武繼堯,韓增林,吳慧歌(遼寧師范大學(xué) 海洋經(jīng)濟(jì)與可持續(xù)發(fā)展研究中心,遼寧 大連 116029)

遼寧省水資源利用效率與空間溢出效應(yīng)研究

武繼堯,韓增林,吳慧歌
(遼寧師范大學(xué) 海洋經(jīng)濟(jì)與可持續(xù)發(fā)展研究中心,遼寧 大連 116029)

基于遼寧省14個(gè)地級(jí)市的水足跡面板數(shù)據(jù),利用數(shù)據(jù)包絡(luò)法測(cè)度了2004—2014年遼寧省各城市的水資源利用效率。從時(shí)間上看,2004—2014年遼寧省整體水資源利用效率呈上升趨勢(shì),但整體水資源利用效率較低;從空間上看,遼寧省水資源利用效率整體上呈中間高、東西兩側(cè)低的格局,且東側(cè)高于西側(cè)。運(yùn)用空間滯后模型、空間誤差模型和空間Durbin計(jì)量模型研究了遼寧省各城市水資源利用效率的空間溢出效應(yīng)，發(fā)現(xiàn):遼寧省水資源利用效率存在空間溢出效應(yīng),遼寧省各城市的勞均GDP、教育經(jīng)費(fèi)、工業(yè)和農(nóng)業(yè)用水比重、農(nóng)田實(shí)際灌溉平均用水量對(duì)水資源利用效率存在顯著正向影響;外商直接投資和人均用對(duì)水資源利用效率存在顯著負(fù)向影響;教育經(jīng)費(fèi)的增加、農(nóng)田實(shí)際灌溉平均用水量的控制能夠促進(jìn)水資源利用效率上升;外商直接投資和人均用水量的增加會(huì)導(dǎo)致水資源利用效率降低。

水足跡;SBM模型;水資源利用效率;溢出效應(yīng)

1 引言

作為區(qū)域經(jīng)濟(jì)和社會(huì)可持續(xù)發(fā)展的重要物質(zhì)條件,水資源的作用不可忽視。遼寧省人均水資源占有量?jī)H約為全國(guó)人均水平的1/3,是我國(guó)東北地區(qū)缺水最為嚴(yán)重的省份。隨著東北振興戰(zhàn)略的實(shí)施,工農(nóng)業(yè)發(fā)展和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)空前擴(kuò)張,城市用水需求的進(jìn)一步增加,遼寧省的地區(qū)用水總量由2003年的128億m3上升至2014年的141億m3。同時(shí),受全球氣候變化的影響,東北地區(qū)尤其是遼寧省的有效水資源供給呈現(xiàn)下降趨勢(shì)。以近年為例,2012年遼寧地區(qū)水資源總量為547億m3, 2014年下降至146億m3。加之遼寧地區(qū)水資源污染嚴(yán)重、水資源空間分布極不均衡,使遼寧地區(qū)水資源供給尤為不足。在水資源供給不足和需求不斷增加的雙重壓力下,水資源短缺問(wèn)題已成為制約遼寧省社會(huì)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的瓶頸之一。鑒于此,提高水資源的利用效率和空間上的合理調(diào)配,是解決遼寧地區(qū)水資源可持續(xù)發(fā)展的必然選擇。

目前水資源利用效率研究已取得一定的成果，有關(guān)人員對(duì)水資源利用效率進(jìn)行了大量研究。例如，錢文婧等利用DEA計(jì)算出1998—2008年全國(guó)省級(jí)全要素水資源利用效率[1];Tone提出用非徑向、非角度的(SBM)模型測(cè)度能源或生態(tài)等效率[2,3];趙良仕等基于非期望產(chǎn)出的SBM模型,測(cè)度了1997—2011年中國(guó)省際水資源利用效率[4];孫才志等利用DEA方法,計(jì)算了1999—2005年遼寧省水資源利用相對(duì)效率并對(duì)水資源利用相對(duì)效率與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系進(jìn)行了分析[5];蓋美等運(yùn)用SFA和DEA計(jì)算得到遼寧省環(huán)境絕對(duì)效率與相對(duì)效率[6]等。

