環(huán)境約束下中國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2001—2014年中國31個省級行政區(qū)的水資源利用整體效率和各階段效率進行測度，并利用空間自相關(guān)分析方法對中國各地區(qū)水資源利用整體效率的時空特征進行分析，然后運用考慮空間效應(yīng)因素的空間滯后計量模型和空間誤差計量模型從人均水資源量、工業(yè)用水量、生活用水量、人均GDP、對外開放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進步等方面對各地區(qū)水資源利用整體效率的影響因素進行分析。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通過各階段投入產(chǎn)出冗余來看，水資源污染物產(chǎn)出過多和處理不足是導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-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)的計量估計結(jié)果中，工業(yè)用水量對整體效率產(chǎn)生顯著的負向影響，而人均GDP、對外開放程度對整體效率產(chǎn)生顯著的正向影響。根據(jù)實證結(jié)果，得出以下結(jié)論： 一是加強水資源污染物排放管理，增強污水處理能力； 二是實現(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，加強區(qū)域合作，優(yōu)化水資源區(qū)域配置，促進經(jīng)濟-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；空間計量模型

中圖分類號F062.1

文獻標識碼A文章編號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，是社會經(jīng)濟發(fā)展必不可少的重要資源，維系著人類文明和社會進步。目前，中國水資源空間分布不均，污染嚴重，生態(tài)環(huán)境惡化，環(huán)境問題和其他問題非常突出，成為阻礙中國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的重要因素之一?！端廴痉乐涡袆佑媱潯返膶嵤┣袑嵱行Ъ哟笏廴痉乐瘟Χ?，保護國家水安全[1]。對水資源可持續(xù)利用的認知已經(jīng)提升到國家安全戰(zhàn)略性的角度，在中國各地區(qū)的水資源開發(fā)和利用過程中產(chǎn)生了一系列問題，如水生態(tài)環(huán)境惡化，水資源時空分布不均，水資源供需矛盾激化等問題日益受到重視。由于自然資源稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟發(fā)展水平等差異，中國各地區(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)量成為提高中國區(qū)域水資源利用效率問題之一。因此，在環(huán)境規(guī)制下對水資源利用效率的定量評價和相關(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題的關(guān)鍵。

1文獻綜述

作為效率評價的一種重要方法，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價領(lǐng)域。近年來，學者們利用不同類型的DEA模型對水資源效率進行了評價，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價方法；李志敏等[3]通過主成分分析法和DEA對中國31地區(qū)2010年水資源利用效率狀況進行研究；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]利用改進的DEA方法計算出中國31個省市區(qū)水資源利用相對效率，并且運用探索性空間數(shù)據(jù)分析法對中國水資源利用效率的時空差異、規(guī)律及影響因素進行了探索。然而，這些研究都未考慮生產(chǎn)過程中排放的水資源污染物，并未在環(huán)境規(guī)制下進行水資源利用效率評價。一些學者從考慮非期望產(chǎn)出角度對水資源利用效率進行了測度，岳立等[6]研究中國主要工業(yè)省區(qū)工業(yè)用水效率時將化學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]基于投入導向的DEA模型測算了中國30個省級區(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方法測度了1997—2010年中國31個省市區(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價水資源利用情況中，采用SBM模型，投產(chǎn)為水足跡、勞動力和資本，期望產(chǎn)出為GDP和非期望產(chǎn)出為灰色水足跡，測算了中國1997—2011年31個地區(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度了水資源效率，但都沒有考慮其內(nèi)部生產(chǎn)和污染物處理過程，無法有效識別水資源利用系統(tǒng)中各階段有效狀態(tài)。

