王保乾，劉 暢

(河海大學(xué)商學(xué)院，江蘇 南京 211100)

1 文獻(xiàn)綜述

水資源福利績效的大小反映了地區(qū)單位水資源耗損所帶來的福利水平增加。如何在實現(xiàn)水資源可持續(xù)利用的條件下，以最小的水資源消耗獲得最多的福利增長是我國水資源匱乏背景下的重要課題。

國外學(xué)術(shù)界對水資源利用效率的研究興起于20世紀(jì)60年代，主要研究工農(nóng)業(yè)用水量和經(jīng)濟產(chǎn)出之間的內(nèi)在關(guān)系。研究結(jié)果表明，工農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的單位用水量產(chǎn)出越高，其水資源利用效率越高。Colenbrander[1]指出，20世紀(jì)70年代，由于工業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變以及工藝技術(shù)的進(jìn)步，使得荷蘭工業(yè)用水增長逐漸放緩，甚至達(dá)到零增長后持續(xù)降低，但工業(yè)生產(chǎn)量卻提升了3倍。Howell[2]認(rèn)為可以采取提高農(nóng)業(yè)灌溉工程以及農(nóng)事管理水平或降低灌溉過程中水分滲漏損失的方法，提高水資源利用效率。

國內(nèi)學(xué)者對水資源利用效率的研究始于21世紀(jì)初，與國外研究相比，國內(nèi)研究更偏向于關(guān)注宏觀層面[3]，總體可以概括為兩種類型：①只考慮經(jīng)濟產(chǎn)出的水資源效率研究。朱啟榮等[4-5]采用洛倫茲曲線和基尼系數(shù)分析我國工業(yè)用水的資源配置效率區(qū)域差異，并利用回歸模型檢驗其影響因素；蔡松年等[6]通過單要素方法測算不同地區(qū)的水資源利用效率，并以其差值代表節(jié)水潛力進(jìn)行研究分析。②從環(huán)境保護(hù)、可持續(xù)發(fā)展角度進(jìn)行的研究。在經(jīng)濟產(chǎn)出中增加了一個“壞產(chǎn)出量”，即將廢水與水污染作為一種非期望產(chǎn)出。汪克亮等[7]運用EBM模型測算包含水污染的工業(yè)綠色水資源效率，并進(jìn)一步分析效率的時空特征以及地區(qū)差異根源；羅偉峰等[8]采用超效率DEA模型計算以廢水和廢水中主要污染物為產(chǎn)出指標(biāo)的全要素工業(yè)水資源利用效率，并使用Malmquist指數(shù)進(jìn)行分解，分析水資源效率變化的影響因素。

從環(huán)境保護(hù)角度進(jìn)行的綠色水資源利用效率研究，雖然考慮了水資源使用會帶來“壞產(chǎn)出”，并會降低生態(tài)環(huán)境質(zhì)量、導(dǎo)致社會福利水平下降這一因素，但是在研究方法上只是將經(jīng)濟與生態(tài)簡單地線性累加，且這些研究并沒有考慮非生產(chǎn)性的居民生活用水、維持良好生態(tài)環(huán)境自然用水對社會福利增加的影響，這些“非生產(chǎn)性”水損耗雖然不會帶來GDP的增長，卻會影響社會福利水平。鑒于此，Daly[9]提出采用將生態(tài)資源耗損量轉(zhuǎn)化為福利價值量的效率作為生態(tài)福利績效的方法，從而有機綜合了環(huán)境產(chǎn)出與經(jīng)濟產(chǎn)出。這一概念旨在擴展GDP產(chǎn)出視角下的水資源利用效率觀，考慮了生態(tài)用水投入對人類社會福利的影響。