當(dāng)前對(duì)水資源利用效率的測(cè)定主要有三種評(píng)價(jià)方法[1]:指標(biāo)體系評(píng)價(jià)法、隨機(jī)前沿分析法(SFA)和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(DEA)。數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(DEA)是1978年由美國(guó)著名運(yùn)籌學(xué)家Charnes、Cooper提出的,它是一種測(cè)定決策單元相對(duì)效率的方法[2],能測(cè)算具有相同類型投入和產(chǎn)出的若干部門的相對(duì)效率,可較好地反映水資源作為經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中投入要素的相對(duì)產(chǎn)出效率,是當(dāng)前水資源利用效率最常用的方法之一。劉滿鳳等從生產(chǎn)函數(shù)著手構(gòu)建了Durbin計(jì)量模型,研究了2000—2007年我國(guó)31個(gè)省市區(qū)的空間知識(shí)溢出效應(yīng)隨空間距離增大而不變化的特點(diǎn)[9];孫才志等運(yùn)用空間計(jì)量模型對(duì)我國(guó)31個(gè)省市區(qū)1997—2010年水資源全局環(huán)境技術(shù)效率進(jìn)行了測(cè)度,并對(duì)空間效應(yīng)進(jìn)行了研究[10];趙良仕等運(yùn)用空間Durbin計(jì)量模型,研究了1997—2011年我國(guó)省際水資源利用效率的空間溢出效應(yīng)[4]等。本文使用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法中的SBM模型測(cè)度了遼寧省水資源利用效率。

當(dāng)前水資源利用效率研究多集中在全國(guó)視角下的省域尺度研究,有關(guān)我國(guó)區(qū)域水資源利用效率的研究較少,有關(guān)我國(guó)東北地區(qū)尤其是遼寧省水資源利用效率的研究鮮見(jiàn)。在研究對(duì)象方面,傳統(tǒng)的水資源效率測(cè)度往往使用水資源消耗量來(lái)衡量水資源的消耗,但水資源消耗量往往不能反映水資源消耗的真實(shí)占用情況,相比之下水足跡測(cè)度則能更好地反映水資源消耗的真實(shí)情況。在研究尺度方面,當(dāng)前研究多集中在省域和縣域,而以地級(jí)市為視角的研究不多見(jiàn)。在時(shí)間選擇方面,現(xiàn)有文獻(xiàn)多集中在對(duì)當(dāng)前現(xiàn)象的歸納探討,忽略了對(duì)某一時(shí)期特殊問(wèn)題的研究總結(jié)。在水資源利用方面,目前還沒(méi)有關(guān)于首輪?wèn)|北振興背景下的遼寧地區(qū)水資源利用效率方面的研究和總結(jié)。

終上所述,本文使用能反映水資源消耗真實(shí)占用情況的水足跡法測(cè)度遼寧省水資源利用效率,以遼寧省14個(gè)地市為研究對(duì)象,以空間滯后模型、空間誤差模型和空間Durbin模型為手段,從空間分異視角揭示遼寧水資源利用空間演變規(guī)律和空間溢出效應(yīng),探究遼寧省各城市水資源利用效率空間溢出效應(yīng)的影響因素;以2004—2014年為時(shí)間節(jié)點(diǎn),對(duì)東北振興期間的遼寧地區(qū)水資源利用效率進(jìn)行研究和總結(jié),為東北再振興計(jì)劃中的遼寧地區(qū)水資源利用提供理論指導(dǎo)。

2 研究方法與數(shù)據(jù)來(lái)源

2.1 SBM模型

傳統(tǒng)DEA模型有C2R和B2C,兩者是以投入或產(chǎn)出的徑向計(jì)算,在計(jì)算中忽視了松弛量,從而造成對(duì)效率的過(guò)高估計(jì)。Tone提出擴(kuò)展的DEA模型即SBM模型,將最大投入冗余與最大產(chǎn)出不足帶入原目標(biāo)函數(shù)體現(xiàn)松弛量的作用,構(gòu)建的SBM模型為:

(1)

