的研究側(cè)重單系統(tǒng)的水資源利用效率測(cè)度，對(duì)于基于松弛變量的兩階段的水資源效率評(píng)價(jià)較少[2-10]。因此，本文在考慮非期望產(chǎn)出的兩階段模型建立的基礎(chǔ)上，采用中國(guó)31個(gè)地區(qū)2001—2014年投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，利用Matlab2010b軟件對(duì)兩階段的水資源利用整體效率和分階段效率進(jìn)行計(jì)算（見(jiàn)表1）。

在2001—2014年中國(guó)各地區(qū)水資源利用整體效率波動(dòng)變化很大，且各地區(qū)分布極不均衡，遼寧、內(nèi)蒙古、貴州、重慶、新疆初始值較低，而隨后呈現(xiàn)明顯逐年上升趨勢(shì)，但江蘇、安徽、云南呈現(xiàn)明顯的波動(dòng)下降趨勢(shì)，其他地區(qū)為先波動(dòng)上升后下降或先波動(dòng)下降后上升趨勢(shì)。在2001—2014年中國(guó)各地區(qū)水資源利用第一階段效率多數(shù)地區(qū)程序波動(dòng)下降趨勢(shì)，遼寧、山東、浙江、江西、湖南、山西、甘肅、海南、廣東呈現(xiàn)明顯逐年下降趨勢(shì)，而內(nèi)蒙古、重慶、貴州、寧夏、新疆呈現(xiàn)先小幅下降后明顯上升趨勢(shì)，其他地區(qū)為先波動(dòng)上升后下降或先波動(dòng)下降后上升趨勢(shì)。在2001—2014年中國(guó)各地區(qū)水資源利用第二階段效率初始值較小的地區(qū)在后期存在上升趨勢(shì)，而初始值較大的地區(qū)在后期存在波動(dòng)下降，振幅較大。因此，中國(guó)各省市水資源利用整體效率及分階段效率在經(jīng)濟(jì)—地理空間分布上存在空間關(guān)聯(lián)特征。

根據(jù)基于松弛的兩階段SBM模型的水資源利用效率評(píng)價(jià)結(jié)果，分析中國(guó)31個(gè)省市水資源利用整體效率和各階段效率之間的關(guān)系，如圖2所示。

大多數(shù)地區(qū)水資源利用系統(tǒng)第一階段效率平均值高于第二階段水資源利用效率的平均值，而大多數(shù)地區(qū)整體效率平均值介于兩個(gè)階段效率之間，這說(shuō)明中國(guó)水資源利用系統(tǒng)的效率同時(shí)受到兩個(gè)階段利用系統(tǒng)的影響，但第二階段處理效率對(duì)整體系統(tǒng)效率的影響更大。首先，水資源利用整體效率、第一階段效率和第二階段效率差異明顯，東部沿海地區(qū)高，包括北京、天津、山東、上海、浙江、廣東等地，西部?jī)?nèi)陸地區(qū)低，包括貴州、云南、廣西、青海、西藏、新疆等地。其次，安徽、河南、海南、重慶、貴州、甘肅、寧夏的水資源利用整體效率高于第一階段效率，其他地區(qū)的整體效率都低于第一階段效率；海南、甘肅的第二階段水資源利用效率明顯高于整體效率和第一階段效率，其他地區(qū)的整體效率都高于第二階段效率。最后，水資源利用第一階段效率和第二階段效率為高高組合有北京、天津、山東、浙江、上海等地，低高組合有甘肅、海南，高低組合有黑龍江、福建、四川、江蘇等地，低低組合有西藏、青海、新疆、內(nèi)蒙古、云南、江西、貴州等區(qū)。

3.2空間自相關(guān)檢驗(yàn)

采用空間自相關(guān)全局和局部Moran指數(shù)對(duì)中國(guó)31個(gè)省份2001—2014年考慮非期望產(chǎn)出的兩階段SBM模型的水資源利用整體效率的空間自相關(guān)程度進(jìn)行分析。根據(jù)式（9），本文計(jì)算了水資源利用整體效率的全局Morans I指數(shù)，如下表。各時(shí)期水資源利用整體效率的全局Morans I指數(shù)均為正，除了2005和2011顯著性水平為5%，其他各時(shí)期顯著性水平均為1%，這意味著中國(guó)31個(gè)省份2001—2014年考慮非期望產(chǎn)出的兩階段SBM模型的水資源利用整體效率存在顯著的正的空間自相關(guān)，在空間分布模式上表現(xiàn)為很強(qiáng)的空間集聚模式，水資源利用整體效率較高的區(qū)域臨近于整體效率較高的區(qū)域，水資源利用整體效率較低的區(qū)域臨近于整體效率較低的區(qū)域。各區(qū)域之間的水資源利用整體效率存在關(guān)聯(lián)，在探討水資源利用整體效率的影響因素時(shí)不能忽視這種空間效應(yīng)。

