彭倪曼 林雯麗 梁少聰 李桂曉 溫晴雯

摘 要：水務(wù)產(chǎn)業(yè)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要基礎(chǔ)。在一帶一路戰(zhàn)略下，我國(guó)大力發(fā)展中西部經(jīng)濟(jì)，既面臨無(wú)窮的機(jī)遇，也對(duì)水務(wù)行業(yè)提出巨大的挑戰(zhàn)，我國(guó)的水務(wù)行業(yè)如何迎接挑戰(zhàn)，如何把握好難得的契機(jī)，是其進(jìn)行新一輪發(fā)展的關(guān)鍵所在，而絲綢之路沿線節(jié)點(diǎn)城市的水務(wù)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(shí)施過(guò)程中的重中之重。本論文通過(guò)研究一帶一路背景下國(guó)內(nèi)18個(gè)重要節(jié)點(diǎn)城市水務(wù)行業(yè)的相關(guān)企業(yè)數(shù)據(jù)，結(jié)合相關(guān)理論分析與實(shí)證分析，探究已有水務(wù)企業(yè)政企合作項(xiàng)目的發(fā)展特點(diǎn)，并進(jìn)一步通過(guò)尋找適用于國(guó)內(nèi)一帶一路沿線地區(qū)的水務(wù)改革方案和PPP模式，為一帶一路戰(zhàn)略下全國(guó)的水務(wù)發(fā)展提供可參考的模式。

關(guān)鍵詞：水務(wù)；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(xué)者對(duì)這個(gè)專題及其細(xì)分專題進(jìn)行過(guò)研究，但現(xiàn)有的研究成果相對(duì)缺乏數(shù)據(jù)支持，尤其是對(duì)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(shuō)服力較弱。而且，大多數(shù)研究過(guò)于籠統(tǒng)，沒(méi)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(yīng)用性，其實(shí)際應(yīng)用和指導(dǎo)意義不大。這個(gè)問(wèn)題在對(duì)水務(wù)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(guò)分依賴客觀事實(shí)的闡述和純理論分析，由此，本文通過(guò)對(duì)水務(wù)行業(yè)中各方利益進(jìn)行具體而微的分析，從而構(gòu)建一個(gè)較為完善的動(dòng)態(tài)模型，并加以最新的數(shù)據(jù)應(yīng)用分析，進(jìn)一步得出具體適用的PPP應(yīng)用方案。

1 水務(wù)行業(yè)采用PPP模式的可行性

1.1多任務(wù)委托代理模型論證

PPP模式下，在經(jīng)營(yíng)期內(nèi)供水企業(yè)依照與政府的約定進(jìn)行供水，政府負(fù)責(zé)監(jiān)督企業(yè)履行供水的義務(wù)，政府與供水企業(yè)之間互為委托代理關(guān)系，Holmstrom and Milgrom多任務(wù)委托代理模型正適用于這種政企投融資合作模式。對(duì)模型的簡(jiǎn)單推導(dǎo)可以得出，政府、企業(yè)在利潤(rùn)最大化以及股權(quán)比例一定時(shí)，供水量與供水成本呈反向變化關(guān)系，供水成本與水價(jià)呈正向變化關(guān)系，供水量與水價(jià)呈正向變化關(guān)系。

選取水務(wù)企業(yè)供水地區(qū)的收益、人均水資源、人均收入與水務(wù)企業(yè)的償債能力三個(gè)指標(biāo)分別作為上述模型中利潤(rùn)、供水量、水價(jià)與供水成本的替代指標(biāo)，通常來(lái)說(shuō)，供水量增加，人均水資源隨之增加；企業(yè)利潤(rùn)上升，表明企業(yè)收益的增加；企業(yè)償債能力上升，風(fēng)險(xiǎn)承受能力較大，在某種意義上，其供水成本相對(duì)減少；相關(guān)數(shù)據(jù)表明，一個(gè)地區(qū)的人均收入越高，該地區(qū)水價(jià)會(huì)高于同期其他地區(qū)的水價(jià)。

綜上所述，在政企股權(quán)比例不變的情況下，企業(yè)利潤(rùn)達(dá)到最大化時(shí)，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(guān)系，即在PPP模式下，企業(yè)正收益與其社會(huì)正效益在某一股權(quán)比例下的共存是具有理論基礎(chǔ)支撐的。

