孫才志 馬奇飛 李素娟

摘要：在SBM-Malmquist全要素生產(chǎn)率指數(shù)模型的基礎上，通過構建VAR模型，對群組前沿下中國東、中、西部水資源綠色效率TFP及其分解指數(shù)進行脈沖響應函數(shù)分析，旨在對中國水資源綠色效率未來發(fā)展趨勢進行預測，為各地區(qū)有針對性地提高水資源綠色效率提供依據(jù)。研究表明：中國水資源綠色效率TFP及其分解指數(shù)在1%的顯著水平下呈一階單整序列，并具有長期且穩(wěn)定的均衡性，東、中、西部VAR模型均通過了平穩(wěn)性檢驗，滿足后續(xù)分析的運行條件；通過脈沖響應和方差分解分析可知，未來中國水資源綠色效率TFP受其自身影響明顯，但有下降趨勢；東部地區(qū)TFP的增長有賴于技術進步的提高（其貢獻度高達20%），中部地區(qū)主要依賴于管理水平的提高和生產(chǎn)規(guī)模的擴大，而西部地區(qū)得益于技術進步、純技術效率和規(guī)模效率的協(xié)同發(fā)展。模型較好地模擬了TFP本身及其分解指數(shù)對水資源綠色效率TFP的影響，證明了VAR模型在水資源綠色效率研究中應用的合理性。

關鍵詞：水資源綠色效率；SBM模型；VAR模型；脈沖響應函數(shù)；方差分解

中圖分類號：TV211.1 文獻標志碼：A doi：10.3969/i.issn.1000-1379.2018.02.010

當前，我國在水資源開發(fā)利用過程中存在著3個明顯的問題：①水資源短缺與利用效率低下共存；②水環(huán)境惡化與水生態(tài)失衡共存；③制度建設無法滿足水資源可持續(xù)利用的要求。針對這些問題，國務院于2012年發(fā)布了《關于實行最嚴格水資源管理制度的意見》，同時劃定了用水總量、用水效率和水功能區(qū)限制納污“三條紅線”，并將提高用水效率放在突出位置。黨的十九大報告指出：“建設生態(tài)文明是中華民族永續(xù)發(fā)展的千年大計，必須堅持節(jié)約資源和保護環(huán)境的基本國策，實行最嚴格的生態(tài)環(huán)境保護制度，形成綠色發(fā)展方式和生產(chǎn)方式，堅持走生產(chǎn)發(fā)展、生活富裕、生態(tài)良好的文明發(fā)展道路?！彼Y源是國家永續(xù)發(fā)展的重要資源，水資源綠色效率研究是時代發(fā)展的要求，對解決中國水資源短缺問題具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

早期的水資源利用效率研究主要集中在工業(yè)、農(nóng)業(yè)、城市生活用水效率的測度等方面，其側重點大多僅考慮經(jīng)濟效益，即把GDP作為唯一產(chǎn)出，這顯然不符合社會發(fā)展的實際生產(chǎn)過程。孫才志等、馬海良等對水資源利用效率的驅動因素和影響機理進行了探索，并嘗試將污染物作為非期望產(chǎn)出納入水資源利用效率評價體系中，得到了廣大學者的認同。上述研究豐富了水資源利用效率評價體系，為水資源的高效利用提供了重要的理論支撐，但依然存在以下不足：①把我國作為一個整體研究對象，認為全國各地具有相同的生產(chǎn)前沿，然而我國是一個區(qū)域資源稟賦差異極大的國家，各地區(qū)在資本稟賦、勞動力稟賦、水資源稟賦等方面存在較大差異，因而不同地區(qū)可能面對著不同的生產(chǎn)前沿，如果不將地區(qū)差異考慮進去，繼續(xù)采用總體樣本對水資源利用效率進行評價，就勢必對各地區(qū)真實的水資源利用效率測度造成誤差；②僅對我國當前的用水效率進行測度，而沒有對未來水資源利用效率的發(fā)展趨勢作出預測，因此其結果具有一定的時限性，不符合可持續(xù)發(fā)展的要求；③僅考慮了水資源利用所帶來的經(jīng)濟和環(huán)境效益，未考慮社會效益，而“以人為本”的綠色發(fā)展理念要求我們實現(xiàn)經(jīng)濟-社會-環(huán)境的協(xié)同發(fā)展，因此把社會發(fā)展指數(shù)納入水資源利用效率評價體系中顯得尤為重要。

