水資源利用秩序及區(qū)域耦合治理研究

陳 凱 ，周铚翔 ，焦 陽

（東北大學(xué)工商管理學(xué)院，遼寧 沈陽110819；2.廣東財(cái)經(jīng)大學(xué)，廣東 廣州 510320）

水資源在經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展中的地位舉足輕重，根據(jù)可持續(xù)發(fā)展要求，水利工作的重心需從原本過分追求水資源總效益轉(zhuǎn)變?yōu)閷?duì)穩(wěn)健高秩序的追求。學(xué)界對(duì)水資源的研究一般從資源利用強(qiáng)度和資源利用效率入手，耦合問題是近幾年的研究熱點(diǎn)，蓋美等[1-2]運(yùn)用可模糊識(shí)別模型研究水資源利用的可持續(xù)發(fā)展，為后人實(shí)證分析打下了良好基礎(chǔ)。然而對(duì)水資源使用情況、利用效率的評(píng)析多忽視了水資源利用的秩序問題，關(guān)于水資源利用秩序耦合的研究則鮮有人知。

1 秩序理論

秩序指系統(tǒng)要素的時(shí)空排列，是機(jī)制的表現(xiàn)形式，機(jī)制則是規(guī)律的反映，所以可通過秩序測度機(jī)制把握資源利用規(guī)律。秩序分縱橫兩向秩序，縱向秩序表示要素之間的相位關(guān)系，橫向表示各要素間的功能聯(lián)系。水資源利用秩序是水資源利用時(shí)空排列縱橫關(guān)系的演化形式。

資源利用秩序設(shè)立精準(zhǔn)的16進(jìn)制標(biāo)尺，縱向與橫向各分8級(jí)。縱向標(biāo)尺由“吉”到“兇”分別為“元”、“亨”、“利”、“貞”、“悔”、“吝”、“厲”、“咎”，量化資源利用系統(tǒng)要素的相位關(guān)系即要素異質(zhì)性時(shí)空差異變化。如果高收入利用主體的收入平均增長速度慢于低收入主體，即收入差距逐漸縮小，其秩序?yàn)椤霸保磺罢呗诤笳咔揖仙?，為“亨”；前者快于后者且均下降，為“貞”；若前者上升，后者下降，則為“厲（害）”。如果各層次人均收入的年均增長穩(wěn)定，其中有一個(gè)層次的人均收入年平均增長率呈上升狀態(tài)，則其秩序?yàn)椤袄?；如果兩者保持不變，其秩序?yàn)椤盎凇?；如果二者增長率均下降，低收入者下降較快，則其秩序?yàn)椤傲摺保蝗魞蓪哟沃g的關(guān)系是相互掠奪，一者所得為另一者所失，其秩序?yàn)椤熬蹋▋矗?。其具體標(biāo)尺見表1。

表1 縱向秩序測度標(biāo)尺

橫向8級(jí)標(biāo)尺由“優(yōu)”到“劣”分別為“延年”、“天醫(yī)”、“生氣”、“輔弼”、“祿存”、“廉貞”、“破軍”、“文曲”，用以測度資源利用系統(tǒng)要素功能的匹配程度[3]。其具體標(biāo)尺見表2。

2 水資源利用縱向秩序測評(píng)

水資源利用縱向秩序用城市和農(nóng)村可支配收入的差距關(guān)系來度量，指標(biāo)選取1999—2016年中、東、西部地區(qū)城市居民可支配收入和農(nóng)村居民可支配收入。

縱向秩序的測度需要計(jì)算收入的年平均增長速度，其具體公式如式（1）所示。

表2 橫向秩序測度標(biāo)尺

由于縱向秩序的評(píng)測標(biāo)尺是根據(jù)年均增長速度的變化情況來確定，所以需要繼續(xù)衡量年均增長速度的增量，即速度年增，具體由式（2）所示。

通過計(jì)算年平均增長速度與速度年增來衡量城鄉(xiāng)收入差距變化，本文將對(duì)東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的水資源利用縱向秩序進(jìn)行測度，其結(jié)果如表3所示。

