一帶一路背景下國內(nèi)水務PPP項目利益最大化時的政企股權(quán)比例

彭倪曼 林雯麗 梁少聰 李桂曉 溫晴雯

摘 要：水務產(chǎn)業(yè)是經(jīng)濟發(fā)展的重要基礎。在一帶一路戰(zhàn)略下，我國大力發(fā)展中西部經(jīng)濟，既面臨無窮的機遇，也對水務行業(yè)提出巨大的挑戰(zhàn)，我國的水務行業(yè)如何迎接挑戰(zhàn)，如何把握好難得的契機，是其進行新一輪發(fā)展的關鍵所在，而絲綢之路沿線節(jié)點城市的水務行業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀具有較好的代表性，其穩(wěn)步健康發(fā)展是戰(zhàn)略實施過程中的重中之重。本論文通過研究一帶一路背景下國內(nèi)18個重要節(jié)點城市水務行業(yè)的相關企業(yè)數(shù)據(jù)，結(jié)合相關理論分析與實證分析，探究已有水務企業(yè)政企合作項目的發(fā)展特點，并進一步通過尋找適用于國內(nèi)一帶一路沿線地區(qū)的水務改革方案和PPP模式，為一帶一路戰(zhàn)略下全國的水務發(fā)展提供可參考的模式。

關鍵詞：水務；PPP模式；一帶一路；政企股權(quán)比例

迄今為止，已有不少專家學者對這個專題及其細分專題進行過研究，但現(xiàn)有的研究成果相對缺乏數(shù)據(jù)支持，尤其是對最新數(shù)據(jù)的分析；理論分析與案例的主觀分析偏多，結(jié)論說服力較弱。而且，大多數(shù)研究過于籠統(tǒng)，沒有充分考慮不同地區(qū)的不同背景差異，結(jié)論及建議等缺乏靈活應用性，其實際應用和指導意義不大。這個問題在對水務行業(yè)PPP模式的分析和建議上尤其突出，大多數(shù)研究缺乏量化的數(shù)據(jù)分析，過分依賴客觀事實的闡述和純理論分析，由此，本文通過對水務行業(yè)中各方利益進行具體而微的分析，從而構(gòu)建一個較為完善的動態(tài)模型，并加以最新的數(shù)據(jù)應用分析，進一步得出具體適用的PPP應用方案。

1 水務行業(yè)采用PPP模式的可行性

1.1多任務委托代理模型論證

PPP模式下，在經(jīng)營期內(nèi)供水企業(yè)依照與政府的約定進行供水，政府負責監(jiān)督企業(yè)履行供水的義務，政府與供水企業(yè)之間互為委托代理關系，Holmstrom and Milgrom多任務委托代理模型正適用于這種政企投融資合作模式。對模型的簡單推導可以得出，政府、企業(yè)在利潤最大化以及股權(quán)比例一定時，供水量與供水成本呈反向變化關系，供水成本與水價呈正向變化關系，供水量與水價呈正向變化關系。

選取水務企業(yè)供水地區(qū)的收益、人均水資源、人均收入與水務企業(yè)的償債能力三個指標分別作為上述模型中利潤、供水量、水價與供水成本的替代指標，通常來說，供水量增加，人均水資源隨之增加；企業(yè)利潤上升，表明企業(yè)收益的增加；企業(yè)償債能力上升，風險承受能力較大，在某種意義上，其供水成本相對減少；相關數(shù)據(jù)表明，一個地區(qū)的人均收入越高，該地區(qū)水價會高于同期其他地區(qū)的水價。

綜上所述，在政企股權(quán)比例不變的情況下，企業(yè)利潤達到最大化時，其供水地區(qū)人均水資源、人均收入與企業(yè)償債能力呈現(xiàn)正向關系，即在PPP模式下，企業(yè)正收益與其社會正效益在某一股權(quán)比例下的共存是具有理論基礎支撐的。

1.2國內(nèi)節(jié)點城市企業(yè)數(shù)據(jù)印證

選取國內(nèi)一帶一路沿線18個應用了PPP模式的水務企業(yè)作為數(shù)據(jù)采集對象，獲取企業(yè)供水地的人均水資源量、人均收入、省水利行業(yè)投資額占全省固定投資總額比例、企業(yè)償債能力等4項指標的數(shù)據(jù)，依據(jù)PPP模式下政府的股權(quán)比例對企業(yè)進行分組，按照企業(yè)股權(quán)所占百分比分為100%、[50%，100%）、（0，50%）、0四組。經(jīng)過簡單的數(shù)據(jù)分析后發(fā)現(xiàn)：