2.2 空間Durbin計(jì)量模型

空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為:一個(gè)地區(qū)空間單元上的某種經(jīng)濟(jì)地理現(xiàn)象或某一屬性值與鄰近地區(qū)空間單元上同一現(xiàn)象或?qū)傩灾凳窍嚓P(guān)的[12]。當(dāng)遼寧省水資源利用效率的空間相關(guān)性得到驗(yàn)證時(shí),我們就可利用空間面板模型來(lái)測(cè)度水資源利用效率的空間溢出效應(yīng)。本文選用空間Durbin計(jì)量模型測(cè)算遼寧省各城市水資源利用效率的空間溢出效應(yīng),并與空間滯后模型和空間誤差模型的回歸結(jié)果進(jìn)行了對(duì)比分析。

空間Durbin計(jì)量模型、空間滯后模型和空間誤差模型的公式分別為:

Y=ρWY+Xβ+WXθ+ε

(2)

Y=ρWY+Xβ+ε

(3)

Y=Xβ+ε

(4)

式中,Y為水資源利用效率,W為空間權(quán)重矩陣,X為水資源利用效率的印象因素,WX為水資源利用效率的影響因素的滯后項(xiàng),ρ為因變量滯后系數(shù),β為自變量系數(shù),θ為自變量滯后系數(shù),ε是與地區(qū)和時(shí)期均無(wú)關(guān)的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

由于空間權(quán)重矩陣的引入使空間計(jì)量模型具有非線性結(jié)構(gòu),因此回歸系數(shù)不再反映自變量對(duì)因變量的影響。LeSage、Pace以偏導(dǎo)矩的方式給出了空間計(jì)量模型的參數(shù)釋義,提出了總效應(yīng)、直接效應(yīng)、間接效應(yīng)等概念[13]?？傂?yīng)表示某個(gè)解釋變量對(duì)全部地區(qū)造成的平均影響,直接效應(yīng)表示某個(gè)地區(qū)的解釋變量對(duì)本地區(qū)水資源利用效率的影響,間接效應(yīng)表示某個(gè)地區(qū)的解釋變量對(duì)除本地區(qū)以外的其他地區(qū)水資源利用效率的影響,而對(duì)本地區(qū)該解釋變量沒(méi)有影響,將式(4)用以下形式表示:

(In-ρW)Y=Xβ+WXθ+ε

(5)

對(duì)式(5)兩邊同乘以(In-ρW)-1,并展開(kāi)為:

(6)

Sr(W)=V(W)(Inβr+Wθr),V(W)=(In-ρW)-1，展開(kāi)得：

Y1Y2?Yn?è???????÷÷÷÷÷=Σkr=1Sr(W)11Sr(W)12…Sr(W)1nSr(W)21Sr(W)22…Sr(W)2n????Sr(W)n1Sr(W)n2…Sr(W)nn?è???????÷÷÷÷÷x1rx2r?xnr?è???????÷÷÷÷÷

+V(W)ε

(7)

由式(7)因變量Y對(duì)自變量X求偏導(dǎo)可認(rèn)為是自變量X對(duì)因變量造成的影響,因此得到總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)分別為:

(8)

(9)

(10)

2.3 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的遼寧省14個(gè)城市的數(shù)據(jù)來(lái)源于2005—2015年的《遼寧省統(tǒng)計(jì)年鑒》,2004—2014年的《遼寧省水資源公報(bào)》,2005—2015年《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》和遼寧省各城市的統(tǒng)計(jì)公報(bào)等相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。

3 水資源利用效率測(cè)度

本文選取水足跡、勞動(dòng)力、固定資產(chǎn)投資作為投入指標(biāo),GDP作為產(chǎn)出指標(biāo)。水足跡體現(xiàn)了社會(huì)—經(jīng)濟(jì)—生態(tài)系統(tǒng)真實(shí)的水資源消耗量,勞動(dòng)力反映從業(yè)人員在生產(chǎn)過(guò)程中的實(shí)際投入量,固定資產(chǎn)投資反映社會(huì)—經(jīng)濟(jì)—生態(tài)系統(tǒng)中的資金投入,GDP反映社會(huì)—經(jīng)濟(jì)—生態(tài)系統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)效益。鑒于數(shù)據(jù)的可得性,文中社會(huì)—經(jīng)濟(jì)—生態(tài)系統(tǒng)僅考慮經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出。固定資產(chǎn)投資以2004年為基期的固定資產(chǎn)投資作為資本投入,GDP以2004年為基期的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值作為產(chǎn)出。利用遼寧省14個(gè)城市2004—2014年的面板數(shù)據(jù)和SBM模型測(cè)度水資源利用效率見(jiàn)表1。

