水務(wù)市場(chǎng)化對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)影響的時(shí)空差異研究
——以浙江省為例

張 寧，閆雅莉

（杭州電子科技大學(xué)，浙江 杭州 310018）

水務(wù)市場(chǎng)化對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)影響的時(shí)空差異研究
——以浙江省為例

張 寧，閆雅莉

（杭州電子科技大學(xué)，浙江 杭州 310018）

水務(wù)市場(chǎng)化是水務(wù)行業(yè)發(fā)展的必經(jīng)之路，文章以浙江省為例，首次從時(shí)間和空間二維角度，運(yùn)用空間計(jì)量模型實(shí)證分析水務(wù)市場(chǎng)化對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)影響的時(shí)空差異。研究結(jié)果表明：浙江省縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)出明顯的空間相關(guān)性，而且這種集聚發(fā)展的程度不斷增強(qiáng)；另外，2005年浙江省的水務(wù)市場(chǎng)化對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)空間溢出效應(yīng)，而2013年為正；水務(wù)市場(chǎng)化對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的空間效應(yīng)是有界限的，隨著距離的增加，其削減速度很快。

水務(wù)市場(chǎng)化；浙江經(jīng)濟(jì)；空間自相關(guān)性；空間計(jì)量模型

一、引言

隨著資源性缺水和水質(zhì)性缺水區(qū)域在全球范圍的擴(kuò)大，城市發(fā)展中的水資源有效利用及管理模式已逐漸成為一個(gè)地區(qū)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素。關(guān)于城市水務(wù)管理的研究，西方研究者較早進(jìn)行了關(guān)注，早期的研究主要表現(xiàn)為城市水務(wù)在公營(yíng)體制下的運(yùn)行效率以及政府對(duì)城市發(fā)展的財(cái)稅負(fù)擔(dān)問題。但隨著水務(wù)市場(chǎng)化的提出，世界銀行（World Bank），格雷克（Gleick）一致認(rèn)為需要把水看成私人的、可交易的商品，在水務(wù)部門實(shí)行市場(chǎng)化原則是解決水資源使用效率低下、水資源匱乏以及環(huán)境衛(wèi)生服務(wù)等問題的有效方法[1-3]。1997年國(guó)外水務(wù)市場(chǎng)化的發(fā)展達(dá)到了一個(gè)高峰[4]，內(nèi)爾森、威瑞蘭德（Nelson，Vreeland）等人認(rèn)為人們維護(hù)水權(quán)的根源在于，從新自由主義政策的角度來(lái)說(shuō)，水務(wù)市場(chǎng)化削弱了政府的職能，不利于維護(hù)人們?cè)谏鐣?huì)經(jīng)濟(jì)方面的權(quán)利[5-12]。而費(fèi)杰鮑姆、斯凱米斯、黑基和漢姆內(nèi)特（Feigenbaum，Schamis，Henig&Hamnett）等人持不同意見，認(rèn)為雖然私有化縮小了政府的職能范圍，但政府權(quán)利并沒有被削弱[13-14]。