諸大建等[10]在Daly思想的基礎(chǔ)上提出用生態(tài)足跡與人類發(fā)展水平的比值作為生態(tài)福利績效，并研究了生態(tài)福利績效與經(jīng)濟增長之間的內(nèi)在關(guān)系；龍亮軍等[11]采用非徑向Super-SBM模型測算了主要城市的生態(tài)福利績效，并在此基礎(chǔ)上利用Malmquist指數(shù)進(jìn)行動態(tài)分析。隨后，有學(xué)者將生態(tài)福利進(jìn)行細(xì)分，針對某種資源的單要素福利績效進(jìn)行研究。如劉國平等[12-13]提出并構(gòu)建了模型計算能源福利績效，最后使用LMDI因素分解模型對能源福利績效進(jìn)行動態(tài)分析；同時又提出碳排放福利績效的概念，構(gòu)建了以碳排放作為生態(tài)資本投入、社會福利為最終產(chǎn)出的效率分析框架。詹蘭芳等[14]提出了水資源福利績效的內(nèi)涵與量化評價方法，并以韓江流域為例，探究水資源利用與社會福利之間的變化規(guī)律，以及流域綜合整治對流域水資源福利績效的影響。臧漫丹等[15]構(gòu)建了水資源福利績效指標(biāo)體系，并利用廣義DEA模型測算省際水資源福利績效，最后采用Moran散點圖進(jìn)行時空分異分析。

參考水資源利用效率、綠色水資源利用效率及生態(tài)福利績效的研究綜述，本文遵循生態(tài)福利績效內(nèi)含的邏輯，以水資源福利為產(chǎn)出，構(gòu)建多投入多產(chǎn)出的水資源福利績效指標(biāo)體系，實證分析我國長江經(jīng)濟帶水資源福利績效及其影響因素。在指標(biāo)體系上，綜合客觀與主觀福利作為產(chǎn)出，解決了忽略主觀感受導(dǎo)致評價結(jié)果與實際的偏差問題[11]；從研究對象來看，國內(nèi)現(xiàn)有文獻(xiàn)主要研究國家或區(qū)域?qū)用娴乃Y源福利績效，缺乏對流域經(jīng)濟帶水資源福利績效的研究，因此，本文對流域經(jīng)濟帶水資源效率的研究具有前沿性；從研究方法來看，運用DEA-Malmquist指數(shù)分析方法[16]對水資源福利績效進(jìn)行動態(tài)分析，建立面板Tobit回歸模型并運用極大似然值法測度長江經(jīng)濟帶水資源福利績效的影響因素。

2 研究方法與模型選擇

2.1 超效率DEA模型

數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(簡稱DEA)是一種多輸入、多產(chǎn)出的效率評價方法，因此可以將投入和產(chǎn)出數(shù)據(jù)代入DEA模型測算一個決策單元的綜合效率值。由于DEA模型不需要統(tǒng)一量綱的特點使得其測算結(jié)果較客觀，成為目前效率測算領(lǐng)域的主流模型。利用DEA模型進(jìn)行效率測算時，會出現(xiàn)DMU有效與無效兩類結(jié)果。如果出現(xiàn)多個效率值為1的有效單元時，傳統(tǒng)DEA模型就無法做出進(jìn)一步評價。為彌補這一缺點，Andersen等[17]于1993年提出超效率DEA模型，在原有基礎(chǔ)上將效率值擴展超過0～1的范圍，可以大于1，能夠?qū)Χ鄠€有效的決策單位進(jìn)行更詳細(xì)的測算與分析。本文采用投入導(dǎo)向的DEA-CCR模型探討長江經(jīng)濟帶各省市水資源與水污染投入對水資源福利水平的貢獻(xiàn)度。超效率DEA的數(shù)學(xué)規(guī)劃公式為

(1)