表3 我國東、中、西2002—2016年水資源利用縱向秩序

縱向秩序從“吉”到“兇”可依次類推為從收斂到發(fā)散的狀態(tài)，上四等秩序城鄉(xiāng)差距呈現(xiàn)平行或收斂態(tài)勢，下四等秩序呈現(xiàn)平行或發(fā)散態(tài)勢。由上述結(jié)果可直觀看出我國東、中、西部地區(qū)的縱向秩序都是在前期維持上四等秩序水平，而在后期有下降的趨勢，從這12年的水平來看，縱向秩序水平成波動(dòng)緩慢向下的發(fā)展趨勢，大部分年份維持在中高秩序水平上，說明城鄉(xiāng)收入差距有一個(gè)緩慢發(fā)散的態(tài)勢，根據(jù)這種趨勢，本文認(rèn)為治理者應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)城鄉(xiāng)的協(xié)調(diào)發(fā)展力度，大力扶持農(nóng)村地區(qū)，增加農(nóng)村的資源供給、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，改善農(nóng)村地區(qū)的生活條件，提高我國東、中、西部地區(qū)的縱向秩序水平。

3 水資源利用橫向秩序測評(píng)

本文通過全要素生產(chǎn)率增長率的測算來表示水資源利用功能聯(lián)系。采用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法（SFA）對(duì)水資源利用全要素生產(chǎn)率（TFP）進(jìn)行測算和分解，式（3）為隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)的一般形式。

其中 Yit和 Xit表示實(shí)際產(chǎn)出和要素投入，f（xit，t）為前沿生產(chǎn)函數(shù)，uit是技術(shù)無效項(xiàng)，其值大于零，服從為實(shí)際產(chǎn)出對(duì)于最優(yōu)產(chǎn)出的距離遠(yuǎn)近，vit則代表隨機(jī)誤差，i代表各個(gè)地區(qū)的省份，t代表時(shí)間序列。由于超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)（Translog）能夠更好地避免估計(jì)偏差，本文采用Translog函數(shù)式

（3）構(gòu)建模型轉(zhuǎn)變?nèi)缡剑?）。

其中，Yit為第t年i省份的產(chǎn)出總量，Xjit和Xmit為第t年的要素j和要素m的投入，j與m表示不同的生產(chǎn)要素投入，若給定生產(chǎn)要素，代入本文所涉及的三個(gè)投入要素，則式（4）轉(zhuǎn)變?yōu)槭剑?）。

其中，β0—β14待估計(jì)的參數(shù)，εit=vit-uit，t為趨勢變量，反映技術(shù)效率變化結(jié)果，一般從1開始取值，K、L和G分別代表資本、勞動(dòng)力和水資源利用建設(shè)投入。

技術(shù)效率反映的是生產(chǎn)者實(shí)際產(chǎn)出與理論最大產(chǎn)出之間的差距，具體公式如式（6）

用Frontier4.1程序?qū)夹g(shù)效率的每年的平均值進(jìn)行估計(jì)，而技術(shù)效率的變化率可通過式（7）計(jì)算而得。

技術(shù)進(jìn)步指現(xiàn)有技術(shù)水平的高低決定了生產(chǎn)者能夠在既定資源中獲得的最大產(chǎn)值，對(duì)前沿生產(chǎn)函數(shù)中的t求偏導(dǎo)，具體見式（8）。

根據(jù)增長核算法對(duì)TFP的測算，在控制要素投入后的生產(chǎn)率變化可表示為技術(shù)進(jìn)步與技術(shù)效率改進(jìn)之和，如式（9）所示。

由于TFP增長率計(jì)算的是增長核算中的剩余殘值，其可以表示為式（10）所示。

其中Sj是要素j所占的要素總成本份額，并且，為要素j的變化率。

對(duì)式（5）進(jìn)行全微分，可得到TFP增長率的分解式，如式（11）所示，等式右邊分別為技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)效率改進(jìn)、規(guī)模效率改進(jìn)以及配置效率改進(jìn)四大部分。

