陳 凱 ，周铚翔 ，焦 陽

（東北大學工商管理學院，遼寧 沈陽110819；2.廣東財經(jīng)大學，廣東 廣州 510320）

水資源在經(jīng)濟社會發(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Ψ€(wěn)健高秩序的追求。學界對水資源的研究一般從資源利用強度和資源利用效率入手，耦合問題是近幾年的研究熱點，蓋美等[1-2]運用可模糊識別模型研究水資源利用的可持續(xù)發(fā)展，為后人實證分析打下了良好基礎(chǔ)。然而對水資源使用情況、利用效率的評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)要素的時空排列，是機制的表現(xiàn)形式，機制則是規(guī)律的反映，所以可通過秩序測度機制把握資源利用規(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空排列縱橫關(guān)系的演化形式。

資源利用秩序設(shè)立精準的16進制標尺，縱向與橫向各分8級。縱向標尺由“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，其秩序為“元”；前者慢于后者且均上升，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，其中有一個層次的人均收入年平均增長率呈上升狀態(tài)，則其秩序為“利”；如果兩者保持不變，其秩序為“悔”；如果二者增長率均下降，低收入者下降較快，則其秩序為“吝”；若兩層次之間的關(guān)系是相互掠奪，一者所得為另一者所失，其秩序為“咎（兇）”。其具體標尺見表1。

表1 縱向秩序測度標尺

橫向8級標尺由“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]。其具體標尺見表2。

2 水資源利用縱向秩序測評

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 橫向秩序測度標尺

由于縱向秩序的評測標尺是根據(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)收入差距有一個緩慢發(fā)散的態(tài)勢，根據(jù)這種趨勢，本文認為治理者應當加強城鄉(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

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。采用隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)法（SFA）對水資源利用全要素生產(chǎn)率（TFP）進行測算和分解，式（3）為隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)的一般形式。

其中 Yit和 Xit表示實際產(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，其值大于零，服從為實際產(chǎn)出對于最優(yōu)產(chǎn)出的距離遠近，vit則代表隨機誤差，i代表各個地區(qū)的省份，t代表時間序列。由于超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)（Translog）能夠更好地避免估計偏差，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投入要素，則式（4）轉(zhuǎn)變?yōu)槭剑?）。

其中，β0—β14待估計的參數(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行估計，而技術(shù)效率的變化率可通過式（7）計算而得。

技術(shù)進步指現(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，對前沿生產(chǎn)函數(shù)中的t求偏導，具體見式（8）。

根據(jù)增長核算法對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)進步與技術(shù)效率改進之和，如式（9）所示。

由于TFP增長率計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。

對式（5）進行全微分，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)進步、技術(shù)效率改進、規(guī)模效率改進以及配置效率改進四大部分。

對于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)出選取各個地區(qū)的供水總量，采用均值法對缺失年數(shù)據(jù)進行估算；勞動投入選取各個地區(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價格指數(shù)平減后的各個地區(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]固定資本存量計算方法。

運用Frontier4.1軟件對上述SFA模型進行估計，并運用EXCEL進行數(shù)據(jù)結(jié)果處理，本文選取2002-2016年中國東、中、西部地區(qū)省級面板數(shù)據(jù)，估計結(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，證明模型誤差的主要來源為技術(shù)非效率效應決定的。且Frontier4.1顯示三地區(qū)的LR檢驗值分別為576、400、477，均通過了檢驗，可見用SFA模型估計是合理的。由其對應的T-統(tǒng)計量來分析隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)的自變量參數(shù)的估計值，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，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。其他三個部分常年間為負值，說明我國東部地區(qū)的技術(shù)改進效果差，成效不佳，規(guī)模報酬能力較差。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。

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，期間2004年有較大的波動，其主要由于配置效率的增長率由正變負，而規(guī)模效率改進增長率放緩，導致全要素生產(chǎn)負增長，秩序降為“廉貞”。2008年以后開始下降。從整個研究年限來看，該地區(qū)的規(guī)模效率改進一直都處于負增長狀態(tài)，技術(shù)效率改進呈穩(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個年份的全要素增長率為負，且規(guī)模效率改進常年為負值，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)濟學的精髓。秩序較重，水資源經(jīng)濟貼近其規(guī)律運行；秩序較輕，水資源經(jīng)濟遠離其規(guī)律運行。秩序輕重是水資源經(jīng)濟實際運行與目標理想運行之間距離遠近的度量?？v向重量測度水資源利用主體相對位置及活動范圍與目標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。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水平的運行狀態(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，與其他兩個地區(qū)相差有兩個秩序等級水平，并仍有惡化的趨勢。東、中、西三個地區(qū)水資源利用秩序在2002—2016年間均波動頻繁，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（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。東部、中部、西部地區(qū)都呈現(xiàn)一種隔年波動的狀態(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級水平，要素生產(chǎn)率發(fā)揮開始遠離理想水平，中部和西部地區(qū)處于第七等“破軍”等級，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)進步和經(jīng)濟欠發(fā)達，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距離及其要素生產(chǎn)率與目標水平的差距，也就是降低水資源利用直接費用，提高水利建設(shè)績效，通過技術(shù)改進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”指兩個或兩個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個系統(tǒng)的耦合度，Uni為第i年n個系統(tǒng)秩序評分。顯然，當 U1=U2=…=Uni時，Cni取得最大值1，即n個系統(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地區(qū)總體的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展狀況，本文引進如式（13）的耦合協(xié)調(diào)模型。

其中，加權(quán)綜合秩序評分 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區(qū)域耦合發(fā)展情況，三個區(qū)域相互獨立，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)狀況的好壞可能會對總秩序耦合產(chǎn)生影響，本文對系統(tǒng)秩序評分進行修正，如式（14）所示。

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

考慮到各個地區(qū)之間的橫向秩序與縱向秩序輕重的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展狀況，采用如下公式對耦合協(xié)調(diào)度模型進行修正，具體如式（15）所示。其中，Z2n為n個地區(qū)兩種子秩序之間耦合協(xié)調(diào)度，具體計算公式見式（12）和式（13），總共有 2n種可能的計算結(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)濟運行狀態(tài)的整體性及區(qū)域間經(jīng)濟聯(lián)系的緊密性，在整體宏觀經(jīng)濟上行的狀態(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行具體測度，然后把東、中、西部地區(qū)測度的結(jié)果進行秩序考評，對東、中、西部地區(qū)考分進行耦合分析，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，水資源利用流動有序程度低，水資源利用秩序有很大的提升空間。