從水資源的使用和污水排放過程來看，中國各地區(qū)水資源利用系統(tǒng)可以分為兩個子階段：水資源利用階段和污染物處理階段。目前，一些學者已從以下方面對兩階段利用系統(tǒng)進行研究，Wu等[11]建立了兩階段網(wǎng)絡(luò)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的DEA效率評價方法，提出各子系統(tǒng)的效率分解和分析了中國2010年30個省區(qū)的工業(yè)循環(huán)經(jīng)濟生產(chǎn)情況，但是在處理第一階段非期望產(chǎn)出時僅把非期望產(chǎn)出的相反數(shù)和期望產(chǎn)出同時作為產(chǎn)出；王有森等[12]構(gòu)建了一種基于徑向的DEA的兩階段評價方法，并建立兩個子階段之間的聯(lián)系，研究了中國30個省市區(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)出測度中國商業(yè)銀行運行效率；Wu等[14]利用基于徑向的兩階段DEA方法，把經(jīng)濟活動分為生產(chǎn)和處理過程測度中國各省市能源減排效率。然而，以上的兩階段效率評價模型研究中均未考慮投入產(chǎn)出及中間變量的松弛性問題，基于松弛角度評價中國各地區(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程，采用考慮非期望產(chǎn)出的基于松弛的兩階段SBM模型，測算了2001—2014年中國省際31個省市的水資源利用效率。中國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，接下來本文運用空間計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、對外開放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進步等方面對各地區(qū)水資源利用整體效率的影響因素進行分析。

2研究方法與數(shù)據(jù)來源

2.1考慮非期望產(chǎn)出的兩階段效率評價模型

中國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程，其具體結(jié)構(gòu)如圖1所示。

圖1說明了水資源利用兩階段系統(tǒng)，每個DMU投入產(chǎn)出過程由兩個子階段組成，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進行處理，得到產(chǎn)出H。假設(shè)有N個DMUs，分別為DMUj（j=1，…，N），令DMU0為被評價的決策單元，第一子階段和第二子階段的評價效率值分別為E01和E02。在生產(chǎn)過程中，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)的效率評價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。本文研究兩個階段不同狀態(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，同時也是第二階段的處理投入。當評價第一階段的生產(chǎn)利用效率時，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)模報酬、非期望產(chǎn)出的兩個生產(chǎn)系統(tǒng)的有效性模型[17-18]，提出了更加符合真實生產(chǎn)利用過程的松弛的非徑向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效的，然而E10越大，越有效。E10表示被評價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)部污染處理階段對整體效率的影響。若只用模型（3）評價該階段的效率，則無法有效刻畫系統(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度。通過非期望產(chǎn)出作為投入的松弛測度，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效的，然而E20越大，越有效。

當兩個階段水資源利用是IO有效時，僅僅說明整個投入產(chǎn)出是無松弛的；當每個子階段有效時，僅僅說明該階段投入產(chǎn)出和中間變量是無松弛的。因此，一個整體有效的狀態(tài)應(yīng)考慮整個系統(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題，下面給出整個系統(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，兩個階段整體有效時應(yīng)該滿足在所有投入產(chǎn)出和中間變量均沒有松弛，兩個階段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，水資源兩個子系統(tǒng)3種效率的有效狀態(tài)被測度，每個階段的有效狀態(tài)被識別。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階段的有效狀態(tài)評價，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)出情況下測度兩階段系統(tǒng)的投入產(chǎn)出及中間變量的無效性。

2.2空間自相關(guān)檢驗

Tobler在1970年提出地理學第一定律：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)系一般較相距遠的要緊密[22]?？臻g自相關(guān)是通過統(tǒng)計學方法計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)性檢驗指標，全局Morans I指數(shù)計算如下：

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，為負表示不相似，該指數(shù)的絕對值越大自相關(guān)程度越大。在隨機化假設(shè)下，同樣可用Z統(tǒng)計量可以檢驗局部Morans I指數(shù)的顯著性。

2.3空間面板數(shù)據(jù)模型

空間計量經(jīng)濟學理論研究在空間上某個地區(qū)的經(jīng)濟地理現(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：當被解釋變量的空間依賴性對模型設(shè)定非常關(guān)鍵時，應(yīng)采用空間滯后模型（Spatial Lag Model，SLM）；當模型的誤差項在空間上相關(guān)時，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)，其模型表達式為：