對(duì)于TFP及其分解部分的測算需要收集和處理我國2001-2015年間水資源利用產(chǎn)出、勞動(dòng)投入、資本投入和水資源投入數(shù)據(jù)。水資源產(chǎn)出選取各個(gè)地區(qū)的供水總量，采用均值法對(duì)缺失年數(shù)據(jù)進(jìn)行估算；勞動(dòng)投入選取各個(gè)地區(qū)水利部門技術(shù)人員數(shù)量；水資源投入選取以2000年為基年的CPI價(jià)格指數(shù)平減后的各個(gè)地區(qū)歷年水利建設(shè)完成投資數(shù)據(jù)；資本投入采用張軍（2004）[4]固定資本存量計(jì)算方法。

運(yùn)用Frontier4.1軟件對(duì)上述SFA模型進(jìn)行估計(jì)，并運(yùn)用EXCEL進(jìn)行數(shù)據(jù)結(jié)果處理，本文選取2002-2016年中國東、中、西部地區(qū)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，估計(jì)結(jié)果如表4。

根據(jù)表4，可以看出東、中、西三地區(qū)SFA模型的gamma值均接近于1且通過了T-檢驗(yàn)，證明模型誤差的主要來源為技術(shù)非效率效應(yīng)決定的。且Frontier4.1顯示三地區(qū)的LR檢驗(yàn)值分別為576、400、477，均通過了檢驗(yàn)，可見用SFA模型估計(jì)是合理的。由其對(duì)應(yīng)的T-統(tǒng)計(jì)量來分析隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)的自變量參數(shù)的估計(jì)值，絕大部分的β值都以90的概率拒絕原假設(shè)，從而模型的擬合效果良好。

表5顯示我國東部地區(qū)2002—2005年間水資源利用橫向秩序有所改善，其主要是全要素生產(chǎn)率中的配置效率有所改進(jìn)，2005年以后開始出現(xiàn)下滑，說明生產(chǎn)者能夠合理安排要素投入的比例的能力下降。其他三個(gè)部分常年間為負(fù)值，說明我國東部地區(qū)的技術(shù)改進(jìn)效果差，成效不佳，規(guī)模報(bào)酬能力較差。我國在2008年以后水資源利用橫向秩序處于很差的位置，急需改進(jìn)。

表6顯示中部地區(qū)2002—2006年間水資源利用橫向秩序處于較好的秩序等級(jí)，期間2004年有較大的波動(dòng)，其主要由于配置效率的增長率由正變負(fù)，而規(guī)模效率改進(jìn)增長率放緩，導(dǎo)致全要素生產(chǎn)負(fù)增長，秩序降為“廉貞”。2008年以后開始下降。從整個(gè)研究年限來看，該地區(qū)的規(guī)模效率改進(jìn)一直都處于負(fù)增長狀態(tài)，技術(shù)效率改進(jìn)呈穩(wěn)定正增長態(tài)勢，我國中部地區(qū)水資源利用橫向秩序呈階梯式下降。

表42002—2016年我國區(qū)域水資源利用SFA函數(shù)估計(jì)值

表52002—2016年我國東部地區(qū)水資源利用橫向秩序

表7顯示2003—2006年西部地區(qū)橫向秩序良好，2016年開始下滑，水資源利用橫向秩序較差，15年中有12個(gè)年份的全要素增長率為負(fù)，且規(guī)模效率改進(jìn)常年為負(fù)值，這些年份的橫向秩序水平均為下四等的發(fā)散水平。此外，西部地區(qū)在此期間有8年達(dá)到了第七等的“破軍”水平，說明期間橫向秩序很差，總體來看西部地區(qū)水資源利用橫向秩序水平長期處于低等水平。