一方面，在政府前期決策對水務項目的投資上，企業(yè)股權(quán)占比在[50%，100%）區(qū)間的企業(yè)所在地，人均水資源量相對于其他三個股權(quán)區(qū)間的較低，即在人均水資源較少的地區(qū)，PPP模式都是企業(yè)控股，但不是擁有百分之百股權(quán)，政府會對企業(yè)有一定的投融資。

通過對這個區(qū)間的企業(yè)數(shù)據(jù)簡單的數(shù)據(jù)分析可得：政府在前期與企業(yè)合資投融資項目時，在人均收入越高的地區(qū)，對水務企業(yè)投資相對較??；人均水資源越多的地區(qū)，政府對整體水務企業(yè)投資力度越大；對于資產(chǎn)負債率較高的企業(yè)，政府投資的力度相對較小。

另一方面，數(shù)據(jù)顯示了在政企合作的實際效果上，水務企業(yè)實際運行效果在政企合資的項目里，要大于企業(yè)或者政府獨資的項目，這說明，供水項目實施PPP模式后提高成效在理論上及實際操作中都是存在的。

2 PPP模式政企股權(quán)分配決策模型的建立

應用EVIEWS等計量工具對樣本水務企業(yè)的營業(yè)凈利潤率、企業(yè)供水貢獻率、地區(qū)水價、水質(zhì)綜合合格率等決策影響因素與政企股權(quán)比例之間的關系進行分析，進而得出，在政企收益最大化時的PPP模式政企股權(quán)分配決策模型。

2.1變量解釋及模型假設

依據(jù)績效審計5E理論設定PPP模式政企股權(quán)分配決策模型的相關變量：將衡量效率（efficiency）和有效（effectiveness）的指標合并，用供水企業(yè)項目對所屬地區(qū)供水的貢獻率對其進行衡量，同時將企業(yè)項目水質(zhì)綜合合格率作為衡量環(huán)保（environment）績效的數(shù)據(jù)指標，將水務企業(yè)的營業(yè)凈利潤率作為衡量經(jīng)濟（economy）績效的數(shù)據(jù)指標，將地區(qū)水價作為衡量公平（equity）績效的數(shù)據(jù)指標；數(shù)據(jù)選取2016年18個節(jié)點城市的供水項目相關數(shù)據(jù)。綜上所述，企業(yè)股權(quán)占比假定與各個指標之間為線性關系，設定模型為

R=β。+β1I+β2D+β3P+β4Q+μ

其中R代表企業(yè)股權(quán)占比，I代表水務企業(yè)的營業(yè)凈利潤率，D代表企業(yè)供水貢獻率，P代表地區(qū)水價，Q代表水質(zhì)綜合合格率。

2.2模型應用及分析

2.2.1逐個回歸

分別作 R 關于I、D、P、Q的回歸方程（表1）

表1 一元線性回歸方程

由表1可知：R 與I的擬合優(yōu)度是水務企業(yè)的營業(yè)凈利潤率對企業(yè)股權(quán)占比的影響最大，故選取I的作為初始變量進行回歸。

2.2.2逐步回歸

將其他解釋變量分別代入初始回歸模型，尋求最佳的回歸方程：

在初始模型中引入D后，R2從0.447375提高到0.5127 ，擬合優(yōu)度提高的最多，且參數(shù)I，D均能通過T檢驗，因此選擇I，D作為推導模型進行回歸。依照上述步驟，在逐步引入P、Q、I后，得出最終的回歸方程為：

R=F（I，D，P，Q）

R = 0.3823*I + 0.0089*D + 0.0083*P + 0.03*Q– 3.1706①

（7.9811）（7.2854） （5.1693） （-4.0803）

R2 = 0.5766 D. W=1.81133 S. E=4.74 F=105.4097 N=29

2.2.3統(tǒng)計檢驗

（1）擬合優(yōu)度檢驗

原來的R2 = 0.5766，調(diào)整后的R2 =0.5711。企業(yè)股權(quán)占比屬于社會科學問題，而且這里應用的是橫截面數(shù)據(jù)分析，所以R2過低是正常的，這并不意味著回歸方程沒有用或解釋變量沒有解釋因變量的大部分樣本波動。

（2）F檢驗

提出原假設為H0：βi=0（i=1，2，3，4）；

備擇假設為H1：至少有一個βi≠0（i=1，2，3，4）。

擬合公式中F=105.4097，F(xiàn)0.05（24）=2.78。因為F=105.4097>2.78，所以強有力地拒絕原假設。因此我們可以判斷，方程中的變量確實能解釋球員薪資的某些變化，回歸方程是聯(lián)合顯著的。但看上去很小的R2卻導致了高度顯著的F統(tǒng)計量，這就解釋了我們?yōu)槭裁匆嬎鉌統(tǒng)計量來檢驗聯(lián)合顯著性，而不是僅僅看R2的大小。