從時(shí)間上看,2004—2014年遼寧省整體水資源利用效率呈上升趨勢(shì),但整體水資源利用效率較低。沈陽(yáng)、營(yíng)口的水資源利用效率增長(zhǎng)最為明顯,沈陽(yáng)的水資源利用效率從2004年0.81增加到2014年的1.00,并在2011年水資源利用效率達(dá)到最優(yōu)；營(yíng)口的水資源利用效率從2004年的0.49增長(zhǎng)到2014年的0.68,2004—2014年水資源利用效率增長(zhǎng)了36.73%。沈陽(yáng)、營(yíng)口的水資源利用效率的增加主要得益于GDP的迅速增長(zhǎng),產(chǎn)出增長(zhǎng)拉動(dòng)了效率的提高。2004—2014年大連(除2005年外)、鞍山的水資源利用效率一直維持在最優(yōu)效率。撫順、本溪、丹東、錦州、阜新、遼陽(yáng)、朝陽(yáng)、葫蘆島的水資源利用效率有所增長(zhǎng),但增長(zhǎng)速度緩慢,水資源利用效率離最優(yōu)效率有較大差距,水資源利用效率增長(zhǎng)潛力巨大。這些地區(qū)GDP的增長(zhǎng)速度落后于水足跡、勞動(dòng)力和固定資產(chǎn)投資額的增長(zhǎng)速度,因此制約了水資源利用效率的增長(zhǎng)。

表1 2004—2014年遼寧各城市水資源利用效

值得注意的是,盤錦、鐵嶺的水資源利用效率整體上先下降后上升,波動(dòng)起伏較大。這種波動(dòng)主要是投入—產(chǎn)出要素的變動(dòng)較大致使效率產(chǎn)生波動(dòng),在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)初期因?yàn)榻Y(jié)構(gòu)調(diào)整出現(xiàn)效率下降,但在后期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)效應(yīng)開(kāi)始顯現(xiàn),水資源利用效率因此上升。此外,2004—2014年遼寧省各市水資源利用效率差別很大,水資源利用效率算術(shù)平均值的最小值為0.25,最大值為1.00。由于水資源的產(chǎn)出主要體現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)效益,因此水資源利用效率的差異反映了遼寧省各市經(jīng)濟(jì)發(fā)展效益的差異。

從空間上看,遼寧省水資源利用效率整體上呈中間高東西兩側(cè)低的格局,且東側(cè)高于西側(cè)(圖1)。按照自然間斷點(diǎn)分類法,本文將遼寧省14個(gè)城市的水資源利用效率分為高效率地區(qū)、中效率地區(qū)、低效率地區(qū),并選取2004年、2007年、2010年、2014年作為樣本來(lái)反映遼寧省14個(gè)城市的水資源利用效率空間格局變化。由圖1可知,高效率地區(qū)一直分布在大連、鞍山、盤錦、沈陽(yáng),且高效率地區(qū)兩側(cè)(除阜新和鐵嶺外)均為中效率地區(qū),說(shuō)明水資源利用效率的溢出效應(yīng)明顯。10年間,大連、鞍山、盤錦、沈陽(yáng)各個(gè)時(shí)期的水資源利用效率都很高,尤其是大連和鞍山的水資源利用效率10年來(lái)均保持在最優(yōu)效率水平。2004—2014年中效率地區(qū)在減少,錦州、營(yíng)口、遼陽(yáng)、丹東、本溪、撫順一直是中效率地區(qū),但葫蘆島和鐵嶺從中效率地區(qū)變?yōu)榈托实貐^(qū),說(shuō)明2004—2014年葫蘆島、鐵嶺的水資源利用效率增長(zhǎng)速度落后于其他地區(qū),且鐵嶺市水資源利用效率有所降低，朝陽(yáng)、阜新一直處于低效率地區(qū)。從空間上看，低效率地區(qū)向南部的葫蘆島和北部的鐵嶺擴(kuò)張,說(shuō)明低效率地區(qū)也存在溢出效應(yīng)。