1.2國(guó)內(nèi)節(jié)點(diǎn)城市企業(yè)數(shù)據(jù)印證

選取國(guó)內(nèi)一帶一路沿線18個(gè)應(yīng)用了PPP模式的水務(wù)企業(yè)作為數(shù)據(jù)采集對(duì)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(xiàng)指標(biāo)的數(shù)據(jù)，依據(jù)PPP模式下政府的股權(quán)比例對(duì)企業(yè)進(jìn)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(guò)簡(jiǎn)單的數(shù)據(jù)分析后發(fā)現(xiàn)：

一方面，在政府前期決策對(duì)水務(wù)項(xiàng)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(duì)于其他三個(gè)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(huì)對(duì)企業(yè)有一定的投融資。

通過(guò)對(duì)這個(gè)區(qū)間的企業(yè)數(shù)據(jù)簡(jiǎn)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(xiàng)目時(shí)，在人均收入越高的地區(qū)，對(duì)水務(wù)企業(yè)投資相對(duì)較?。蝗司Y源越多的地區(qū)，政府對(duì)整體水務(wù)企業(yè)投資力度越大；對(duì)于資產(chǎn)負(fù)債率較高的企業(yè)，政府投資的力度相對(duì)較小。

另一方面，數(shù)據(jù)顯示了在政企合作的實(shí)際效果上，水務(wù)企業(yè)實(shí)際運(yùn)行效果在政企合資的項(xiàng)目里，要大于企業(yè)或者政府獨(dú)資的項(xiàng)目，這說(shuō)明，供水項(xiàng)目實(shí)施PPP模式后提高成效在理論上及實(shí)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(yīng)用EVIEWS等計(jì)量工具對(duì)樣本水務(wù)企業(yè)的營(yíng)業(yè)凈利潤(rùn)率、企業(yè)供水貢獻(xiàn)率、地區(qū)水價(jià)、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(guān)系進(jìn)行分析，進(jìn)而得出，在政企收益最大化時(shí)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(shè)

依據(jù)績(jī)效審計(jì)5E理論設(shè)定PPP模式政企股權(quán)分配決策模型的相關(guān)變量：將衡量效率（efficiency）和有效（effectiveness）的指標(biāo)合并，用供水企業(yè)項(xiàng)目對(duì)所屬地區(qū)供水的貢獻(xiàn)率對(duì)其進(jìn)行衡量，同時(shí)將企業(yè)項(xiàng)目水質(zhì)綜合合格率作為衡量環(huán)保（environment）績(jī)效的數(shù)據(jù)指標(biāo)，將水務(wù)企業(yè)的營(yíng)業(yè)凈利潤(rùn)率作為衡量經(jīng)濟(jì)（economy）績(jī)效的數(shù)據(jù)指標(biāo)，將地區(qū)水價(jià)作為衡量公平（equity）績(jī)效的數(shù)據(jù)指標(biāo)；數(shù)據(jù)選取2016年18個(gè)節(jié)點(diǎn)城市的供水項(xiàng)目相關(guān)數(shù)據(jù)。綜上所述，企業(yè)股權(quán)占比假定與各個(gè)指標(biāo)之間為線性關(guān)系，設(shè)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(wù)企業(yè)的營(yíng)業(yè)凈利潤(rùn)率，D代表企業(yè)供水貢獻(xiàn)率，P代表地區(qū)水價(jià)，Q代表水質(zhì)綜合合格率。

2.2模型應(yīng)用及分析

2.2.1逐個(gè)回歸

分別作 R 關(guān)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(wù)企業(yè)的營(yíng)業(yè)凈利潤(rùn)率對(duì)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(jìn)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(guò)T檢驗(yàn)，因此選擇I，D作為推導(dǎo)模型進(jìn)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(jì)檢驗(yàn)

（1）擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

原來(lái)的R2 = 0.5766，調(diào)整后的R2 =0.5711。企業(yè)股權(quán)占比屬于社會(huì)科學(xué)問(wèn)題，而且這里應(yīng)用的是橫截面數(shù)據(jù)分析，所以R2過(guò)低是正常的，這并不意味著回歸方程沒(méi)有用或解釋變量沒(méi)有解釋因變量的大部分樣本波動(dòng)。

（2）F檢驗(yàn)

