王 芬

（浙江海洋學(xué)院管理學(xué)院，浙江 舟山316004）

中國城市水務(wù)產(chǎn)業(yè)民營化起始于1990年，在2000年城市水務(wù)產(chǎn)業(yè)民營化得到極大推進(jìn).民營化的初始目的在于改變以往單一投資渠道造成水務(wù)產(chǎn)業(yè)投資不足的局面，滿足日益推進(jìn)的城市化對城市水務(wù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的要求.為此，政府出臺了相關(guān)政策，放松進(jìn)入管制，允許民營資本進(jìn)入城市水務(wù)產(chǎn)業(yè)；同時，政府以收益率管制作為城市水務(wù)產(chǎn)業(yè)管制的主要手段，這種管制方式有利于鼓勵企業(yè)投資城市水務(wù)產(chǎn)業(yè).

但是，民營化對城市水務(wù)產(chǎn)業(yè)效率影響如何，這其實(shí)也是理論界和實(shí)業(yè)界關(guān)心的重要問題.國外對水務(wù)產(chǎn)業(yè)所有權(quán)與效率的實(shí)證研究較多，主要集中在所有權(quán)與成本效率的驗(yàn)證方面，研究結(jié)論并不一致.Morgan［1］（1977）、Crain ＆ Zradkoohi［2］（1978）利用成本函數(shù)的方法得出民營企業(yè)能促進(jìn)成本效率的結(jié)論，Br uggink［3］（1982）利用成本函數(shù)的方法得出國有企業(yè)成本更低的結(jié)論.在所有權(quán)與生產(chǎn)效率的驗(yàn)證方面，By mes等（1986）應(yīng)用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析得出國有和民營企業(yè)效率無差異的結(jié)論，Bhattachar yya［4］等（1994）認(rèn)為國有企業(yè)和民營企業(yè)的總體效率無差別，但民營企業(yè)的技術(shù)效率較低；Saal ＆Par ker［5］（2001）認(rèn)為民營化提高了利潤但沒有提高生產(chǎn)率，沒有證據(jù)說明民營化可以促進(jìn)生產(chǎn)率的提高.國內(nèi)直接研究城市水務(wù)產(chǎn)業(yè)所有權(quán)與效率的文章并不多，現(xiàn)有的探討所有權(quán)與效率的研究主要是以全部的工業(yè)企業(yè)作為研究對象，例如姚洋［6］（1998）利用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)估計中國工業(yè)企業(yè)的技術(shù)效率，得出非國有經(jīng)濟(jì)企業(yè)技術(shù)效率更高的結(jié)論；馬甜［7］（2010）以中國電力產(chǎn)業(yè)作為研究對象，運(yùn)用索洛余值法計算出中國電力產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率，得出民營化進(jìn)程有利于全要素生產(chǎn)率提高的結(jié)論.

可見，研究民營化對城市水務(wù)產(chǎn)業(yè)效率的影響既具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義，也具有較強(qiáng)的理論意義，本文將在這方面做一個嘗試.

1 隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型

技術(shù)效率測算可以采用參數(shù)方法和非參數(shù)方法.目前，國內(nèi)這兩種方法都較為常見.兩種方法各有利弊，鑒于本文的目的在于研究民營化對城市水務(wù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)效率的影響，本文考慮使用隨機(jī)前沿分析法［8］.

隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型有很多種，選擇合適的函數(shù)模型非常重要.本文首先嘗試采用對數(shù)形式的時變技術(shù)效率隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，在此基礎(chǔ)上，減少其中的變量后，依據(jù)γ值的大小，選取函數(shù)模型如下：

其中，yit、Lit、Kit是i省第t年城市水務(wù)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出水平、勞動投入和資本投入；β表示解釋變量的待估參數(shù)值；vit指每個省區(qū)不同年份城市水務(wù)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)過程中不可控因素造成的隨機(jī)波動，vit～N（0，σv2），與uit獨(dú)立；uit解釋了生產(chǎn)過程中的非有效性，是一個非負(fù)的隨機(jī)變量，相互獨(dú)立，vit～N（mit，σu2），mit對應(yīng)的函數(shù)為技術(shù)無效函數(shù)，e－mit表示i省第t年的技術(shù)效率水平，設(shè)定技術(shù)無效函數(shù)如下：

式中，為反映技術(shù)效率變化的時間特征，在技術(shù)無效函數(shù)中引入技術(shù)效率的時間趨勢項t，δ1表示技術(shù)無效率變化的時間趨勢，若符合為正，說明隨著時間推移，技術(shù)無效率是遞增的，即技術(shù)效率是遞減的，反之亦然；myh為民營化指標(biāo)，δ2為民營化指標(biāo)對技術(shù)效率的影響系數(shù)，若不符合為負(fù)，說明民營化對技術(shù)效率具有正的影響，若為負(fù)則說明民營化對技術(shù)效率的影響是負(fù)向的；pgdp表示地區(qū)人均GDP，人均GDP體現(xiàn)了我國各個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，處于不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的城市水務(wù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率也必然不同，理論上講影響系數(shù)δ3應(yīng)為負(fù)值，說明人均GDP對技術(shù)效率具有正的影響.

