李 超

(天津大學(xué)管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)部,天津 300072)

農(nóng)業(yè)是國家經(jīng)濟(jì)賴以生存和發(fā)展的重要基礎(chǔ),農(nóng)業(yè)不僅為工業(yè)發(fā)展提供糧食、原料、勞動力、資金和市場,支撐工業(yè)發(fā)展,而且為社會穩(wěn)定與國家自立奠定堅實基礎(chǔ)。在多年的中央工作會議中都指出,全面建設(shè)小康社會,必須統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展,更多地關(guān)注農(nóng)村,關(guān)心農(nóng)民,支持農(nóng)業(yè),把解決好農(nóng)業(yè)、農(nóng)村和農(nóng)民問題作為全黨工作的重中之重,放在更加突出的位置,努力開創(chuàng)農(nóng)業(yè)和農(nóng)村工作的新局面。因此,在全面推動農(nóng)業(yè)發(fā)展的宏觀背景下,水利建設(shè)成為夯實農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)、提高水資源利用效率、改善生態(tài)環(huán)境,穩(wěn)固經(jīng)濟(jì)發(fā)展根基的重要抓手。當(dāng)前,我國推進(jìn)新“四化”和生態(tài)文明建設(shè),對水利建設(shè)的支撐保障能力提出了更高的要求。因此,分析當(dāng)前我國水利建設(shè)投資效率及其影響因素,對于有效增加水利投資強(qiáng)度,促進(jìn)生態(tài)、經(jīng)濟(jì)、社會進(jìn)步具有重要意義。

近年來,水利投資效率問題引起了各界學(xué)者越來越多的關(guān)注。郭唐兵等[1]利用 2001—2010 年中國省際面板數(shù)據(jù),分析了我國農(nóng)田水利發(fā)展與農(nóng)業(yè)增長之間的關(guān)系,指出了未來我國東、中、西部三大地區(qū)農(nóng)田水利的主要發(fā)展方向。吳平等[2]運(yùn)用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法對我國24個糧食主產(chǎn)區(qū)2009 年的農(nóng)田水利設(shè)施配置效率進(jìn)行分析和評價,并結(jié)合 Malmquist 指數(shù)方法對我國 2003—2009 年 24個糧食主產(chǎn)區(qū)的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。朱云章[3]分析了河南省四大區(qū)域農(nóng)田水利投資績效。任靜等[4]基于擁擠效益對陜西省的水利投資最優(yōu)規(guī)模進(jìn)行研究。葉文輝等[5]基于2003—2010年省際面板數(shù)據(jù)的DEA-TOBIT兩階段法,實證分析我國東部、西部、中部地區(qū)農(nóng)田水利運(yùn)營效率及其影響因素,并指出任何投資過度或者投資不足都會影響投資效率。

之前的研究多從靜態(tài)的視角看待水利投資效率,忽視其動態(tài)演進(jìn)特征。而且由于理論不同,方法模型各異,樣本選擇有別,以及各個地區(qū)地理環(huán)境的特殊性和不平衡性,研究結(jié)論對效率成因及差異形成機(jī)制解釋不盡人意,與現(xiàn)實也有諸多不符之處。究其原因,主要是傳統(tǒng)的理論研究基于一些理想假設(shè),以時間維度和單要素分析為主,而現(xiàn)實是在地理空間承載之上運(yùn)行的。因此,以忽略空間維度的單要素模型進(jìn)行分析,無法滿足實際需要,進(jìn)而難以對水利投資效率成因及差異進(jìn)行有效分析。為探討我國水利投資效率空間分布特征、演化以及差異成因,筆者考慮地理空間因素,在全要素生產(chǎn)率視角下,運(yùn)用DEA對各省的水利投資進(jìn)行評價,通過空間自相關(guān)分析,描述我國水利建設(shè)的時空特征,在此基礎(chǔ)上,構(gòu)建空間計量模型,探尋影響我國水利投資效率因素,并剖析水利投資效率空間差異的成因。依據(jù)分析結(jié)論,為政府宏觀管理部門提出政策建議,推動水利投資效率的全面提升。