式中，參數(shù)β是解釋變量對被解釋變量的影響，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)學表達式為：

式中，參數(shù)β是解釋變量對被解釋變量的影響，λ是被解釋變量的空間誤差系數(shù)，ε是隨機誤差向量，μ是隨機誤差項。SEM中參數(shù)β表示自變量X對因變量y的影響，參數(shù)λ衡量了模型中各單元存在于隨機擾動誤差項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，一般可通過兩個拉格朗日乘數(shù)（Lagrange Multiplier）形式LM-Lag、LM-Err及其穩(wěn)健-LM-Lag、穩(wěn)健-LM-Err等形式來檢驗?zāi)念惪臻g模型更恰當[25]。然后采用Hausman檢驗可以確定空間計量模型采取固定效應(yīng)或隨機效應(yīng)進行模型估計[26]。

2.4變量選擇

（1）投入產(chǎn)出指標選取。在圖1中，水資源利用系統(tǒng)第一階段消耗水資源、資本和勞動力，生產(chǎn)出GDP，同時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，對污染物進行處理時需要額外的污染物治理投資來處理第一階段的非期望產(chǎn)出。經(jīng)過該階段的處理，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。

以樣本容量個數(shù)必須不少于投入產(chǎn)出指標數(shù)的二倍為前提，在指標選取方面，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)出指標體系：第一階段投入指標分別為用水總量、固定資產(chǎn)投資以及從業(yè)人員，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2002—2015》[27]和《中國水資源公報2001—2014》[28]；第一階段期望產(chǎn)出為GDP，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒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)廢水治理項目投資和污水處理廠累計完成投資；第二階段產(chǎn)出為COD和AN的去除量，數(shù)據(jù)來源于《中國環(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可持續(xù)經(jīng)濟增長至關(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各地區(qū)可持續(xù)經(jīng)濟發(fā)展的政策建議。一般從以下幾個方面研究各地區(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)濟增長、開放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進步等方面。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、對外開放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進步。

3實證研究結(jié)果

3.1中國各地區(qū)水資源利用效率測度

中國各地區(qū)水資源相對效率評價是DEA應(yīng)用的一個重要領(lǐng)域，以往的研究側(cè)重單系統(tǒng)的水資源利用效率測度，對于基于松弛變量的兩階段的水資源效率評價較少[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31個地區(qū)2001—2014年投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，利用Matlab2010b軟件對兩階段的水資源利用整體效率和分階段效率進行計算（見表1）。

在2001—2014年中國各地區(qū)水資源利用整體效率波動變化很大，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，但江蘇、安徽、云南呈現(xiàn)明顯的波動下降趨勢，其他地區(qū)為先波動上升后下降或先波動下降后上升趨勢。在2001—2014年中國各地區(qū)水資源利用第一階段效率多數(shù)地區(qū)程序波動下降趨勢，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，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，其他地區(qū)為先波動上升后下降或先波動下降后上升趨勢。在2001—2014年中國各地區(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，而初始值較大的地區(qū)在后期存在波動下降，振幅較大。因此，中國各省市水資源利用整體效率及分階段效率在經(jīng)濟—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價結(jié)果，分析中國31個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階段效率之間，這說明中國水資源利用系統(tǒng)的效率同時受到兩個階段利用系統(tǒng)的影響，但第二階段處理效率對整體系統(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，西部內(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

采用空間自相關(guān)全局和局部Moran指數(shù)對中國31個省份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)程度進行分析。根據(jù)式（9），本文計算了水資源利用整體效率的全局Morans I指數(shù)，如下表。各時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%，其他各時期顯著性水平均為1%，這意味著中國31個省份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不能忽視這種空間效應(yīng)。