超效率DEA-CCR模型評價原理為：在進(jìn)行超效率DEA測評時，需要先將測算的決策單元篩選剔除，再進(jìn)行該決策單元的效率測算。在有效單元效率值不變的前提下，不斷地按比例增加投入，增加的比例即為超效率DEA評分。若決策單元生產(chǎn)前沿面后移，則效率測算值大于傳統(tǒng)DEA評價值；若決策單元生產(chǎn)前沿面不變，則計算結(jié)果與傳統(tǒng)DEA效率評價一致。如圖1所示，對B進(jìn)行超效率DEA模型測算時，將B點剔除在DMU參與集合以外，這時有效生產(chǎn)前沿面是ACD，B點投入角度可增加量是線段BB′，則B點的超效率評價值為OB′/OB>1。A、C、D點的超效率評分以此類推。

圖1 超效率DEA-CCR模型

2.2 Malmquist指數(shù)模型

Caves等[18]擴大了Malmquist指數(shù)的應(yīng)用領(lǐng)域，將其運用于生產(chǎn)效率變化的測算，并定義為Malmquis生產(chǎn)率指數(shù)。后來有學(xué)者將Malmquis生產(chǎn)率指數(shù)運用在效率值的動態(tài)分析中，對DEA模型的計算結(jié)果進(jìn)行補充。本文使用Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)(簡稱Malmquist指數(shù))對長江經(jīng)濟帶水資源福利績效進(jìn)行分解，分辨水資源福利績效提高或下降的年份和省(市)，并分析水資源福利績效的驅(qū)動因素。水資源福利績效(TFPch)可通過Malmquist指數(shù)分解成規(guī)模效率變化指數(shù)(SEch)、純技術(shù)效率變化指數(shù)(PEch)、技術(shù)進(jìn)步變動指數(shù)(TEchch)。當(dāng)規(guī)模報酬不變時，Malmquist指數(shù)可以將綜合技術(shù)效率(Effch)分解為PEch乘以TEchch。分解過程如下：

(2)

式中：F為TFPch；M為PEch；N為TEchch。如果規(guī)模報酬不變，可將Effch分解為PEch與SEch。其中，SEch是判定生產(chǎn)是不是達(dá)到最優(yōu)規(guī)模模式的指標(biāo)數(shù)據(jù)。

(3)

式中Q、Z分別為Effch、SEch。結(jié)合式(2)得

(4)

2.3 Tobit回歸模型

Tobit回歸模型是一種對因變量有限制的模型，又稱樣本選擇模型。1958年，由美國學(xué)者Tobit[19]提出，并將其應(yīng)用于滿足約束條件下的連續(xù)變量方程分析。約束條件一般針對因變量，通常會在因變量Yi數(shù)據(jù)整理時進(jìn)行截斷，且Yi與自變量相關(guān)，則有如下線性回歸模型：

P=β0+βiQi+μi(i=1，2，3，…)

(5)

式中：P為受限因變量；Qi為解釋變量；βi為未知參數(shù)向量；μi-N(0，δ2)。本文受限因變量是水資源福利績效值，采用極大似然值法進(jìn)行估計。

3 研究指標(biāo)與數(shù)據(jù)來源

水資源福利績效的本質(zhì)是以最少的水資源投入得到最大程度的社會福利產(chǎn)出。測算水資源利用效率的傳統(tǒng)框架一般是以經(jīng)濟總產(chǎn)值作為唯一產(chǎn)出指標(biāo)，投入指標(biāo)會考慮資本、耗水量等?；蛟诳紤]經(jīng)濟產(chǎn)出的基礎(chǔ)上，簡單、不加以區(qū)分地加入水污染等非期望產(chǎn)出測量水資源利用效率。本文按照生態(tài)福利績效的內(nèi)在邏輯，在區(qū)分生態(tài)系統(tǒng)及社會經(jīng)濟系統(tǒng)的前提下，將客觀福利與主觀福利納入產(chǎn)出指標(biāo)，建立以強可持續(xù)發(fā)展為目標(biāo)的水資源福利績效指標(biāo)體系。其中，福利投入包括水資源消耗與水資源污染，福利產(chǎn)出從客觀福利(人類發(fā)展指數(shù))與主觀福利(滿意度)兩個方面入手。水資源福利績效評價指標(biāo)體系見表1。