鑒于此，筆者運用SBM-Malmquist全要素生產(chǎn)率（TFP）指數(shù)模型，對我國東部、中部、西部三大地區(qū)水資源綠色效率TFP及其分解指數(shù)進行測度，并通過構建VAR模型，對各地區(qū)水資源綠色效率TFP及其分解指數(shù)進行脈沖響應函數(shù)分析，以及對中國水資源綠色效率未來發(fā)展趨勢進行預測，以期為各地區(qū)有針對性地提高水資源綠色效率提供依據(jù)。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 SBM-DEA模型

傳統(tǒng)的數(shù)據(jù)包絡分析法（DEA）在測度用水效率時僅考慮經(jīng)濟效益，而不考慮非期望產(chǎn)出所帶來的影響，這與實際的生產(chǎn)過程不相符，忽視了投入與產(chǎn)出的松弛性問題。Tone提出的非徑向、非角度基于松弛變量的SBM模型，將各投入產(chǎn)出的松弛變量直接納入到目標函數(shù)中，解決了松弛變量對測度值的影響。模型表達式為式中：SEC、PEC分別為規(guī)模效率變化指數(shù)、純技術效率變化指數(shù)。

TFP>1表示全要素生產(chǎn)率提高，TFP<1表示全要素生產(chǎn)率下降，TFP=1表示全要素生產(chǎn)率沒有變化（即保持穩(wěn)定），EC、TC、SEC、PEC與TFP判定標準相同。

1.3 VAR模型

向量自回歸（VAR）是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質建立模型，把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為所有內(nèi)生變量的滯后值來構造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到多元時間序列變量組成的“向量”自回歸模型。應用VAR模型進行運算的步驟：①變量平穩(wěn)性檢驗；②滯后階數(shù)的確定；③協(xié)整性檢驗（鑒于本文有4個變量，因此選擇Johansen檢驗方法進行協(xié)整性檢驗）；④脈沖響應分析；⑤方差分解分析。

1.4 指標選取及數(shù)據(jù)處理

本文使用的所有數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（2001-2015）、《中國水資源公報》（2000-2014）、《中國環(huán)境年鑒》（2001-2015）和《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》。限于數(shù)據(jù)的可得性，本文的研究范圍不包括香港、澳門和臺灣地區(qū)。具體指標說明如下。

（1）水足跡：具體說明見文獻。

（2）勞動力：生產(chǎn)過程中實際投入的勞動量，用三大產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員來表示。

（3）資本存量：運用永續(xù)盤存法來計算，并參照單豪杰的算法。

（4） GDP：以1990年為基期的國內(nèi)生產(chǎn)總值作為期望產(chǎn)出。

（5）社會發(fā)展指數(shù)（SDI）：參照文獻，建立指標體系（見表1），計算方法見文獻。

（6）灰水足跡：取灰水足跡總量作為非期望產(chǎn)出，具體算法見文獻。

2 結果分析

2.1 平穩(wěn)性檢驗

運用Eviews 8.0中的LLC檢驗（針對共同單位根）、IPS檢驗（針對單個體單位根）和ADF-Fisher檢驗3種方法分別對中國東部、中部、西部地區(qū)水資源綠色效率TFP及其分解指數(shù)進行平穩(wěn)性檢驗，結果見表2。由表2可知其一階差分序列均通過顯著性水平為1%的檢驗，因此各地區(qū)水資源綠色效率TFP及其分解指數(shù)均為一階單整序列。

2.2 滯后階數(shù)的確定

運用Eviews 8.0對VAR模型的最大滯后階數(shù)進行判定，結果見表3。由表3可知，VAR模型的4個評價統(tǒng)計指標（最終預測誤差FPE、赤池信息量準則AIC、施瓦茨信息準則SC、漢南-奎因信息準則HQ）對三大地區(qū)選擇的滯后階數(shù)均為1，因此將VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)確定為1階。以此建立VAR模型，并確定協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后階數(shù)為0。

2.3 協(xié)整性檢驗及模型穩(wěn)定性檢驗

運用Johansen協(xié)整檢驗方法來檢驗中國三大地區(qū)水資源綠色效率TFP與其自身及其分解指數(shù)之間是否存在長期且穩(wěn)定的均衡關系，結果見表4。

從跡統(tǒng)計量結果來看，東部、中部、西部三大地區(qū)跡統(tǒng)計量均大于顯著性水平為0.05的臨界值，表明在5%顯著性水平下，各地區(qū)水資源綠色效率TFP與其自身及其分解指數(shù)之間存在協(xié)整關系。