圖1 遼寧省水資源利用效率變化

4 水資源利用效率溢出效應(yīng)分析

為了進(jìn)一步測(cè)度遼寧省水資源利用效率的空間溢出效應(yīng),本文利用空間Durbin計(jì)量模型對(duì)遼寧省的水資源利用效率進(jìn)行分析。

4.1 空間Durbin計(jì)量模型回歸結(jié)果

水資源利用效率的分析表明,遼寧省城市的水資源利用效率存在顯著的空間溢出效應(yīng),高效率地區(qū)呈現(xiàn)出空間集聚現(xiàn)象。本文通過(guò)空間溢出效應(yīng)測(cè)算來(lái)具體說(shuō)明何種因素可對(duì)水資源利用效率的空間溢出效應(yīng)產(chǎn)生影響。

表2 模型回歸結(jié)果

注:***表示1%水平上顯著,**表示5%水平上顯著,*表示10%水平上顯著。

表2給出了空間滯后模型、空間誤差模型和空間Durbin計(jì)量模型三種計(jì)量模型的回歸結(jié)果。通過(guò)Hausman檢驗(yàn)可確定三種計(jì)量模型均采用固定效應(yīng),而拒絕隨機(jī)效應(yīng)。由各模型R2值結(jié)果可見(jiàn),包含因變量滯后向和自變量滯后項(xiàng)的空間Durbin計(jì)量模型擬合度高于空間滯后模型和空間誤差模型,所以使用空間Durbin計(jì)量模型更能準(zhǔn)確地描述各變量的變動(dòng)規(guī)律,結(jié)論更具可靠性。三種空間計(jì)量模型的各項(xiàng)回歸系數(shù)空間自回歸系數(shù)ρ均為正值,且顯著性較高,說(shuō)明遼寧省各城市水資源利用效率存在溢出效應(yīng)。因此,在對(duì)遼寧省水資源利用效率過(guò)程中應(yīng)考慮空間因素,而空間外部性效應(yīng)對(duì)水資源利用效率的提高具有非常重要的影響。

在空間滯后模型狀況下,勞均GDP、教育經(jīng)費(fèi)、外商直接投資、水資源總量、人均用水量、農(nóng)田實(shí)際灌溉平均用水量、工業(yè)用水比重對(duì)水資源利用效率產(chǎn)生顯著正向影響;在空間誤差模型情況下,勞均GDP、外商直接投資、人均用水量、農(nóng)田實(shí)際灌溉平均用水量、工業(yè)用水比重和第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重對(duì)水資源利用效率存在顯著的正向影響;在空間Durbin計(jì)量模型情況下,勞均GDP、教育經(jīng)費(fèi)、萬(wàn)元GDP增加值用水量及滯后、人均用水量及滯后、農(nóng)田實(shí)際灌溉平均用水量及滯后、交通基礎(chǔ)設(shè)施、農(nóng)業(yè)用水比重及滯后、第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重及滯后、滯后外商直接投資、滯后工業(yè)用水比重、滯后水資源總量對(duì)水資源利用效率存在顯著正向影響?？臻g滯后模型、空間誤差模型、空間Durbin計(jì)量模型的R2值和似然比值較好,證明回歸結(jié)果比較理想。

三種回歸模型的結(jié)果表明,勞均GDP、農(nóng)田實(shí)際灌溉平均用水量及滯后和農(nóng)業(yè)用水重因素均對(duì)遼寧省水資源利用效率產(chǎn)生正向影響,其中勞均GDP因素在1%的顯著水平上正向影響水資源利用效率;在空間滯后模型情況下,農(nóng)田實(shí)際灌溉平均用水量因素在5%的顯著水平上正向影響水資源的利用效率,而在空間誤差模型與空間Durbin計(jì)量模型中在1%的顯著水平上正向影響水資源的利用效率。

4.2 空間Durbin計(jì)量模型效應(yīng)分析

由于回歸模型的回歸系數(shù)并不能完全反應(yīng)自變量對(duì)因變量的影響,需要通過(guò)空間Durbin計(jì)量模型中的總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)來(lái)反映(表3)。

表3 解釋變量的總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)