2 變量及相應(yīng)數(shù)據(jù)說明

本文研究的樣本區(qū)間是2001－2009年，選擇2001年作為研究的起點(diǎn)，是由于從2000年開始我國城市水務(wù)產(chǎn)業(yè)民營化進(jìn)程推動較快，民營化的效果從2000年后陸續(xù)得到體現(xiàn)［9］.筆者起初擬研究中國內(nèi)地31個省、市、自治區(qū)的城市水務(wù)產(chǎn)業(yè)，由于缺乏數(shù)據(jù)，最后選取北京、天津、河北、山西、內(nèi)蒙古、黑龍江、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、山東、廣東、重慶、四川、云南、陜西、青海、新疆等20個省、市、自治區(qū)，所有變量的原始數(shù)據(jù)來自于2001－2009年各省、市、自治區(qū)的統(tǒng)計年鑒及《中國統(tǒng)計年鑒》，由于部分地區(qū)缺乏某些年份的數(shù)據(jù)，最終形成非平衡面板數(shù)據(jù)，共計156個樣本量.具體的變量及數(shù)據(jù)獲得說明如下：

1）民營化（myh）.本文的“民營”是指與“政府直接經(jīng)營”（或稱“官營”）相對應(yīng)的一個概念，“民營”的實(shí)質(zhì)在于“非政府”、“非官方”直接經(jīng)營.根據(jù)已有的研究（肖興志，齊鷹飛，郭曉丹，2010；肖興志，韓超，2011），本文選擇非國有企業(yè)總資產(chǎn)與國有企業(yè)總資產(chǎn)的比例作為衡量民營化的數(shù)據(jù).其中，“非國有企業(yè)資產(chǎn)”的數(shù)據(jù)是通過各省級地區(qū)統(tǒng)計年鑒中“規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)”減去“規(guī)模以上國有及國有控股工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)”獲得.

2）產(chǎn)出水平（y）.采用各省級地區(qū)統(tǒng)計年鑒中城市水務(wù)產(chǎn)業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值作為產(chǎn)出水平的指標(biāo)，為保證數(shù)據(jù)的可比性，以2000年作為基期，使用工業(yè)品出廠價格指數(shù)對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)整，得到以2000年不變價格計算的城市水務(wù)產(chǎn)業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值.

3）勞動投入（L）.采用各省級地區(qū)城市水務(wù)產(chǎn)業(yè)的年從業(yè)平均人數(shù)作為勞動投入指標(biāo)，某些省份的數(shù)據(jù)是用“工業(yè)增加值”除以“全員勞動生產(chǎn)率”計算獲得.

4）資本投入（K ）.采用各省級地區(qū)統(tǒng)計年鑒中城市水務(wù)產(chǎn)業(yè)的固定資產(chǎn)凈值年平均余額作為資本投入指標(biāo)，采用各省級地區(qū)的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行價格調(diào)整后得到以2000年作為不變價格的固定資產(chǎn)凈值年平均余額.

5）地區(qū)人均GDP（p gd p）.采用各省級地區(qū)統(tǒng)計年鑒中的人均GDP作為原始數(shù)據(jù)，并用工業(yè)品出廠價格指數(shù)對其進(jìn)行價格平減得到該變量的數(shù)據(jù).

3 實(shí)證結(jié)果及結(jié)論

利用frontier4.1軟件，得到計量模型的各項參數(shù)（表1）.對數(shù)似然率統(tǒng)計值（LR）為24.546，自由度為3，在1%的顯著性水平下顯著，拒絕了不存在技術(shù)無效項的假設(shè)，說明技術(shù)效率對各地區(qū)城市水務(wù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有顯著的影響；模型的γ值為0.917（非常顯著），接近于1，綜合考慮，說明采用該隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型是合理的.

分析表1的結(jié)果來看，可以得出幾點(diǎn)結(jié)論：

第一，時間和勞動、資本兩大要素的交互項的參數(shù)分別為0.540、－0.140，均在5%的顯著性水平上，呈現(xiàn)出技術(shù)非中性特征，表明技術(shù)滲透到了生產(chǎn)要素，城市水務(wù)產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)要素的技術(shù)含量相比以往得到了提高，而資本生產(chǎn)要素的技術(shù)含量卻在降低.時間系數(shù)t的平方項系數(shù)為正值，說明隨著時間推移，技術(shù)進(jìn)步以時間的平方的速度上升.

第二，城市水務(wù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率隨著時間發(fā)展在降低.在技術(shù)無效函數(shù)中，時間趨勢項的系數(shù)為0.312，在5%的顯著性水平上顯著，系數(shù)為正，說明在2001年到2009年間我國城市水務(wù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率存在逐年下降趨勢，平均降低幅度為3.12%.地區(qū)人均GDP的系數(shù)為－0.642，在10%的顯著性水平上，說明城市水務(wù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率受到各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，人均GDP越高的地區(qū)城市水務(wù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率也越高.

表1 隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)估計結(jié)果

第三，民營化未顯著地促進(jìn)城市水務(wù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率提升.民營化水平變量的系數(shù)為0.166，系數(shù)為正，說明隨著城市水務(wù)產(chǎn)業(yè)民營化水平的提高，城市水務(wù)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率可能有一定的降低，但其未通過顯著性檢驗(yàn)，表明這種效應(yīng)并不明顯.可能的原因在于雖然民營資本對城市水務(wù)產(chǎn)業(yè)進(jìn)行了大量投資，但進(jìn)入該產(chǎn)業(yè)時間并不長，缺乏管理人才和經(jīng)營管理經(jīng)驗(yàn)，因此民營化水平對技術(shù)效率的促進(jìn)作用并不明顯.

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