表62002—2016年我國中部地區(qū)水資源利用橫向秩序

表72002—2016年我國西部地區(qū)水資源利用橫向秩序

4 水資源利用區(qū)域總秩序

以輕重度量秩序是中國傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)的精髓。秩序較重，水資源經(jīng)濟(jì)貼近其規(guī)律運(yùn)行；秩序較輕，水資源經(jīng)濟(jì)遠(yuǎn)離其規(guī)律運(yùn)行。秩序輕重是水資源經(jīng)濟(jì)實(shí)際運(yùn)行與目標(biāo)理想運(yùn)行之間距離遠(yuǎn)近的度量。縱向重量測度水資源利用主體相對(duì)位置及活動(dòng)范圍與目標(biāo)地位及范圍之間的距離，重者，距離短，輕者，距離長；橫向重量測量水資源利用全要素生產(chǎn)率與目標(biāo)函數(shù)前沿生產(chǎn)率（最優(yōu)水平）之間的距離，重者，距離近，輕者，距離遠(yuǎn)。2002—2016年東、中、西部地區(qū)水資源利用秩序輕重及其接近目標(biāo)水平的運(yùn)行狀態(tài)（最優(yōu)水平）如圖1所示。

圖12002—2016年東、中、西部地區(qū)水資源利用總秩序

根據(jù)圖1顯示，我國2002—2016年東、中部地區(qū)水資源利用的總秩序輕重在逐步下降，期間波動(dòng)幅度較大，從中、上水平秩序緩慢下降到中、下水平秩序，其重量在不斷減輕，說明我國東、中部地區(qū)的水資源利用的實(shí)際距離逐步偏離在最優(yōu)情況。西部地區(qū)水資源利用的總秩序長期處于低水平，與其他兩個(gè)地區(qū)相差有兩個(gè)秩序等級(jí)水平，并仍有惡化的趨勢。東、中、西三個(gè)地區(qū)水資源利用秩序在2002—2016年間均波動(dòng)頻繁，總體趨勢由中高向低逐漸從理想狀態(tài)偏離。水資源利用橫向秩序反映水資源要素生產(chǎn)率從整體考察其功能發(fā)揮到目標(biāo)（最優(yōu)）狀態(tài)的程度。2002年，中部水資源要素發(fā)揮正常，處于“天醫(yī)”水平，而東部、西部地區(qū)水資源要素只處于七等“破軍”水平。在隨后各年中，各地區(qū)水資源要素生產(chǎn)率不斷波動(dòng)。東部、中部、西部地區(qū)都呈現(xiàn)一種隔年波動(dòng)的狀態(tài)。2015年以后，我國東部、中部、西部地區(qū)水資源利用橫向秩序處在2～3級(jí)水平，要素生產(chǎn)率發(fā)揮開始遠(yuǎn)離理想水平，中部和西部地區(qū)處于第七等“破軍”等級(jí)，東部地區(qū)處于第八等“文曲”狀態(tài)，要素生產(chǎn)率發(fā)揮背離目標(biāo)水平，說明近幾年我國區(qū)域水資源利用要素生產(chǎn)率水平低下。西部水資源要素低績效主要受制于技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)，東部水資源要素低績效主要原因是高交易成本，而高交易成本緣于水資源使用群體龐大及區(qū)位高地租，中部地區(qū)水資源要素低績效主要由資源的不足需要跨流域調(diào)水等增加了水資源的用水成本。因此，降低交易費(fèi)用成為提升水資源利用績效及秩序的主要途徑。

距離不僅是交易費(fèi)用的代理變量，而且是量化秩序的核心變量。提升水資源利用秩序就是縮小水資源利用主體地位相對(duì)距離及其要素生產(chǎn)率與目標(biāo)水平的差距，也就是降低水資源利用直接費(fèi)用，提高水利建設(shè)績效，通過技術(shù)改進(jìn)增加水利投資固定資產(chǎn)的折舊年限，減少由跨區(qū)域調(diào)水的成本增大的問題。

5 水資源利用秩序耦合研究

“耦合”指兩個(gè)或兩個(gè)以上的體系之間相互作用之間的關(guān)系問題[5]，本文采取如式（12）的耦合模型。

其中Cni為第i年n個(gè)系統(tǒng)的耦合度，Uni為第i年n個(gè)系統(tǒng)秩序評(píng)分。顯然，當(dāng) U1=U2=…=Uni時(shí)，Cni取得最大值1，即n個(gè)系統(tǒng)耦合度的取值范圍Cni∈（0，1]。