注:***表示在1%的水平上顯著,**表示在5%的水平上顯著,*表示在10%的水平上顯著。

在空間Durbin計(jì)量模型總效應(yīng)中,遼寧省各城市的第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重、工業(yè)用水比重、教育經(jīng)費(fèi)、勞均GDP、農(nóng)田實(shí)際灌溉平均用水量、交通基礎(chǔ)設(shè)施、農(nóng)業(yè)用水比重因素對(duì)所有的城市水資源利用效率為正向影響。其中,勞均GDP、教育經(jīng)費(fèi)、農(nóng)田實(shí)際灌溉平均用水量、農(nóng)業(yè)和工業(yè)用水比重對(duì)水資源利用效率為顯著的正向影響;而遼寧省各城市的水資源總量、外商直接投資、萬(wàn)元GDP增加值用水量因素對(duì)所有城市水資源利用效率為負(fù)向影響,水資源總量、外商直接投資為顯著的負(fù)向影響因素。通過(guò)增加和減少以上這些因素，不但可促進(jìn)本市水資源利用效率的提高,而且可帶動(dòng)其他城市水資源利用效率共同提高。

在空間Durbin計(jì)量模型直接效應(yīng)中,遼寧省各城市的第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重、教育經(jīng)費(fèi)、勞均GDP、農(nóng)田實(shí)際灌溉平均用水量因素對(duì)本市水資源利用效率造成顯著的正向影響,而遼寧省各城市的交通基礎(chǔ)設(shè)施、農(nóng)業(yè)用水比重、工業(yè)用水比重、人均用水量、萬(wàn)元GDP增加值用水量因素對(duì)本市水資源利用效率為顯著的負(fù)向影響。遼寧省各城市控制以上這些因素可促進(jìn)本市水資源利用效率的提高,但不能帶動(dòng)其他城市共同提高。

在空間Durbin計(jì)量模型間接效應(yīng)中,遼寧省各城市的工業(yè)用水比重、農(nóng)業(yè)用水比重、交通基礎(chǔ)設(shè)施、農(nóng)田實(shí)際灌溉平均用水量和教育經(jīng)費(fèi)因素對(duì)除本市外其他城市水資源利用效率造成正向影響,而遼寧省各城市的外商直接投資、人均用水量因素對(duì)除本市外的其他城市水資源利用效率為顯著的負(fù)向影響。

在空間Durbin計(jì)量模型總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)中,教育經(jīng)費(fèi)和農(nóng)田實(shí)際灌溉平均用水量因素均對(duì)水資源利用效率為顯著的正向影響;外商直接投資和人均用水量因素均對(duì)水資源利用效率為負(fù)向影響,其中人均用水量在1%水平上為顯著的負(fù)向影響因素。因此,遼寧省各城市不能盲目追求外商直接投資,應(yīng)從控制農(nóng)田實(shí)際灌溉平均用水量、減少人均用水量和增加教育經(jīng)費(fèi)等手段共同促使遼寧省各城市的水資源利用效率的提高。

總之,以空間Durbin計(jì)量模型在內(nèi)的三種計(jì)量模型的回歸結(jié)果表明,不能盲目追求外商投資,應(yīng)增加教育經(jīng)費(fèi)提高水資源利用效率。雖然農(nóng)業(yè)用水和工業(yè)用水在總用水量中占較大比重,但可通過(guò)技術(shù)與設(shè)備的改進(jìn)、建立高效節(jié)水農(nóng)業(yè)等措施促進(jìn)水資源利用效率的提高。遼寧省各城市的萬(wàn)元GDP增加值用水量、人均用水量和交通基礎(chǔ)設(shè)施因素顯著負(fù)向影響水資源利用效率,因此各城市應(yīng)增強(qiáng)交通基礎(chǔ)設(shè)施、控制萬(wàn)元GDP增加值用水量和大力宣傳節(jié)水工作等措施提高全省的水資源利用效率。

5 小結(jié)與討論

基于遼寧省14個(gè)城市的水足跡面板數(shù)據(jù),利用SBM模型分析了2004—2014年遼寧14個(gè)城市的水資源利用效率,運(yùn)用空間滯后模型和空間誤差模型和空間Durbin計(jì)量模型探究了遼寧省各城市水資源利用效率的空間溢出效應(yīng)的影響因素。