1 研究方法

1.1 DEA

Farrell[6]首先提出了通過效率邊界估計企業(yè)效率的方法。隨后,基于前沿效率分析的方法逐漸成為效率研究方面的主流。DEA模型的實質(zhì)是運(yùn)用線性規(guī)劃評價決策單元的效率[7],其基本思想是通過構(gòu)建一條非參數(shù)的包絡(luò)前沿線,有效點位于生產(chǎn)前沿上,無效點處于前沿的下方,從而實現(xiàn)對效率的測算。目前,關(guān)于效率測算方法主要分為單要素效率和全要素效率,由于單要素效率只是衡量投入與產(chǎn)出之間的比例關(guān)系,沒有考慮生產(chǎn)過程中其他投入要素的影響,其測算結(jié)果存在很大的局限性,基于全要素生產(chǎn)率的方法則彌補(bǔ)了這一缺陷[8]。本文運(yùn)用全要素生產(chǎn)理念,在生產(chǎn)函數(shù)框架下,運(yùn)用投入導(dǎo)向的規(guī)模報酬可變的BCC模型,對我國水利建設(shè)效率進(jìn)行測算。

假定有N個決策單元,每一個決策單元有k種投入,M種產(chǎn)出,則第i個決策單元的效率,可以通過求解線性規(guī)劃問題得出。

(1)

式中：θ為決策單元的效率值；λ為N×1的常向量。

1.2 空間自相關(guān)分析

1.2.1 全局空間自相關(guān)

全局空間自相關(guān)描述的是區(qū)域與周邊地區(qū)空間差異的平均程度。一般用Moran’s Ⅰ空間自相關(guān)統(tǒng)計量測算空間差異程度。

(2)

式中:Q為Moran’s Ⅰ 指數(shù);Yi為i地區(qū)的觀測值；n為地區(qū)的總數(shù)；wij為空間權(quán)重矩陣。

本文在研究我國各省水利投資效率差異時,基于具有共同邊界的一階Queen矩陣,定義空間權(quán)重,當(dāng)i地區(qū)與j地區(qū)相鄰時,wij=1;當(dāng)i地區(qū)與j地區(qū)不相鄰時,wij=0。

構(gòu)建Moran’s Ⅰ指數(shù)檢驗的Z統(tǒng)計量:

(3)

式中：wi和wj分別為空間矩陣i行與j列之和。

Moran’s Ⅰ指數(shù)取值范圍是[-1,1],當(dāng)Moran’s Ⅰ接近于+1(-1)時,說明變量具有很強(qiáng)的正(負(fù))空間自相關(guān)性；當(dāng)Moran’s Ⅰ接近于0,說明變量的空間自相關(guān)性很弱。

1.2.2 局部空間自相關(guān)

局部空間自相關(guān)反映區(qū)域空間差異的變化趨勢,揭示局部直至每個空間單元的空間自相關(guān)性質(zhì)。對于某個空間單元i表示為

(4)

Moran散點圖可用來描述局域空間的異質(zhì)性,橫軸對應(yīng)變量x的所有觀測值,縱軸對應(yīng)空間滯后向量(wx)的所有取值,每個地區(qū)觀測值的空間滯后就是該區(qū)域鄰近觀測值的加權(quán)平均,具體通過標(biāo)準(zhǔn)化的空間權(quán)重矩陣加以定義。

1.3 空間計量模型

傳統(tǒng)計量模型假設(shè)樣本勻質(zhì)化和相互獨(dú)立,當(dāng)樣本在空間分布上呈現(xiàn)出依賴特征和非均勻性特征時,再運(yùn)用傳統(tǒng)計量模型將違背高斯-馬爾可夫經(jīng)典假設(shè)[9],導(dǎo)致傳統(tǒng)計量方法估計結(jié)果不具有無偏性和一致性。因此,需要考慮空間計量模型。空間計量通過極大似然估計,實現(xiàn)估計結(jié)果的無偏性和一致性。本文構(gòu)建空間計量模型,分析影響水利投資效率分布的因素,解釋水利投資效率差異擴(kuò)大或縮小的內(nèi)在原因?？臻g計量模型包括空間自回歸模型、空間誤差模型。