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)水務(wù)市場(chǎng)化方面的研究晚于國(guó)外，張燎對(duì)水務(wù)市場(chǎng)化改革進(jìn)行了分析，研究了包括委托運(yùn)營(yíng)模式、移交-運(yùn)營(yíng)-移交模式等十種運(yùn)營(yíng)模式及其適用性[15]。張吉昌和孫敏同樣對(duì)適用于我國(guó)水務(wù)市場(chǎng)化的運(yùn)營(yíng)模式進(jìn)行了研究，提出通過(guò)管理體制和投資環(huán)境的建設(shè)可以有效促進(jìn)水務(wù)市場(chǎng)的改革[16]。張麗娜、王亦寧和周陽(yáng)等人則從公眾利益的角度出發(fā)，認(rèn)為可以采取社會(huì)多方參與、建立暢通的信息交流平臺(tái)等方式來(lái)保障社會(huì)大眾的利益，以及政府的定位問題[17-19]?？偟膩?lái)說(shuō)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)于水務(wù)市場(chǎng)化的研究主要集中于水務(wù)市場(chǎng)化的意義、水務(wù)市場(chǎng)化改革的相關(guān)政策建議及運(yùn)營(yíng)模式的選擇，多為理論分析，缺乏相關(guān)實(shí)證研究的支撐。那么本文的創(chuàng)新性就在于考慮到區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間依賴性和水務(wù)市場(chǎng)化的外部性，以浙江省11個(gè)地級(jí)市為例，運(yùn)用空間計(jì)量模型就水務(wù)市場(chǎng)化對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響及其空間溢出效應(yīng)進(jìn)行量化分析。從而為政府定制不同區(qū)域的水務(wù)市場(chǎng)發(fā)展方向，以及地方政府及社會(huì)對(duì)水務(wù)市場(chǎng)行業(yè)的投資力度、投資方向提供現(xiàn)實(shí)的幫助。

二、研究方法與模型理論

（一）空間自相關(guān)性分析

空間自相關(guān)性打破了大多數(shù)傳統(tǒng)經(jīng)典統(tǒng)計(jì)學(xué)和計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中相互獨(dú)立的基本假設(shè)，即認(rèn)為一個(gè)地區(qū)單元上的某種經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象受其鄰近地區(qū)同一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的影響，是空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型引入的前提條件。通常運(yùn)用Moran指數(shù)和Moran散點(diǎn)圖來(lái)研究全局自相關(guān)性和局域自相關(guān)性。

全局Moran指數(shù)I是觀測(cè)值yi和它的空間滯后值的相關(guān)系數(shù)，可看作各地區(qū)觀測(cè)值的乘積和，常常被用來(lái)測(cè)算全局自相關(guān)性，它可以檢驗(yàn)整個(gè)區(qū)域中相鄰區(qū)域觀測(cè)值是否相關(guān)及相關(guān)的程度。其計(jì)算公式為：

全局Moran's I指數(shù)值屬于[-1，1]，若I值為正數(shù)則表示空間正相關(guān)，I值為負(fù)數(shù)則表示空間負(fù)相關(guān)，I值等于0表示空間不相關(guān)。

Moran散點(diǎn)圖常用來(lái)研究空間的不穩(wěn)定性，揭示空間分布格局以及區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的相關(guān)類型。在散點(diǎn)圖中共有四個(gè)象限分別表示四種不同的集聚類型：第一象限為HH區(qū)域（高高集聚），空間正相關(guān)性較強(qiáng)；第二象限為L(zhǎng)H區(qū)域（低高集聚），具有較大的空間差異，存在較強(qiáng)的空間負(fù)相關(guān)性；第三象限為L(zhǎng)L區(qū)域（低低集聚），空間正相關(guān)性較強(qiáng)；第四象限為HL區(qū)域（高低集聚），空間負(fù)相關(guān)性較強(qiáng)。

（二）空間計(jì)量模型

在檢驗(yàn)出研究對(duì)象具有明顯的空間自相關(guān)性時(shí)，傳統(tǒng)的OLS估計(jì)模型將不再符合研究的需要，此時(shí)應(yīng)該考慮空間因素的影響，建立空間計(jì)量模型進(jìn)行研究。本文運(yùn)用的是基于截面數(shù)據(jù)的空間常系數(shù)回歸模型，通常包括：空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）。

1.SLM模型。SLM模型主要分析空間因素間是否存在相互影響以及相互影響的強(qiáng)度，用來(lái)反映可能存在的空間關(guān)聯(lián)。SLM模型中主要包括自變量X和因變量的空間滯后項(xiàng)Wy，具體可表達(dá)為：

式中，δ為空間自回歸系數(shù)，如果δ通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，且δ≠0，則表示區(qū)域之間確實(shí)存在著相互影響關(guān)系；ε是隨機(jī)干擾項(xiàng)向量。