表1 水資源福利績效評價指標(biāo)體系

3.1 投入指標(biāo)

a. 人均用水量：某一區(qū)域內(nèi)平均每人消耗的年度用水量，即以地區(qū)年度總用水量除以地區(qū)人口。需要強調(diào)的是，人均用水量不僅包括生活、工業(yè)用水，也包括維持生態(tài)平衡所消耗的水量，后者正是水資源福利績效區(qū)別于水資源利用效率概念的重要內(nèi)容。

b. 人均廢水排放量：由某一地區(qū)生活與工業(yè)污水排放總量除以地區(qū)人口所得。將人均廢水排放量作為投入量而不是產(chǎn)出量，體現(xiàn)了水資源福利績效區(qū)別于綠色水資源利用效率的概念。

c. 人均廢水化學(xué)需氧量：包括生活廢水及工業(yè)用水的化學(xué)需氧量。人均指標(biāo)旨在衡量水污染的程度。

d. 人均廢水氨氮排放量：由人均廢水排放量乘以排放口污染物濃度得到。

3.2 產(chǎn)出指標(biāo)

a. 人均GDP：衡量地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展程度的重要指標(biāo)，是把握一個地區(qū)宏觀經(jīng)濟運行的有效手段，按購買力平價進(jìn)行核算。

b. 人均受教育年限：指某地區(qū)，特定年齡階段內(nèi)的人群，接受學(xué)歷教育年限總和的平均值，代表該國家或地區(qū)勞動力整體素質(zhì)水平。

c. 人均預(yù)期壽命：取出生嬰兒死亡歲數(shù)的平均值，能直接反映一個地區(qū)或國家的人類健康狀況以及社會福利水平。

d. 平均預(yù)期壽命亦稱平均壽命。同一時期出生的人預(yù)期能繼續(xù)生存的平均年數(shù)。

e. 主觀滿意度：基于主觀指標(biāo)體系和客觀指標(biāo)體系設(shè)計，運用居民生活滿意度調(diào)查和統(tǒng)計方法得到。數(shù)據(jù)來源于中國經(jīng)濟實驗研究院生活質(zhì)量研究中心每年發(fā)布的《生活質(zhì)量報告》，具有較好的參考性與代表性。

3.3 數(shù)據(jù)來源與處理

選取我國長江經(jīng)濟帶為研究對象，收集2008—2017年10年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究，以測算我國長江經(jīng)濟帶水資源可持續(xù)發(fā)展水平。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》[20]、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》[21]、《中國科技統(tǒng)計年鑒》[22]。其中，年鑒僅有2010年平均預(yù)期壽命，借鑒徐昱東等[23]的處理方法，按照自然增加率彌補各個省市的缺少數(shù)據(jù)。

4 實證分析

4.1 水資源福利績效靜態(tài)分析

采用DEA-CCR模型，將長江經(jīng)濟帶11個省市2008—2017年的面板數(shù)據(jù)代入EMS1.3軟件進(jìn)行計算，得到該11個省市的水資源福利績效。若計算結(jié)果小于1則無效，反之有效，且數(shù)值越大越有效(表2)。為方便對照，將長江經(jīng)濟帶分成3個區(qū)域，其中上海、江蘇、浙江劃為東部區(qū)域；安徽、江西、湖北、湖南劃為中部區(qū)域；重慶、四川、云南、貴州劃為西部區(qū)域。

表2 2008—2017年長江經(jīng)濟帶11個省市水資源福利績效值

從平均水平角度來看，只有2011年的水資源福利績效小于1，屬于DEA無效狀態(tài)，其余年份皆大于1，屬于DEA有效狀態(tài)。從增長量的角度來看，長江經(jīng)濟帶水資源福利績效并不是呈逐年增長趨勢，增長率呈正負(fù)交錯狀態(tài)。其中，2011年負(fù)增長最為顯著，達(dá)-30.317%；2016年正增長率最高，達(dá)44.846%。