1.3.1 空間自回歸模型

y=ρWy+βX+ε

ε～N(0,σ2In)

(5)

式中：y為因變量；X為自變量；ρ為空間自相關(guān)系數(shù)；W為空間權(quán)重矩陣；ε為隨機(jī)誤差項;β為回歸系數(shù)；σ2為誤差方差；In為單位矩陣。

鄰接矩陣的定義為基于具有共同邊界的一階Queen矩陣?？臻g自回歸模型表示因變量。

1.3.2 空間誤差模型

y=βX+μ

μ=λWμ+ε

ε～N(0,σ2In)

(6)

式中：λ為空間依賴系數(shù)；μ為正態(tài)分布的隨機(jī)誤差項。

鄰接矩陣的定義為基于具有共同邊界的一階Queen矩陣。

1.3.3 模型選擇判別依據(jù)

由于空間效應(yīng)可能表現(xiàn)在因變量或誤差項上,所以要對模型形式進(jìn)行判斷。判別依據(jù)是:依據(jù)LM檢驗方法,構(gòu)建LM-lag與LM-error統(tǒng)計量。若空間滯后模型LM-lag統(tǒng)計量比空間誤差模型LM-error統(tǒng)計量更顯著,則選擇空間滯后模型,反之則選擇空間誤差模型。如果2個都不顯著,保留OLS回歸結(jié)果[10]。

2 數(shù)據(jù)與變量

本文以我國30個省為研究對象,由于上海數(shù)據(jù)不全,在分析中予以剔除。原始數(shù)據(jù)均來源于2008—2013年的《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國水利統(tǒng)計年鑒》。

2.1 投入產(chǎn)出變量

從本質(zhì)上來看,水利投資效率投入指標(biāo)是設(shè)備與資金,借鑒任靜等[4]的研究,選取水利固定投資表示資金投入,選取鄉(xiāng)村辦水電站(裝機(jī)總量)表示資產(chǎn)的投入。水利投資效率產(chǎn)出指標(biāo)表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)效益、社會效益和生態(tài)效益,選取體現(xiàn)水利對于農(nóng)業(yè)發(fā)展以及整個經(jīng)濟(jì)社會的貢獻(xiàn)作用,借鑒郭唐兵等[1]的研究,本文選取水產(chǎn)品產(chǎn)量表示經(jīng)濟(jì)效益,以發(fā)電量表示社會效益,以有效灌溉面積和水土流失治理面積表示生態(tài)效益,從而對水利投資效率進(jìn)行測算。

表1 水利投資效率投入產(chǎn)出指標(biāo)體系

2.2 地區(qū)劃分

本文的東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、江蘇、浙江、福建、山東、廣東;中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖南、湖北、海南;西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、四川、重慶、廣西、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。

3 實證分析

3.1 水利投資效率全要素生產(chǎn)率測算

根據(jù)DEAP 2.1軟件,計算我國30個省2008—2012年的水利投資效率的全要素生產(chǎn)率,如表2所示。

表2 2008—2012年我國水利投資效率全要素生產(chǎn)率分解數(shù)據(jù)

由表2可知,只有東部地區(qū)的浙江,全要素生產(chǎn)率大于1,說明浙江省的水利投資效率逐年遞增,年平均變化率為0.3%,呈現(xiàn)出正的進(jìn)步性變化。全要素生產(chǎn)率可進(jìn)一步分解為技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步的乘積,技術(shù)效率可分解為純技術(shù)效率和規(guī)模效率的乘積。只有4個省份的技術(shù)效率小于1,并趨向于1,說明我國水利投資的純技術(shù)效率(即水利工程建設(shè)的管理等方面的投入)和規(guī)模效率(投資規(guī)模)對水利投資效率有正向影響,整體形勢良好。