2.SEM模型。在SEM模型中，區(qū)域間的相互作用主要體現(xiàn)在隨機(jī)干擾項(xiàng)中。空間誤差模型可表示為：

（3）式中ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)；λ為空間誤差自回歸系數(shù)，來(lái)度量誤差項(xiàng)的空間滯后項(xiàng)對(duì)被解釋變量的解釋程度。

三、指標(biāo)選取與模型構(gòu)建

（一）指標(biāo)選取

本文在對(duì)浙江省區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間自相關(guān)性分析時(shí)，采用2005年和2013年①2014年浙江省各縣市人均GDP的數(shù)據(jù)整理不完善，因此選取2013年浙江省人均GDP作為本文研究對(duì)象；一般研究相隔10年的數(shù)據(jù)對(duì)空間統(tǒng)計(jì)的研究效果比較好，浙江省2003年和2005年的數(shù)據(jù)相比之下，2005年浙江省人均GDP更具有代表性，因此選取2005年和2013年近10年的浙江省人均GDP作為研究對(duì)象。浙江省69個(gè)縣市GDP值作為衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的指標(biāo)；在研究水務(wù)市場(chǎng)化對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)影響的實(shí)證分析部分，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，在這里選取浙江省11個(gè)地級(jí)市作為研究對(duì)象。用浙江省各市的財(cái)政支出來(lái)表示政府通過(guò)宏觀調(diào)控對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響；各地級(jí)市年底就業(yè)人數(shù)表示勞動(dòng)力變量；在這里水務(wù)市場(chǎng)化的指標(biāo)選擇2005年和2013年各市的水價(jià)、供水總量和水行業(yè)投資來(lái)表示。但是浙江省統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)沒有直接提供各市水行業(yè)投資，僅提供浙江省省份的水行業(yè)投資、各市的固定資產(chǎn)投資和浙江省的固定資產(chǎn)總投資，在此，本文運(yùn)用已有數(shù)據(jù)，根據(jù)以下公式獲得：

（4）式中，GDZCi表示第i個(gè)地區(qū)的固定資產(chǎn)投資，stz表示浙江省水行業(yè)投資，GDZC表示浙江省固定資產(chǎn)總投資，stzi即為所需的第i個(gè)地區(qū)的水行業(yè)投資。

本文的數(shù)據(jù)主要來(lái)自于《2006年浙江統(tǒng)計(jì)年鑒》、《2014年浙江統(tǒng)計(jì)年鑒》、浙江省水費(fèi)查詢網(wǎng)、中國(guó)水網(wǎng)，且模型中采用的數(shù)據(jù)都是取對(duì)數(shù)形式的。

（二）模型構(gòu)建

本文針對(duì)水務(wù)市場(chǎng)化的三個(gè)衡量指標(biāo)，分別設(shè)定有效水價(jià)變量，有效水行業(yè)投資和有效供水總量。其中有效水價(jià)不僅指本區(qū)域水價(jià)，同時(shí)包括受周圍相鄰區(qū)域污水排放影響而致使本區(qū)域增加的水價(jià)；同理，有效水行業(yè)投資與有效供水總量也是由本區(qū)域和相鄰區(qū)域?qū)е卤緟^(qū)域增加的兩部分組成。在對(duì)三個(gè)水務(wù)市場(chǎng)化變量引入空間因素的同時(shí)，由于三個(gè)變量在空間滯后模型中的計(jì)算機(jī)理如出一轍，因此選取其中一個(gè)變量（水價(jià)）進(jìn)行介紹，在進(jìn)行模型測(cè)算時(shí)，分別將另外兩個(gè)變量引入模型進(jìn)行分析。令δ為水價(jià)的溢出效應(yīng)，現(xiàn)實(shí)中一個(gè)地區(qū)周邊會(huì)有若干個(gè)相鄰地區(qū)，于是本文構(gòu)建的空間變量模型可表示為：