接下來(lái)采用局部Morans I指數(shù)檢驗(yàn)各地區(qū)水資源利用整體效率的局部集聚現(xiàn)象是否存在，如下圖。圖3是水資源利用整體效率的LISA集聚地圖，從2001到2014年中國(guó)31個(gè)省市水資源利用整體效率存在顯著的空間集聚分布特征，H-H集聚區(qū)類型主要集中在東部沿海，如山東、安徽、江蘇、上海、浙江、福建，隨著時(shí)間推移該類型區(qū)有向華北和東部轉(zhuǎn)移的趨勢(shì)，如北京、天津、吉林、黑龍江、內(nèi)蒙古。L-L集聚區(qū)類型所占省份數(shù)量較多，主要為中部和西部地區(qū)，且面積較大的省份多數(shù)時(shí)期都屬于該類型區(qū)，如新疆、西藏、青海、四川，隨著時(shí)間推移該類型區(qū)有向西南和中南地區(qū)擴(kuò)散的趨勢(shì)。H-L和L-H集聚區(qū)類型區(qū)介于H-H和L-L集聚區(qū)類型之間，隨著時(shí)間推移這兩類集聚類型區(qū)變化很大，且顯著性水平較低。

3.3空間面板數(shù)據(jù)模型分析

空間計(jì)量模型主要分為空間滯后模型和空間誤差模型兩類，本文根據(jù)LM檢驗(yàn)及穩(wěn)健LM檢驗(yàn)確定空間計(jì)量模型的類型，即空間滯后模型和空間誤差模型的選擇。然后通過(guò)Hausman檢驗(yàn)確定空間計(jì)量模型估計(jì)時(shí)應(yīng)采用固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)。如表3所示，采用LM及穩(wěn)健LM檢驗(yàn)對(duì)兩類空間計(jì)量模型的適用性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明空間滯后和空間誤差兩種效應(yīng)同時(shí)存在，應(yīng)對(duì)兩類空間計(jì)量模型進(jìn)行相應(yīng)估計(jì)，對(duì)空間滯后模型和空間誤差模型的Hausman檢驗(yàn)都拒絕了原假設(shè)采用隨機(jī)效應(yīng)，本文空間計(jì)量模型估計(jì)應(yīng)采用固定效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)。

下面采用一般面板數(shù)據(jù)計(jì)量模型和考慮空間效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)空間滯后、空間誤差模型分別對(duì)考慮非期望產(chǎn)出的兩階段SBM模型的水資源利用整體效率的影響因素采用固定效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)。模型回歸結(jié)果見(jiàn)表4。

假設(shè)各地區(qū)水資源利用整體效率沒(méi)有空間效應(yīng)，采用固定效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)影響因素系數(shù)如下，工業(yè)用水量和生活用水量系數(shù)顯著為負(fù)，人均GDP和對(duì)外開(kāi)放程度系數(shù)顯著為正，而人均水資源量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步系數(shù)不顯著。

假設(shè)各地區(qū)水資源利用整體效率存在空間效應(yīng)，采用空間滯后計(jì)量模型估計(jì)影響因素系數(shù)如下，空間自回歸系數(shù)ρ都顯著為正，表明中國(guó)各地區(qū)水資源利用整體效率的空間自回歸效應(yīng)存在，即一個(gè)地區(qū)的整體效率直接受到周圍地區(qū)的整體效率正向影響。從空間滯后模型估計(jì)結(jié)果來(lái)看，在考慮空間依賴性下測(cè)度的水資源整體效率的回歸系數(shù)與不考慮空間效率估計(jì)結(jié)果略有不同，人均水資源量、工業(yè)用水量系數(shù)顯著為負(fù)，人均GDP、對(duì)外開(kāi)放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步系數(shù)顯著為正，而生活用水量系數(shù)不顯著。