全要素生產(chǎn)率過低的原因是技術(shù)進(jìn)步的變化,技術(shù)進(jìn)步包括施工企業(yè)在施工工藝和生產(chǎn)過程等方面的優(yōu)化改造以及生產(chǎn)要素和原材料質(zhì)量等。技術(shù)進(jìn)步的平均變化值為0.751,由此可見,我國水利建設(shè)的技術(shù)水平和利用效率都不高。表3為2008—2012年我國水利投資效率全要素生產(chǎn)率。

圖1 2008—2012我國水利投資效率的空間格局演變

表3 2008—2012年我國水利投資效率全要素生產(chǎn)率

由表3可以看出,我國的水利投資效率整體不高,但是東部地區(qū)優(yōu)于中部和西部地區(qū)。我國水利投資效率的空間分布差異顯著。

3.2 水利投資效率空間差異分析

3.2.1 全局空間自相關(guān)分析

運(yùn)用GeoDa軟件,計算我國2008—2012年水利效率全局Moran’s Ⅰ指數(shù),如表4 所示。結(jié)果表明,Moran’s Ⅰ都為正值,且Z值都達(dá)到1.96以上,都通過10%的顯著性檢驗,表明我國水利投資效率存在著空間集聚性,即具有較高(低)效率的地區(qū)一般與周圍較高(低)效率的地區(qū)相鄰,表現(xiàn)出“相近相似”的特征。

表4 我國水利投資效率的Moran’s Ⅰ指數(shù)

注：P表示伴隨概率，當(dāng)P<0.05時，Q顯著;Z表示Moran’s Ⅰ指數(shù)顯著性檢驗的結(jié)果。

3.2.2 局部空間自相關(guān)分析

圖1為2008年、2010年、2012年我國水利投資效率分布圖,反映了我國2008—2012 年間我國水利投資效率的空間演變格局。從總體上揭示了我國區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出在空間分布上“東高西低”的非均衡性。

3.3 空間計量模型

本文通過對現(xiàn)有文獻(xiàn)回顧,第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值、地方財政收入,農(nóng)村人口比重、水土流失治理面積對水利投資具有重要影響。根據(jù)以上影響因素,構(gòu)建空間計量模型。

空間自回歸模型:

ln(Iit)=β0+ρWln(Iit)+β1ln(Cit)+

β2ln(Fit)+β3ln(Pit)+β4ln(Sit)+ε

(7)

空間誤差模型:

ln(Iit)=β0+β1ln(Cit)+β2ln(Fit)+

β3ln(Pit)+β4ln(Sit)+μ

(8)

μ=λWμ+ε

式中：Iit為i地區(qū)t時期水利投資；Cit為i地區(qū)t時期的第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值；Fit為i地區(qū)t時期的財政收入；Pit為i地區(qū)t時期的農(nóng)業(yè)人口；Wit為i地區(qū)t時期的水土流失治理面積；β0,β1,β2,β3,β4為回歸系數(shù)；W為空間權(quán)重矩陣。

空間計量模型回歸結(jié)果如表5所示。

表5 我國水利投資空間計量模型結(jié)果

注:*為在10%的水平下顯著; **為在5%的水平下顯著；***為在1%的水平下顯著；括號內(nèi)的數(shù)字為對應(yīng)的t值。

通過對空間自回歸模型LM-LAG檢驗和空間誤差模型LM-error檢驗,發(fā)現(xiàn)空間自回歸模型LM-LAG統(tǒng)計量為1.177,小于6.635臨界值,統(tǒng)計量不顯著,而空間誤差模型LM-error統(tǒng)計量為32.131,大于臨界值6.635,統(tǒng)計量顯著。因此,本文將SEM模型回歸結(jié)果進(jìn)行分析。通過SEM模型與OLS模型的比較可以發(fā)現(xiàn),SEM模型的R2為0.096,大于OLS模型的0.860,同時大于空間自回歸模型的0.910。SEM模型的模擬效果較好。通過引入空間效應(yīng)對經(jīng)典回歸模型進(jìn)行了有效的修正,得到更加真實客觀的估計結(jié)果。