從地理角度來看，水資源福利績效東部最高，均值為1.087；中部第二，均值1.061；西部最低，均值1.005。總的來說，長江經(jīng)濟帶經(jīng)濟發(fā)達(dá)區(qū)域水資源福利績效較高，欠發(fā)達(dá)區(qū)域水資源福利績效較低。東部地區(qū)一直以絕對優(yōu)勢在長江經(jīng)濟帶中處于領(lǐng)先地位(圖2)，歸功于東部省市更加關(guān)注水資源的管理，將高耗水、高污染的企業(yè)逐步淘汰，將最新的環(huán)保節(jié)水技術(shù)運用于水資源管理，提高水資源利用率，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，實現(xiàn)了水資源的良性循環(huán)，加之東部地區(qū)高度重視水污染治理并不斷加大投入(2008—2018年，長江經(jīng)濟帶東中西部排污費均值分別是108 611.14萬元、55 639.64萬元、43 149.14萬元[20])，最終出現(xiàn)了經(jīng)濟與生態(tài)綜合產(chǎn)出最大化的良好局面。另一方面，東部地區(qū)人均可支配收入高(2008—2018年，長江經(jīng)濟帶東中西部人均GDP均值分別是76 051.93元、33 583.84元、28 952.28元[20])，使得地區(qū)受教育水平較高(2008—2018年，長江經(jīng)濟帶東中西部人均受教育年限均值分別是 9.56 a、8.68 a、7.96 a[20])，社會保障制度及醫(yī)療保險制度更加完善。西部地區(qū)雖致力于水環(huán)境保護(hù)、打造旅游城市，但由于西部地區(qū)深處內(nèi)陸、地理條件差、交通不發(fā)達(dá)、教育資源差、外資依存度低以及經(jīng)濟水平差等原因，使得水資源福利績效處于較低水平。

圖2 長江經(jīng)濟帶區(qū)域平均水資源福利績效

值得注意的是，水污染水平更高的安徽、江西等中部省市的水資源福利績效卻高于貴州、云南，該測算結(jié)果與汪克亮等[7]的研究結(jié)論有較大出入。出現(xiàn)這種情況的原因是水資源福利績效不僅將GDP作為產(chǎn)出指標(biāo)，更考慮到人均受教育年限等其他綜合因素，這與以往研究只將GDP與污染作為產(chǎn)出指標(biāo)的水資源利用效率的測算結(jié)構(gòu)有較大差異，安徽、江西的水污染程度雖高于貴州和云南，但經(jīng)濟發(fā)展、人口素質(zhì)、醫(yī)療水平皆高于西部省份，所以計算結(jié)果更合理可靠，也更符合實際。

從時間序列數(shù)據(jù)來看，水資源福利績效的排名波動不大(圖3)，江西呈上升趨勢，2017年排名第1；貴州的排名一直處于較低水平，且未來持續(xù)下降的趨勢明顯，其他城市變化較小。

圖3 長江經(jīng)濟帶各省(市)水資源福利績效排名變化趨勢

4.2 水資源福利績效動態(tài)分析

為了進(jìn)一步分析長江經(jīng)濟帶水資源福利績效的變化趨勢，根據(jù)2008—2017年的面板數(shù)據(jù)，運用Malmquist指數(shù)法分析11個省市水資源福利績效的動態(tài)變化，進(jìn)一步分析水資源利用效率變化的原因。