提出原假設(shè)為H0：βi=0（i=1，2，3，4）；

備擇假設(shè)為H1：至少有一個(gè)βi≠0（i=1，2，3，4）。

擬合公式中F=105.4097，F(xiàn)0.05（24）=2.78。因?yàn)镕=105.4097>2.78，所以強(qiáng)有力地拒絕原假設(shè)。因此我們可以判斷，方程中的變量確實(shí)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(dǎo)致了高度顯著的F統(tǒng)計(jì)量，這就解釋了我們?yōu)槭裁匆?jì)算F統(tǒng)計(jì)量來(lái)檢驗(yàn)聯(lián)合顯著性，而不是僅僅看R2的大小。

（3）T檢驗(yàn)

提出檢驗(yàn)的原假設(shè)為H0：βi=0（i=1，2，3，4）

由①知：對(duì)于顯著水平0.05，查表可得自由度為24的雙尾檢驗(yàn)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(jì)顯著的，即顯著異于零，可以認(rèn)為企業(yè)的凈利潤(rùn)率、地區(qū)水價(jià)、企業(yè)供水貢獻(xiàn)率、水質(zhì)綜合合格率、對(duì)政企股權(quán)比例有顯著影響。

2.2.4模型的檢驗(yàn)

（1）總體誤差正態(tài)性檢驗(yàn)

Jarque-Bera項(xiàng)的伴隨概率probability與顯著性水平0.0000比較，0.000001<0.05，表明隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)是正態(tài)的假設(shè)成立。（d）

（2）異方差檢驗(yàn)

采用懷特檢驗(yàn)法， 得到回歸模型的統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

懷特檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量 nR 2 ～χ 2 （ h ），h=4 ，由統(tǒng)計(jì)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(duì)模型進(jìn)行修正，以1/^hi為權(quán)重進(jìn)行估計(jì)，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(yàn)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(shè)。

因?yàn)镵=4，dl=1.72 du=1.86， du

運(yùn)用 Eviews8.0 做出擬合值與實(shí)際值的對(duì)照?qǐng)D（圖4）。

圖4 擬合值與實(shí)際值的對(duì)照?qǐng)D

從圖4可以看出，實(shí)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(rùn)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(xiàn)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(jià)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(duì)企業(yè)股權(quán)比例影響最大的是企業(yè)凈利潤(rùn)率。

3 水務(wù)行業(yè)PPP模式發(fā)展建議

綜合上述分析，對(duì)政府未來(lái)決策水務(wù)企業(yè)PPP模式相應(yīng)提出如下發(fā)展建議：

3.1在水資源相對(duì)貧乏的地區(qū)，應(yīng)：加大對(duì)該地區(qū)水務(wù)行業(yè)整體的投入，但應(yīng)該實(shí)施由企業(yè)控股的政企合融資模式；對(duì)人均收入相對(duì)較低的地區(qū)加大投入；在投融資時(shí)應(yīng)該充分考慮企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債能力，對(duì)負(fù)債率較高的企業(yè)應(yīng)相應(yīng)減少投入。

3.2政府投融資供水項(xiàng)目時(shí)可參考按照公式R = -3.0281 + 0.369*I + 0.009*D + 0.0083*P + 0.0293*Q ，對(duì)水務(wù)企業(yè)的凈利潤(rùn)率、企業(yè)供水貢獻(xiàn)率、地區(qū)水價(jià)、水質(zhì)綜合率做好調(diào)查，依據(jù)公式設(shè)置每個(gè)變量的貢獻(xiàn)率，尤其要關(guān)注水務(wù)企業(yè)的凈利潤(rùn)率，通過(guò)對(duì)企業(yè)的資產(chǎn)狀況及盈利模式等分析，選擇恰當(dāng)?shù)腜PP模式，從而使得一個(gè)供水項(xiàng)目達(dá)到效益最大化。

4 結(jié)論

水務(wù)的發(fā)展對(duì)于一帶一路戰(zhàn)略的穩(wěn)健實(shí)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(guān)最新數(shù)據(jù)，對(duì)已實(shí)施一帶一路PPP供水項(xiàng)目的可行性和正效益性進(jìn)行了檢驗(yàn)，并得出了對(duì)于資源匱乏地區(qū)實(shí)施PPP供水項(xiàng)目時(shí)應(yīng)考慮的因素；同時(shí)通過(guò)對(duì)國(guó)內(nèi)18個(gè)節(jié)點(diǎn)城市供水項(xiàng)目的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，得出為達(dá)到項(xiàng)目效益最大化，政府對(duì)供水項(xiàng)目進(jìn)行投融資時(shí)可參考的調(diào)研因素及各個(gè)要素的貢獻(xiàn)率，給出具體科學(xué)的發(fā)展建議。