SEM模型的λ為0.059,且在1%的水平下顯著,表明我國水利投資存在顯著的空間相關(guān)性和依賴性。SEM模型中,ln(Cit)的系數(shù)為0.546,且在1%的水平下顯著,表明第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值是水利投資的影響因素;ln(Fit)的系數(shù)為0.681,且在1%的水平下顯著,表明財政收入對水利投資有影響。農(nóng)業(yè)人口比重與水土治理面積與水利投資沒有影響。

4 結(jié)論及政策建議

本文以全要素生產(chǎn)率視角,測算了我國2008—2012年30個省的水利投資效率,在此基礎(chǔ)上,運(yùn)用全局空間自相關(guān)與局部空間自相關(guān)分析方法對我國水利投資效率演進(jìn)的時空特征以及水利投資影響因素進(jìn)行實證分析,得出以下結(jié)論。

a.從全局空間自相關(guān)來看,我國水利投資效率具有空間依賴性,近鄰效應(yīng)顯著,即具有相近水利投資效率狀態(tài)的地區(qū)在地理空間上集聚。

b.從局部空間自相關(guān)來看,我國水利投資效率在空間分布上呈現(xiàn)“東高西低”的不均衡性,即水利投資效率較高的省區(qū)集聚于東部地區(qū),而水利投資效率較低的省區(qū)則集中于西部地區(qū)。

c.影響我國水利投資的主要因素是第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和財政收入。農(nóng)業(yè)是國家穩(wěn)定的基礎(chǔ),一個地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重較大,傾向于多投資水利建設(shè),財政收入則是實現(xiàn)投資完成的保障。

根據(jù)研究結(jié)論,本文提出3點政策建議,以提高水利投資效率,加快我國水利建設(shè)。

a.深化市場機(jī)制,對水利投資實施負(fù)面清單管理,提高資金使用效率。水利投資規(guī)模大、周期長,需要政府引導(dǎo),但僅靠政府單獨(dú)投資是不現(xiàn)實的,深化市場機(jī)制、優(yōu)化投資結(jié)構(gòu),采取多種方式拓寬水利投資渠道,可發(fā)動全社會的力量參與水利投資,實現(xiàn)水利建設(shè)的公益性和基礎(chǔ)性。對于外資投入的準(zhǔn)入機(jī)制,可實行負(fù)面清單管理模式,全球資金處于高度流通之中,在水利投資領(lǐng)域可創(chuàng)造一種政策寬松、環(huán)境開放、有投資前景的發(fā)展空間,使外資投資在負(fù)面清單管理機(jī)制的監(jiān)督下,提高水利投資效率,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)活躍發(fā)展。

b.完善保障機(jī)制,對水利投資實施績效管理,促進(jìn)水利投資便利化。水利投資和建設(shè)涉及水利、國土、建設(shè)、環(huán)保等部門的水務(wù)職能,分散的職能部門,難以發(fā)揮有效的資源整合能力,建立集水資源規(guī)劃、設(shè)計、開發(fā)、配置、污水處理等職能于一體的水務(wù)管理機(jī)制[11],整合分散的各個職能部門。建立有效的績效管理機(jī)制,通過績效計劃、績效輔導(dǎo)、績效考核與績效反饋,對各個職能部門進(jìn)行有效的管理。

b.區(qū)域政策協(xié)調(diào),對水利投資回收補(bǔ)償協(xié)同管理,促進(jìn)水利建設(shè)健康發(fā)展。按照補(bǔ)償成本、合理收益、公平負(fù)擔(dān)的原則,各個區(qū)域和部門要共同承擔(dān)水利投資的風(fēng)險和回報。水利是區(qū)域發(fā)展的重要基礎(chǔ)支撐,通過水利保障能力與統(tǒng)籌區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的步調(diào)一致,來解決東中西部之間、大江大河與中小河流之間、城市與農(nóng)村之間的水利建設(shè)差距;通過區(qū)域的協(xié)同協(xié)作,統(tǒng)籌流域區(qū)域水利協(xié)調(diào)發(fā)展,實現(xiàn)水資源的優(yōu)化配置與水利基礎(chǔ)設(shè)施的良性運(yùn)行。

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