其中Wy為鄰近地區(qū)GDP的加權(quán)求和，δ度量了鄰近地區(qū)解釋變量對(duì)本單元被解釋變量的影響程度，ε=θWε+μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。其中，參數(shù)δ表示樣本觀測(cè)值中的空間依賴作用，即周邊地區(qū)y對(duì)本地y的影響程度。當(dāng)θ=0，δ≠0成立，即為空間滯后模型（SLM），δ在（-1，1）的區(qū)間內(nèi)；若 θ≠0，δ=0即為空間誤差模型（SEM）。

四、浙江省水務(wù)市場(chǎng)化對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)影響的時(shí)空差異分析

（一）浙江省區(qū)域經(jīng)濟(jì)的空間自相關(guān)性分析

在進(jìn)行空間計(jì)量模型分析之前，先來(lái)檢驗(yàn)浙江省69個(gè)縣市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展是否存在空間依賴性，是否需要引入空間因素進(jìn)行分析。本文采用探索性空間數(shù)據(jù)分析方法分析浙江省區(qū)域經(jīng)濟(jì)狀況，主要通過(guò)全局Moran指數(shù)和Moran散點(diǎn)圖的形式來(lái)表現(xiàn)，本文所做的分析利用Geoda①Geoda軟件在制作省級(jí)分布圖、Moran散點(diǎn)圖等比較方便，而且在空間計(jì)量分析中可以進(jìn)行最小二乘法、空間滯后和空間誤差進(jìn)行比較分析。其中圖形為.shp格式，數(shù)據(jù)為.dbf格式，空間權(quán)重矩陣為.gwt格式。軟件實(shí)現(xiàn)。

1.全局自相關(guān)的檢驗(yàn)。通過(guò)計(jì)算全局Moran指數(shù)判斷浙江經(jīng)濟(jì)發(fā)展是否具有全局空間自相關(guān)性。表1顯示了2005年和2013年浙江省69個(gè)縣市人均GDP的全局Moran指數(shù)，分別為0.398 6和0.534 438，均通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，且2013年的Moran值大于2005年，由此說(shuō)明浙江縣域經(jīng)濟(jì)具有正的空間相關(guān)性，而且這種空間相關(guān)性在逐年加強(qiáng)，浙江區(qū)域經(jīng)濟(jì)的集聚特性越來(lái)越突出。

表1 浙江省縣域人均GDP的全局Moran's I統(tǒng)計(jì)值

2.局域自相關(guān)性分析。接下來(lái)使用全局Moran散點(diǎn)圖進(jìn)一步揭示浙江省區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的相關(guān)類型。圖1顯示2005年總共有51個(gè)縣市顯示了正的空間自相關(guān)，其中21個(gè)縣市分布在第一象限，呈現(xiàn)出高-高的集聚特征，說(shuō)明這些城市不僅人均GDP高，而且相互促進(jìn)；30個(gè)縣市分布在第三象限，呈現(xiàn)出低-低的集聚特征，說(shuō)明這些縣市經(jīng)濟(jì)落后，而且相互制約經(jīng)濟(jì)發(fā)展。其余18個(gè)縣市顯示出負(fù)相關(guān)關(guān)系集群，其中12個(gè)縣市分布在第二象限LH區(qū)域，呈現(xiàn)出低-高的集聚特征，說(shuō)明個(gè)別縣市盡管經(jīng)濟(jì)落后，但其周邊縣市的經(jīng)濟(jì)要相對(duì)發(fā)達(dá)；6個(gè)縣市分布在第四象限HL區(qū)域，呈現(xiàn)出高-低的集聚特征，說(shuō)明個(gè)別縣市的高經(jīng)濟(jì)發(fā)展會(huì)制約周邊縣市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。對(duì)比圖1、圖2中2013年總共有55個(gè)縣市顯示了正的空間自相關(guān)，14個(gè)縣市顯示負(fù)的空間自相關(guān)，其中永康市由HL區(qū)域變?yōu)長(zhǎng)L區(qū)域；東陽(yáng)市、新昌縣由HH區(qū)域變?yōu)長(zhǎng)H區(qū)域；天臺(tái)縣由LH變?yōu)長(zhǎng)L區(qū)域。