（3）T檢驗

提出檢驗的原假設為H0：βi=0（i=1，2，3，4）

由①知：對于顯著水平0.05，查表可得自由度為24的雙尾檢驗的5%臨界值是1.71；

由①知，βi>1.645，在5%的顯著水平上拒絕H0，解釋變量是統(tǒng)計顯著的，即顯著異于零，可以認為企業(yè)的凈利潤率、地區(qū)水價、企業(yè)供水貢獻率、水質(zhì)綜合合格率、對政企股權(quán)比例有顯著影響。

2.2.4模型的檢驗

（1）總體誤差正態(tài)性檢驗

Jarque-Bera項的伴隨概率probability與顯著性水平0.0000比較，0.000001<0.05，表明隨機擾動項是正態(tài)的假設成立。（d）

（2）異方差檢驗

采用懷特檢驗法， 得到回歸模型的統(tǒng)計結(jié)果。

懷特檢驗的統(tǒng)計量 nR 2 ～χ 2 （ h ），h=4 ，由統(tǒng)計結(jié)果可知，nR 2 =98.21在顯著性水平 α=0.05 的情況下，χ 0.05 2 =11.07 ，由于 nR 2 >11.07 ，故存在異方差。（P=0<0.05）為了克服異方差， 采用加權(quán)最小二乘法（ WLS ）對模型進行修正，以1/^hi為權(quán)重進行估計，可得到以下結(jié)果：

R = -3.0281 + 0.369*I + 0.009*D + 0.0083*P + 0.0293*Q

Durbin-Watson stat=1.89

再次采用懷特檢驗法得Prob（F-statistic） 0.890846

P=0.8908>0.05，即使在85%的顯著水平下仍不能拒絕同方差性的原假設。

因為K=4，dl=1.72 du=1.86， du

運用 Eviews8.0 做出擬合值與實際值的對照圖（圖4）。

圖4 擬合值與實際值的對照圖

從圖4可以看出，實際值與擬合值之間非常接近，這表明該回歸模型能較好的擬合原始數(shù)據(jù)，模型結(jié)果較為理想。

綜上所述，回歸方程為R = -3.0281 + 0.369*I + 0.009*D + 0.0083*P + 0.0293*Q 。

I=0.3823，表示企業(yè)的凈利潤率每增加1%，其企業(yè)股權(quán)比例上升0.369%；

D=0.009，表示企業(yè)供水貢獻率每增加1%，其企業(yè)股權(quán)比例上升0.009%；

P=0.0083，表示地區(qū)水價每增加一元，其企業(yè)股權(quán)比例上升0.0083%；

Q=0.0293，表示水質(zhì)綜合率每上升1%，其企業(yè)股權(quán)比例上升0.0293%

其中，對企業(yè)股權(quán)比例影響最大的是企業(yè)凈利潤率。

3 水務行業(yè)PPP模式發(fā)展建議

綜合上述分析，對政府未來決策水務企業(yè)PPP模式相應提出如下發(fā)展建議：

3.1在水資源相對貧乏的地區(qū)，應：加大對該地區(qū)水務行業(yè)整體的投入，但應該實施由企業(yè)控股的政企合融資模式；對人均收入相對較低的地區(qū)加大投入；在投融資時應該充分考慮企業(yè)的資產(chǎn)負債能力，對負債率較高的企業(yè)應相應減少投入。

3.2政府投融資供水項目時可參考按照公式R = -3.0281 + 0.369*I + 0.009*D + 0.0083*P + 0.0293*Q ，對水務企業(yè)的凈利潤率、企業(yè)供水貢獻率、地區(qū)水價、水質(zhì)綜合率做好調(diào)查，依據(jù)公式設置每個變量的貢獻率，尤其要關注水務企業(yè)的凈利潤率，通過對企業(yè)的資產(chǎn)狀況及盈利模式等分析，選擇恰當?shù)腜PP模式，從而使得一個供水項目達到效益最大化。

4 結(jié)論

水務的發(fā)展對于一帶一路戰(zhàn)略的穩(wěn)健實施具有舉足輕重的作用，本文結(jié)合已有研究的理論成果及相關最新數(shù)據(jù)，對已實施一帶一路PPP供水項目的可行性和正效益性進行了檢驗，并得出了對于資源匱乏地區(qū)實施PPP供水項目時應考慮的因素；同時通過對國內(nèi)18個節(jié)點城市供水項目的相關數(shù)據(jù)進行實證分析，得出為達到項目效益最大化，政府對供水項目進行投融資時可參考的調(diào)研因素及各個要素的貢獻率，給出具體科學的發(fā)展建議。