假設(shè)各地區(qū)水資源利用整體效率存在空間效應(yīng)，采用空間無(wú)誤差模型空間估計(jì)影響因素系數(shù)如下，空間自相關(guān)系數(shù)λ都顯著為正，表明中國(guó)各地區(qū)水資源利用整體效率存在空間異質(zhì)性，即一個(gè)地區(qū)的水資源利用整體效率誤差項(xiàng)都對(duì)周圍地區(qū)存在正向影響。從空間誤差模型估計(jì)結(jié)果來(lái)看，在考慮空間異質(zhì)性下測(cè)度的水資源整體效率的回歸系數(shù)，工業(yè)用水量系數(shù)顯著為負(fù)，人均GDP、對(duì)外開(kāi)放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進(jìn)步系數(shù)顯著為正，而生活用水量系數(shù)不顯著。

從表4可以看出，無(wú)論是否考慮空間效應(yīng)的回歸模型的回歸系數(shù)，工業(yè)用水量對(duì)中國(guó)水資源整體效率有顯著的負(fù)向影響，而人均GDP、對(duì)外開(kāi)放程度對(duì)中國(guó)水資源整體效率都有顯著的正向影響。

4結(jié)論

在國(guó)務(wù)院印發(fā)的《水污染防治行動(dòng)計(jì)劃》背景下，以總量和強(qiáng)度雙控制度為目標(biāo)的水資源污染減排政策成為未來(lái)水污染減排政策的首選，本文綜合考慮各地區(qū)真實(shí)的水資源利用整體效率，采用考慮非期望產(chǎn)出的兩階段SBM模型核算了中國(guó)各地區(qū)2001—2014年的水資源利用整體效率，利用空間自相關(guān)檢驗(yàn)和空間計(jì)量模型對(duì)2001—2014年中國(guó)31個(gè)省市區(qū)灰水資源利用整體效率的空間自相關(guān)效應(yīng)及影響因素進(jìn)行研究，可以得到以下主要結(jié)論： （1）在環(huán)境規(guī)制下引入兩階段生產(chǎn)過(guò)程對(duì)水資源利用系統(tǒng)效率進(jìn)行評(píng)價(jià)，兼顧水資源污染物產(chǎn)生及處理兩個(gè)階段之間的相互影響，發(fā)現(xiàn)第二階段污染物處理效率主要影響水資源生產(chǎn)利用系統(tǒng)整體效率。從整體上看第二階段水資源利用效率高于第一階段效率，水資源利用整體效率介于第一階段效率和第二階段效率之間，各地區(qū)水資源污染物產(chǎn)出過(guò)多和處理不足是決定整體效率不高的原因。

（2）中國(guó)各地區(qū)水資源利用整體效率空間差異明顯，較高的地區(qū)主要分布在東部沿海，并向華北、東北轉(zhuǎn)移，較低的地區(qū)主要分布在中、西部，并向西南轉(zhuǎn)移。

（3）中國(guó)各地區(qū)水資源利用整體效率存在著顯著的正的空間自相關(guān)性，在分析影響因素時(shí)，需要考慮這種空間效應(yīng)，與一般面板數(shù)據(jù)計(jì)量模型相比，空間滯后和空間誤差計(jì)量模型綜合考慮了空間依賴性和空間異質(zhì)性，能夠更加準(zhǔn)確地識(shí)別中國(guó)各地區(qū)水資源利用整體效率的顯著影響因素。

（4）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、對(duì)外開(kāi)放程度對(duì)中國(guó)水資源整體效率產(chǎn)生顯著的正向影響，但工業(yè)用水量對(duì)中國(guó)水資源整體效率產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響?？傮w表明，這三大因素是影響中國(guó)各地區(qū)水資源利用整體效率的核心因素，在水資源利用和可持續(xù)區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略制定時(shí)應(yīng)充分考慮這些因素的空間協(xié)同效應(yīng)。

（5）由計(jì)量模型得出的中國(guó)各地區(qū)水資源利用效率和相關(guān)影響因素之間的正向和負(fù)向影響只能表明二者之間在統(tǒng)計(jì)上的正負(fù)相關(guān)性，不能表示相關(guān)因素與水資源利用整體效率之間的“因果關(guān)系”。對(duì)于水資源利用整體效率產(chǎn)生顯著影響的各個(gè)因素，需要以后進(jìn)一步探討其作用“機(jī)理”。

（編輯：王愛(ài)萍）

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作者簡(jiǎn)介：趙良仕，博士，主要研究方向?yàn)閰^(qū)域水資源效率評(píng)價(jià)、資源環(huán)境經(jīng)濟(jì)與政策。Email：liangshizhao85@163.com。

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目“中國(guó)水資源綠色效率測(cè)度及提升機(jī)制研究”（批準(zhǔn)號(hào)：16AJY009）。