基于Malmquist指數(shù)模型，將長江經(jīng)濟帶11個省市2008—2017年的面板數(shù)據(jù)代入DEAP2.1軟件，得出整個長江經(jīng)濟帶2008—2017年水資源福利績效的變動趨勢及其各驅(qū)動因素分解。水資源福利績效小于1表示水資源利用效率相比上年降低，反之升高。其中，規(guī)模效率變化指數(shù)、純技術(shù)效率變化指數(shù)、規(guī)模效率變化指數(shù)的數(shù)值，大于1的代表F提高的原因，小于1的代表F下降的原因。結(jié)果見表3。

a. 2008—2017年長江經(jīng)濟帶水資源福利績效年均提高3.9%，僅有2011年水資源福利績效相比上年出現(xiàn)了25.3%的降低，其余年份較上年均為正幅上漲，其中最高為2015—2016年增長19.8%，最低為2014—2015年增長2.5%。2008—2012年，長江經(jīng)濟帶水資源福利績效出現(xiàn)了較大浮動，2012年發(fā)生倒退現(xiàn)象，2013年才逐漸回升。2014—2017年水資源福利績效同樣出現(xiàn)大幅度波動，先進(jìn)步后倒退，預(yù)計2017年后恢復(fù)平穩(wěn)。

表3 11省市各年平均Malmquist指數(shù)及其分解

b. 通過觀察2008—2017年綜合技術(shù)效率指標(biāo)，最大值1.037，最小值0.975，平均值為1.007，總體數(shù)據(jù)穩(wěn)定，說明長江經(jīng)濟帶水資源配置和使用效率整體處于穩(wěn)定增長狀態(tài)。從純技術(shù)效率變化指數(shù)來看，2008—2017年都接近1，表明“十二五”期間資源配置效率的提升促進(jìn)了水資源福利績效上升。從技術(shù)進(jìn)步變化來看，除2010—2011年外都大于1，表明技術(shù)水平在逐年提升，技術(shù)進(jìn)步與創(chuàng)新是促進(jìn)水資源福利績效提高的關(guān)鍵原因。

c. 長江經(jīng)濟帶水資源福利績效受到綜合技術(shù)效率增減與技術(shù)進(jìn)步增減的共同影響。其中，技術(shù)進(jìn)步和水資源福利績效變動方向一致(表3)，說明水資源技術(shù)創(chuàng)新和設(shè)備升級，在不影響產(chǎn)出的情況下，大大減少了水資源消耗和水污染排放；而綜合技術(shù)效率與水資源福利績效之間的關(guān)系不明顯，說明在目前的技術(shù)水平下，提升水資源管理水平或制度改革皆對水資源福利績效的影響不顯著。綜上所述，長江經(jīng)濟帶水資源福利績效提升主要依賴于技術(shù)進(jìn)步，綜合技術(shù)效率帶來的影響較少。

4.3 長江經(jīng)濟帶水資源福利績效的影響因素分析

根據(jù)國內(nèi)外有關(guān)研究、經(jīng)驗分析以及數(shù)據(jù)的可得性，在眾多影響水資源福利績效的因素中，選取以下幾個影響因素：

a. 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(IND)。通過各省市工業(yè)增加值占省市GDP比例來表示。

b. 經(jīng)濟外向性(FDI)。通過各省市實際使用外資額占省市GDP比例來表示。

c. 城市綠化(UG)。有研究表明，綠地量與人的壽命存在顯著正相關(guān)關(guān)系[24]，所以用各省市人均公園綠化面積作為替代指標(biāo)。

d. 技術(shù)進(jìn)步(TP)。科學(xué)研究與試驗發(fā)展活動是技術(shù)創(chuàng)新的原始動力，是實現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步的直接原因[25]，采用各省市科學(xué)研究與試驗發(fā)展活動投入占GDP比例作為替代指標(biāo)，以反映一個城市的技術(shù)進(jìn)步水平。其值越高表明該地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新能力越高。

e. 政府環(huán)境規(guī)制效果(GEP)。每年各省市的排污費用可直接反映政府環(huán)境管制的力度，所以選取排污費用占GDP的比例代表環(huán)境規(guī)制的投入與效果。

上述各影響因素指標(biāo)數(shù)據(jù)均來自相應(yīng)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》。