通過(guò)以上分析我們認(rèn)為浙江經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)顯著的空間集聚現(xiàn)象，存在空間自相關(guān)性，因此在研究自變量對(duì)浙江經(jīng)濟(jì)的影響時(shí)應(yīng)適當(dāng)考慮空間因素，故本文引入空間計(jì)量模型研究水務(wù)市場(chǎng)化的溢出效應(yīng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響。

圖1 2005年浙江省縣域人均GDP的Moran散點(diǎn)圖

圖2 2013年浙江省縣域人均GDP的Moran散點(diǎn)圖

（二）水務(wù)市場(chǎng)化對(duì)浙江經(jīng)濟(jì)影響的空間計(jì)量結(jié)果

在采用空間計(jì)量模型前，首先要通過(guò)檢驗(yàn)拉格朗日乘子統(tǒng)計(jì)量來(lái)判斷空間計(jì)量模型的有效性。表2即為對(duì)2005年和2013年引入空間因素的OLS估計(jì)結(jié)果。

表2 考慮空間因素的OLS估計(jì)結(jié)果

從表2檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，2005年LM（LAG）和R-LMLAG統(tǒng)計(jì)量均通過(guò)5%的顯著性水平檢驗(yàn)，LM（LAG）比 LM（Error）更顯著，且 R-LMLAG顯著，R-LM（Error）不顯著，說(shuō)明可以采用空間滯后模型進(jìn)行研究。2013年在1%的顯著性水平下可以得到同樣的結(jié)論。由此對(duì)2005年和2013年的數(shù)據(jù)分別采用空間滯后模型估計(jì)，結(jié)果如表3所示：

表3 2005年空間滯后模型（SLM）估計(jì)結(jié)果

表3和表4分別為2005年和2013年采用極大似然估計(jì)的空間滯后模型估計(jì)結(jié)果。為方便研究水價(jià)、水行業(yè)投資及水供給總量單個(gè)因素產(chǎn)生的空間影響，模型設(shè)立四種情況，系數(shù)（1）、（2）分別表示只考慮水價(jià)和水行業(yè)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)的空間影響，系數(shù)（3）將水價(jià)和水行業(yè)投資變量同時(shí)加入到模型中，系數(shù)（4）將變量sl加入到（3）中。由表 3和表4可知，分別將水價(jià)和水投資加入模型，模型的結(jié)果都不盡理想，即系數(shù)（1）、（2）模型的效果并不好；系數(shù)（4）中，2005年變量g和自回歸系數(shù)δ沒有通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)，2013年變量g和l未通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)，將系數(shù)（4）與系數(shù)（3）相比較，發(fā)現(xiàn)無(wú)論 2005年還是2013年，系數(shù)（3）的空間滯后模型結(jié)果都更適合對(duì)本文研究加以解釋，即供水總量作為影響水務(wù)市場(chǎng)化水平的因素對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間差異影響不明顯。從系數(shù)（3）結(jié)果可以看出，2005年水價(jià)和水行業(yè)投資共同對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)影響的空間自回歸系數(shù)為-0.025 2，即產(chǎn)生負(fù)的空間溢出效應(yīng)，而2013年空間自回歸系數(shù)為0.043 1，產(chǎn)生明顯的正空間溢出效應(yīng)。