由于耦合協(xié)調(diào)度能夠更好地反映各個(gè)地區(qū)總體的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展?fàn)顩r，本文引進(jìn)如式（13）的耦合協(xié)調(diào)模型。

其中，加權(quán)綜合秩序評(píng)分 Ti=β1U1i+β2U2i+…+βnUni，權(quán)重 β1，β2，…，βn為待定系數(shù)，由于本文研究的是東中西部三個(gè)區(qū)域耦合發(fā)展情況，三個(gè)區(qū)域相互獨(dú)立，故本文權(quán)重選取為顯然Ti的最大值為1，故耦合協(xié)調(diào)度 Di∈（0，1]。

考慮到各個(gè)地區(qū)內(nèi)橫向秩序與縱向秩序的耦合協(xié)調(diào)狀況的好壞可能會(huì)對(duì)總秩序耦合產(chǎn)生影響，本文對(duì)系統(tǒng)秩序評(píng)分進(jìn)行修正，如式（14）所示。

其中αni為第i年第n個(gè)地區(qū)內(nèi)橫向秩序與縱向秩序的耦合協(xié)調(diào)度，其計(jì)算公式見式（12）與式（13）。

考慮到各個(gè)地區(qū)之間的橫向秩序與縱向秩序輕重的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展?fàn)顩r，采用如下公式對(duì)耦合協(xié)調(diào)度模型進(jìn)行修正，具體如式（15）所示。其中，Z2n為n個(gè)地區(qū)兩種子秩序之間耦合協(xié)調(diào)度，具體計(jì)算公式見式（12）和式（13），總共有 2n種可能的計(jì)算結(jié)果，ωi為第i年的協(xié)調(diào)修正系數(shù)，式（16）為修正后的耦合協(xié)調(diào)度模型。

文章為三地區(qū)耦合模型，故n=3，

其具體耦合協(xié)調(diào)度計(jì)算結(jié)果如圖2所示。

圖2 我國東、中、西部地區(qū)耦合協(xié)調(diào)變化

在不考慮各個(gè)地區(qū)總秩序水平的情況下，我國東、中、西部地區(qū)區(qū)域間耦合度多年達(dá)到了90分的高水平耦合狀態(tài)，符合我國協(xié)調(diào)發(fā)展的態(tài)勢。根據(jù)耦合協(xié)調(diào)度測算結(jié)果，我國東、中、西部地區(qū)水資源利用耦合協(xié)調(diào)度相比耦合度都有不同程度的下降，這表示我國宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀態(tài)的整體性及區(qū)域間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的緊密性，在整體宏觀經(jīng)濟(jì)上行的狀態(tài)，我國東、中、西部地區(qū)都有不同程度的上行，反之亦反。從各年區(qū)域間耦合協(xié)調(diào)度的變化來分析，我國東、中、西部地區(qū)耦合協(xié)調(diào)度存在逐年波動(dòng)向下的態(tài)勢，表明我國區(qū)域水資源利用有待提升。

6 結(jié)論與討論

文章主要通過使用資源利用秩序測度模型和區(qū)域耦合協(xié)調(diào)模型對(duì)我國東、中、西部地區(qū)的水資源利用縱向秩序和橫向秩序進(jìn)行具體測度，然后把東、中、西部地區(qū)測度的結(jié)果進(jìn)行秩序考評(píng)，對(duì)東、中、西部地區(qū)考分進(jìn)行耦合分析，從而得出我國區(qū)域水資源利用耦合協(xié)調(diào)關(guān)系。結(jié)果表明我國2002—2016年東、中、西部地區(qū)水資源利用秩序耦合度較高，基本穩(wěn)定在高水平耦合，但耦合協(xié)調(diào)度較低，呈波動(dòng)式下降趨勢，證明我國區(qū)域水資源利用秩序不穩(wěn)定，水資源利用流動(dòng)有序程度低，水資源利用秩序有很大的提升空間。