將2008—2017年長江經(jīng)濟帶水資源福利績效作為被解釋變量，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟外向性、城市綠化、技術(shù)進(jìn)步、政府環(huán)境規(guī)制效果作為解釋變量，建立面板計量模型(式(6))來考察水資源福利績效的影響機制。借助Tobit回歸模型，利用極大似然值法得到回歸模型的估量(表4)。

P=β0+β1H1+β2H2+β3H3+β4H4+

β5H5+μi

(6)

式中：P為水資源福利績效;β0為常數(shù)項；β1、β2、β3、β4、β5為各影響因素的估計參數(shù)；μi為隨機誤差項。

表4 水資源福利績效影響Tobit回歸分析結(jié)果

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與長江經(jīng)濟帶水資源福利績效在1.2%的顯著性水平下顯著負(fù)相關(guān)，每提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)1%，會降低長江經(jīng)濟帶水資源福利績效0.054%。一般來說，工業(yè)是能源消耗最大、污染最密集的產(chǎn)業(yè)，即工業(yè)占比越高，污染越高、能源消耗越大。這說明長江經(jīng)濟帶產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)仍不合理，需通過技術(shù)進(jìn)步，使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)整體素質(zhì)和效率向更高層次演進(jìn)，或政府進(jìn)行政策調(diào)整，影響產(chǎn)業(yè)供給結(jié)構(gòu)變化，推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化發(fā)展。

經(jīng)濟外向性與水資源福利績效呈反比，并通過顯著性統(tǒng)計檢驗，說明經(jīng)濟外向性對水資源福利績效存在邊際效應(yīng)，并不是經(jīng)濟外向性越高，水資源福利績效就越高。外資在某種程度上會帶來經(jīng)濟收入、改善生活水平、提升福利，但外資投入也存在降低水資源福利的效應(yīng)。如外資投入高污染企業(yè)帶來GDP的增長，但也帶來了污染，污染降低了人的預(yù)期壽命和福利水平。Grossman等[26]提出環(huán)境庫茲涅茨曲線(EKC)，發(fā)現(xiàn)在初期階段，環(huán)境水平隨收入增加而降低，當(dāng)收入水平上升到一定程度后，環(huán)境水平會隨收入增加而改善。說明長江經(jīng)濟帶還處在以犧牲環(huán)境為代價的發(fā)展階段，長江經(jīng)濟帶的外資以大量能源消耗、環(huán)境污染集中的產(chǎn)業(yè)為主，對長江經(jīng)濟帶水資源福利績效的提升產(chǎn)生不利影響。

城市綠化與長江經(jīng)濟帶水資源福利績效呈正相關(guān)，但未通過顯著性檢驗。一般來說，城市綠化率越高，城市的空氣質(zhì)量越高，越有利于延長壽命，從而提高水資源福利績效。然而，城市綠化并未通過顯著性檢驗，說明長江經(jīng)濟帶各省市的綠化程度不足，沒有為提高長江經(jīng)濟帶水資源福利績效帶來積極影響。需加大城市綠化的資金投入，并推進(jìn)綠地養(yǎng)護(hù)管理市場化進(jìn)程。

技術(shù)進(jìn)步與長江經(jīng)濟帶水資源福利績效呈正比，并通過顯著性檢驗。一般來說，技術(shù)進(jìn)步帶來效率的提高以及生產(chǎn)成本的節(jié)省，從而提高了勞動生產(chǎn)率，擴大了經(jīng)濟規(guī)模，減少了環(huán)境污染，從而提高了福利水平。如，醫(yī)學(xué)技術(shù)的發(fā)展帶來檢測結(jié)果更準(zhǔn)確的醫(yī)療設(shè)備，或新材料替代現(xiàn)有的藥物器械，有利于健康并延長預(yù)期壽命，從而提高水資源福利績效。