表4 2013年空間滯后模型（SLM）估計(jì)結(jié)果

以上分析結(jié)果是在一階R矩陣的情況下進(jìn)行的空間滯后模型估計(jì)，為更好地說(shuō)明水務(wù)市場(chǎng)化對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)影響的空間表現(xiàn)，結(jié)合以上描述，本節(jié)設(shè)立二階空間權(quán)重矩陣，由于上文研究顯示2013年數(shù)據(jù)擬合的效果比2005年更好，所以我們采用2013 年變量 g、l、sj、stz 對(duì)空間滯后模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表5所示。

表5 2013年空間滯后模型二階R矩陣估計(jì)結(jié)果

對(duì)比表4系數(shù)（3）的結(jié)果，表5可以看到引入二階R矩陣后，空間自相關(guān)系數(shù)減少了，且通過(guò)10%的顯著水平檢驗(yàn)，變量g和sj不顯著，所以認(rèn)為一階相鄰市水價(jià)和水行業(yè)投資對(duì)本地經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的影響更大，二階相鄰市水價(jià)和水行業(yè)投資對(duì)本地經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的影響越來(lái)越小，甚至不明顯，水務(wù)市場(chǎng)化空間溢出效應(yīng)的衰減速度很快。

五、結(jié)論與政策建議

本文運(yùn)用探索性數(shù)據(jù)分析方法分析了浙江省69個(gè)縣域經(jīng)濟(jì)的空間自相關(guān)性，結(jié)果表明浙江省各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在一定的空間依賴性，而且這種依賴作用逐年增強(qiáng)?？紤]到區(qū)域經(jīng)濟(jì)的這種空間依賴性，運(yùn)用前沿的空間計(jì)量模型將水務(wù)市場(chǎng)化與區(qū)域經(jīng)濟(jì)聯(lián)系起來(lái)，實(shí)證分析了浙江省水務(wù)市場(chǎng)化發(fā)展對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響及其空間溢出作用。結(jié)果顯示2005年水務(wù)市場(chǎng)化對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)的空間效應(yīng)，而2013年為正。且水務(wù)市場(chǎng)化對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間效應(yīng)是有界限的，這種空間溢出效應(yīng)隨著距離的增加衰減速度很快。

鑒于以上結(jié)果，本文認(rèn)為水務(wù)產(chǎn)業(yè)實(shí)力雄厚的企業(yè)應(yīng)選擇聯(lián)合重組、跨城市經(jīng)營(yíng)的發(fā)展模式，進(jìn)一步提升企業(yè)的綜合競(jìng)爭(zhēng)實(shí)力，加強(qiáng)地域間的交流合作，充分利用區(qū)域經(jīng)濟(jì)的空間自相關(guān)性以及水務(wù)市場(chǎng)化的空間溢出效應(yīng)，促進(jìn)整個(gè)浙江省經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。且水務(wù)市場(chǎng)化建設(shè)過(guò)程中，不能盲目地加快水務(wù)市場(chǎng)化進(jìn)程，應(yīng)積極尋求合理的水務(wù)市場(chǎng)化結(jié)構(gòu)，進(jìn)而推動(dòng)浙江水務(wù)產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。另外，政府應(yīng)制定一套合理的水務(wù)價(jià)格政策，既要有利于保護(hù)消費(fèi)者利益、體現(xiàn)分配效率，又要有利于刺激水務(wù)企業(yè)優(yōu)化生產(chǎn)要素組合、充分利用規(guī)模經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)，不斷進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新和管理創(chuàng)新，提高生產(chǎn)效率，使水務(wù)企業(yè)具有一定的自我積累和根據(jù)市場(chǎng)需求不斷進(jìn)行水務(wù)投資的能力。

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（責(zé)任編輯：D 校對(duì)：L）

F127.55

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1004-2768（2017）05-0054-05

2017-03-07

張寧（1974-），女，四川榮縣人，博士，杭州電子科技大學(xué)教授，研究方向：水資源管理；閆雅莉（1991-），女，安徽宿州人，杭州電子科技大學(xué)碩士研究生，研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)。