2.4 脈沖響應分析

基于水資源綠色效率TFP對其自身及其分解指數(shù)的向量自回歸模型，對東部、中部、西部三大地區(qū)的脈沖響應效果差異進行分析。

2.4.1 東部地區(qū)脈沖響應分析

從圖1（a）可以看出，東部地區(qū)水資源綠色效率TFP對其自身一個標準差單位沖擊的響應僅在第1年顯著為正，從第2年開始逐漸下降至最低點，在第3年之后有所回升，并在第5年由負變正，表明東部地區(qū)水資源綠色效率TFP受自身影響波動較大；從圖1（b）可以看出，水資源綠色效率TFP對技術進步（TC）的沖擊在第1年沒有響應，第2年開始有了明顯的正向作用并達到最大值，之后逐漸由正變負，雖然在第4年有所回升，但結果始終為負，表明在第2年技術進步對東部水資源綠色效率TFP的提高有積極作用；圖1（c）顯示，水資源綠色效率TFP對純技術效率（PEC）沖擊的響應與對技術進步?jīng)_擊的響應表現(xiàn)為相同的變化趨勢，但其效果明顯劣于技術進步；圖1（d）顯示，TFP對規(guī)模效率（SEC）沖擊的響應始終為負，但響應程度不高。綜上所述，未來東部地區(qū)水資源綠色效率TFP的提高主要依靠技術進步和純技術效率的提升，而規(guī)模的擴大將阻礙水資源綠色效率TFP的提高。

2.4.2 中部地區(qū)脈沖響應分析

從圖2（a）可知，中部地區(qū)水資源綠色效率TFP對其自身的沖擊響應軌跡與東部地區(qū)的相似，僅在第1年有顯著的正向作用，而后在波動中趨于穩(wěn)定狀態(tài)，表明中部地區(qū)水資源綠色效率TFP受自身內(nèi)部影響明顯；從圖2（b）可以看出，水資源綠色效率TFP對技術進步（TC）沖擊的響應軌跡與0軸幾乎重合，表明技術進步對水資源綠色效率TFP的提高沒有影響；圖2（c）顯示口FP對純技術效率（PEC）的沖擊在第1年沒有響應，在第2年表現(xiàn)為顯著的負向作用，而后逐漸由負變正并趨于穩(wěn)定狀態(tài)，說明純技術效率在未來2a對TFP的提升起阻滯作用，但隨著時間的推移，中部地區(qū)的經(jīng)營水平和管理手段會逐漸提高，并對TFP的提升發(fā)揮正向作用；圖2（d）顯示，TFP對規(guī)模效率（SEC）沖擊的響應始終為正，表明中部地區(qū)擴大生產(chǎn)規(guī)模將有利于水資源綠色效率TFP的提升。綜上所述，中部地區(qū)未來水資源綠色效率TFP的提升主要依靠純技術效率和規(guī)模效率的提高，技術進步的作用沒有發(fā)揮出來，因此中部地區(qū)在提高管理水平和擴大生產(chǎn)規(guī)模的同時，需要注意對新興技術引進與利用，并加大對新技術的研發(fā)投入力度，從而使技術進步成為水資源綠色效率TFP新的增長動力。

2.4.3 西部地區(qū)脈沖響應分析

從圖3（a）可以看出，西部地區(qū)水資源綠色效率TFP對其自身的沖擊響應波動較大，在第1年響應程度最大，第2年下降至0軸以下最低點，第3年有所回升并發(fā)揮正向作用，而后又逐漸下降至0軸以下并趨于穩(wěn)定，表明西部地區(qū)水資源綠色效率TFP受自身影響強烈，但有下降的趨勢；從圖3（b）可以看出，水資源綠色效率TFP對技術進步（TC）沖擊的響應在第1年沒有響應，在第2年呈現(xiàn)明顯的正向影響，在第4年下降至0軸以下最低點并保持穩(wěn)定，表明在未來3a內(nèi)，技術進步對水資源綠色效率TFP的提升有積極的正向作用；從圖3（c）可以看出，TFP對純技術效率（PEC）沖擊的響應在前3a呈顯著的負向作用，在第4年回升到0軸以上發(fā)揮正向作用，表明未來3a純技術效率會阻礙水資源綠色效率TFP的提升，但隨著管理水平的提高，從第4年開始純技術效率將有助于TFP的增長；圖3（d）顯示，TFP對規(guī)模效率（SEC）沖擊的響應軌跡與技術進步表現(xiàn)為相似的變化趨勢，前3a發(fā)揮正向作用，而后下降至。軸以下并趨于穩(wěn)定。綜上所述，西部地區(qū)水資源綠色效率TFP的提升在前3a主要依靠技術進步和生產(chǎn)規(guī)模的擴大，之后則主要依靠經(jīng)營水平和管理手段的改善。因此，西部地區(qū)在未來的發(fā)展中，一方面需要不斷提升管理水平，另一方面則要防止生產(chǎn)規(guī)模的盲目擴大，并注重新技術的引進和研發(fā)，從而使技術進步、純技術效率和規(guī)模效率齊頭并進，共同促進水資源綠色效率TFP的增長。