政府環(huán)境規(guī)制效果與水資源福利績效呈反比，但沒有通過顯著性檢驗。一般來說，政府對環(huán)境管制力度越大，企業(yè)排放污水越少，越有利于水資源福利績效的提升。然而，政府管制環(huán)境力度的回歸結(jié)果并不顯著，說明長江經(jīng)濟帶各省市的排污控制力度不夠，排污收費制度效果不佳，沒有有效發(fā)揮政府管制對于提升水資源福利績效的作用。

5 結(jié)論與建議

本文基于可持續(xù)發(fā)展思路，構(gòu)建水資源多投入多產(chǎn)出的福利績效指標(biāo)體系。首先利用超效率DEA-BBC模型測算與評價長江經(jīng)濟帶各省市的水資源福利績效，并在此基礎(chǔ)上運用Malmquist指數(shù)模型對水資源福利績效進(jìn)行分解，最后采用Tobit回歸模型分析長江經(jīng)濟帶水資源福利績效的影響因素，其研究結(jié)果對于提高水資源利用效率及社會福利水平有啟示意義。

a. 長江經(jīng)濟帶水資源福利績效在測算期內(nèi)總體呈增長態(tài)勢；從區(qū)域的角度看，表現(xiàn)出“東部最高、中部次之、西部最低”的態(tài)勢；從時間序列數(shù)據(jù)分析，水資源福利績效的排名變化不大，江西呈上升趨勢，貴州排名最低且呈現(xiàn)持續(xù)下降的趨勢，其他城市變化較小。

b. 通過分析Malmquist指數(shù)分解結(jié)果，可以得出綜合技術(shù)效率較為穩(wěn)定，長江經(jīng)濟帶水資源配置和使用效率呈現(xiàn)逐年增長趨勢；純技術(shù)效率基本接近于1，技術(shù)進(jìn)步水平逐年提升；長江經(jīng)濟帶水資源福利績效增長主要根源是技術(shù)進(jìn)步，綜合技術(shù)效率的影響微弱。

c. 技術(shù)進(jìn)步對長江經(jīng)濟帶水資源福利績效有顯著的促進(jìn)作用；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與長江經(jīng)濟帶水資源福利績效呈顯著負(fù)相關(guān)，說明長江經(jīng)濟帶第二產(chǎn)業(yè)比例過高，需加快第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，以實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化。經(jīng)濟外向性的提升降低了長江經(jīng)濟帶水資源福利績效的改善，說明引進(jìn)外資的質(zhì)量不高，主要是環(huán)境污染比較嚴(yán)重的產(chǎn)業(yè)；政府加大環(huán)境規(guī)制力度在短期內(nèi)也降低了水資源福利績效，但回歸系數(shù)沒有通過10%水平的顯著性檢驗，說明環(huán)境保護(hù)法規(guī)制度并沒有得到很好地落實。

d. 研究結(jié)論的政策啟示。第一，要提高長江經(jīng)濟帶總體水資源福利績效，必須合理規(guī)劃和分配工業(yè)生產(chǎn)用水與生活用水，統(tǒng)籌全流域產(chǎn)業(yè)分工布局，使各地區(qū)水資源稟賦與其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相匹配，提高用水的重復(fù)利用率。第二，在供給側(cè)建立嚴(yán)格的水資源和生態(tài)環(huán)境保護(hù)制度，改變當(dāng)前的粗放發(fā)展模式，淘汰落后的高污染產(chǎn)能企業(yè)，鼓勵清潔能源的使用，提高城市生態(tài)產(chǎn)出效率，實現(xiàn)經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型升級與創(chuàng)新發(fā)展。第三，為縮小長江經(jīng)濟帶水資源福利績效的地區(qū)差距，各地區(qū)、各省市首先應(yīng)因地制宜地制定節(jié)水與水污染治理策略；其次，彼此之間應(yīng)打破行政壁壘，實現(xiàn)水資源跨區(qū)域調(diào)配，優(yōu)化水資源配置，并打破地方保護(hù)主義，加深節(jié)約水資源與治理水污染的交流討論，實現(xiàn)先進(jìn)的節(jié)水減排技術(shù)的全流域分享。