接下來采用局部Morans I指數(shù)檢驗各地區(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31個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，隨著時間推移該類型區(qū)有向華北和東部轉(zhuǎn)移的趨勢，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)時期都屬于該類型區(qū)，如新疆、西藏、青海、四川，隨著時間推移該類型區(qū)有向西南和中南地區(qū)擴散的趨勢。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檢驗及穩(wěn)健LM檢驗確定空間計量模型的類型，即空間滯后模型和空間誤差模型的選擇。然后通過Hausman檢驗確定空間計量模型估計時應(yīng)采用固定效應(yīng)還是隨機效應(yīng)。如表3所示，采用LM及穩(wěn)健LM檢驗對兩類空間計量模型的適用性進行檢驗，結(jié)果表明空間滯后和空間誤差兩種效應(yīng)同時存在，應(yīng)對兩類空間計量模型進行相應(yīng)估計，對空間滯后模型和空間誤差模型的Hausman檢驗都拒絕了原假設(shè)采用隨機效應(yīng)，本文空間計量模型估計應(yīng)采用固定效應(yīng)進行估計。

下面采用一般面板數(shù)據(jù)計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)進行估計。模型回歸結(jié)果見表4。

假設(shè)各地區(qū)水資源利用整體效率沒有空間效應(yīng)，采用固定效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)模型估計影響因素系數(shù)如下，工業(yè)用水量和生活用水量系數(shù)顯著為負，人均GDP和對外開放程度系數(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)，采用空間滯后計量模型估計影響因素系數(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結(jié)果來看，在考慮空間依賴性下測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，人均GDP、對外開放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進步系數(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)，采用空間無誤差模型空間估計影響因素系數(shù)如下，空間自相關(guān)系數(shù)λ都顯著為正，表明中國各地區(qū)水資源利用整體效率存在空間異質(zhì)性，即一個地區(qū)的水資源利用整體效率誤差項都對周圍地區(qū)存在正向影響。從空間誤差模型估計結(jié)果來看，在考慮空間異質(zhì)性下測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，人均GDP、對外開放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)進步系數(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)用水量對中國水資源整體效率有顯著的負向影響，而人均GDP、對外開放程度對中國水資源整體效率都有顯著的正向影響。

4結(jié)論

在國務(wù)院印發(fā)的《水污染防治行動計劃》背景下，以總量和強度雙控制度為目標的水資源污染減排政策成為未來水污染減排政策的首選，本文綜合考慮各地區(qū)真實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)檢驗和空間計量模型對2001—2014年中國31個省市區(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)過程對水資源利用系統(tǒng)效率進行評價，兼顧水資源污染物產(chǎn)生及處理兩個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)出過多和處理不足是決定整體效率不高的原因。

（2）中國各地區(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，需要考慮這種空間效應(yīng)，與一般面板數(shù)據(jù)計量模型相比，空間滯后和空間誤差計量模型綜合考慮了空間依賴性和空間異質(zhì)性，能夠更加準確地識別中國各地區(qū)水資源利用整體效率的顯著影響因素。

（4）經(jīng)濟發(fā)展水平、對外開放程度對中國水資源整體效率產(chǎn)生顯著的正向影響，但工業(yè)用水量對中國水資源整體效率產(chǎn)生顯著的負向影響?？傮w表明，這三大因素是影響中國各地區(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)略制定時應(yīng)充分考慮這些因素的空間協(xié)同效應(yīng)。

（5）由計量模型得出的中國各地區(qū)水資源利用效率和相關(guān)影響因素之間的正向和負向影響只能表明二者之間在統(tǒng)計上的正負相關(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”。對于水資源利用整體效率產(chǎn)生顯著影響的各個因素，需要以后進一步探討其作用“機理”。

（編輯：王愛萍）

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作者簡介：趙良仕，博士，主要研究方向為區(qū)域水資源效率評價、資源環(huán)境經(jīng)濟與政策。Email：liangshizhao85@163.com。

基金項目：國家社會科學基金重點項目“中國水資源綠色效率測度及提升機制研究”（批準號：16AJY009）。