2.5 方差分解分析

為了進一步定量分析各影響因素對水資源綠色效率TFP貢獻的大小，本文在VAR模型基礎上，對各地區(qū)水資源綠色效率TFP進行方差分解，結果見表5。

從表5可以看出，經(jīng)過5個預測年之后，東部、中部、西部三大地區(qū)水資源綠色效率TFP變化已基本穩(wěn)定，TFP波動的主要影響來源于TFP本身，但從其變化趨勢可以看出，其影響力逐漸減弱。就各分解指數(shù)而言，東部地區(qū)技術進步（TC）對水資源綠色效率TFP貢獻率最大，超過了20%，其次是純技術效率（PEC），規(guī)模效率（SEC）最小，從長期來看，技術進步對TFP的貢獻率有減小的趨勢，純技術效率和規(guī)模效率對TFP的貢獻率有略微增加趨勢；中部地區(qū)各分解指數(shù)對TFP的貢獻率從高到低依次為純技術效率（PEC）、規(guī)模效率（SEC）和技術進步（TC），其中純技術效率貢獻率超過15%，但從第4年之后有下降的趨勢，而規(guī)模效率和技術進步貢獻率逐年上升，增幅分別為3.24%和0.85%；西部地區(qū)對水資源綠色效率TFP貢獻率從高到低依次為純技術效率（PEC）、規(guī)模效率（SEC）和技術進步（TC），在第2年三者之間差異不大，但從第3年開始，純技術效率貢獻率快速增加，增幅高達8.76%，技術進步也呈小幅增長趨勢，而規(guī)模效率在經(jīng)過短暫下降之后也呈現(xiàn)上升趨勢，并于第7年趨于穩(wěn)定狀態(tài)。綜上所述，在未來的發(fā)展中，除水資源綠色效率TFP本身以外，東部地區(qū)TFP的增長主要依靠技術進步和純技術效率，中部地區(qū)主要依靠純技術效率和規(guī)模效率，西部地區(qū)則依靠技術進步、純技術效率和規(guī)模效率的協(xié)同發(fā)展。因此，中部和西部地區(qū)在不斷提高管理水平和擴大生產(chǎn)規(guī)模的同時，要注重新技術的研發(fā)與引進，不斷提高水資源利用水平，使技術進步成為水資源綠色效率TFP增長的新動力，而東部地區(qū)則要防止生產(chǎn)規(guī)模盲目擴大，以此來防止效率下降。

3 結論

（1）中國各地區(qū)水資源綠色效率TFP及其分解指數(shù)的一階差分序列通過了1%顯著水平下的平穩(wěn)性檢驗，確定了VAR模型和協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后階數(shù)分別為1和0，協(xié)整檢驗結果表明中國三大地區(qū)水資源綠色效率TFP與其自身及其分解指數(shù)之間存在長期且穩(wěn)定的均衡關系，且三大地區(qū)VAR模型均是穩(wěn)定的，可以進行后續(xù)分析，分析結果可靠。

（2）脈沖響應分析表明，我國水資源綠色效率TFP受自身內(nèi)部影響強烈，但有減弱的趨勢。除此之外，東部地區(qū)受技術進步和純技術效率影響顯著，技術進步尤為明顯；中部地區(qū)受純技術效率和規(guī)模效率的影響較大；西部地區(qū)水資源綠色效率TFP的提升，在前3a依賴于技術進步和規(guī)模效率，而后則主要依靠純技術效率的提高。

（3）方差分解結果表明，在未來的發(fā)展中，中國水資源綠色效率TFP受本身影響最大，除此之外，東部地區(qū)還依賴于技術進步的提高，中部地區(qū)主要得益于純技術效率和規(guī)模效率的提高，而西部地區(qū)則依賴于技術進步、純技術效率和規(guī)模效率的協(xié)同發(fā)展。這與脈沖響應分析結果一致，也證明了VAR模型在水資源綠色效率研究中的應用是合理的。