本文得出以下結(jié)論:①在東北振興期間,遼寧省整體水資源利用效率呈上升趨勢(shì),但整體水資源利用效率較低。從空間上看,遼寧省水資源利用效率整體上呈“中部凸起兩翼跟隨”的狀態(tài),且東側(cè)高于西側(cè)。②運(yùn)用空間滯后模型、空間誤差模型和空間Durbin計(jì)量模型對(duì)水資源利用效率進(jìn)行回歸分析,空間自回歸系數(shù)均大于0.2,且都具有較高的顯著水平,說(shuō)明遼寧省水資源利用效率存在空間溢出效應(yīng)。③通過(guò)總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)反應(yīng)的自變量對(duì)水資源利用效率因變量的影響表明,勞均GDP、教育經(jīng)費(fèi)、農(nóng)田實(shí)際灌溉平均用水量、交通基礎(chǔ)設(shè)施、農(nóng)業(yè)用水量、工業(yè)用水量和第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重因素正向影響水資源的利用效率,而遼寧省各城市的外商直接投資、人均用水量、萬(wàn)元GDP增加值用水量、水資源總量負(fù)向影響水資源的利用效率。

從時(shí)間上看,在東北振興期間遼寧地區(qū)水資源利用效率得到了較大提升。從空間上看,遼寧地區(qū)水資源利用效率整體態(tài)勢(shì)沒(méi)有發(fā)生明顯變化,但東南地區(qū)和西北地區(qū)的水資源利用效率呈現(xiàn)下降趨勢(shì)。從結(jié)果上看,應(yīng)從增加教育經(jīng)費(fèi)、控制萬(wàn)元GDP增加值用水量、增強(qiáng)交通基礎(chǔ)設(shè)施、減少人均用水量等手段提高遼寧省各城市的水資源利用效率。同時(shí),不能盲目追求外商投資,對(duì)用水應(yīng)進(jìn)行相應(yīng)的控制。雖然農(nóng)業(yè)用水在總用水中占較大比重,但可通過(guò)改進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)和設(shè)備、采取高效節(jié)水農(nóng)業(yè)等措施促進(jìn)水資源利用效率的提高,在新一輪?wèn)|北振興中實(shí)現(xiàn)遼寧地區(qū)水資源利用效率提高與經(jīng)濟(jì)振興同步發(fā)展。

[1]錢文婧,賀燦飛.中國(guó)水資源利用效率區(qū)域差異及影響因素[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境,2011,21(2)∶54-60.

[2]Tone K.A Slacks-based Measure of Efficiency in Data Envelopment Analysis[J].European Journal of Operational Research,2001,130(3)∶498-509.

[3]Tone K.Dealing with Undesirable Outputs in DE[Z].GRIPS Research Report Series,2003.

[4]趙良仕,孫才志,鄭德鳳.中國(guó)省際水資源利用效率與空間溢出效應(yīng)測(cè)度[J].地理學(xué)報(bào),2014,69(1)∶121-132.

[5]孫才志,李紅新.遼寧省水資源利用相對(duì)效率的時(shí)空分異[J].資源科學(xué),2008,30(10)∶1442-1448.

[6]蓋美,連冬,田成詩(shī),等.遼寧省環(huán)境效率及其時(shí)空分異[J].地理研究,2014,33(12)∶2345-2357.

[7]沈滿洪,陳慶能.水資源經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京：中國(guó)環(huán)境科學(xué)出版社,2008.

[8]Charnes A,Cooper W W,Rhodes E.Measuring the Efficiency of Decision Making Units[J].European Journal of Operational Research,1978,2(6)∶429-444.

[9]劉滿鳳,唐厚興.基于空間Durbin模型的區(qū)域知識(shí)溢出效應(yīng)實(shí)證研究[J].科技進(jìn)步與對(duì)策,2010,27(18)∶28-33.

[10]孫才志,趙良仕,鄒瑋.中國(guó)省際水資源全局環(huán)境技術(shù)效率測(cè)度及其空間效應(yīng)研究[J].自然資源學(xué)報(bào),2014,29(4)∶553-563.

[11]Barro R J,Sala-i-Martin X.Convergence[J].Journal of Political Economy,1992,100(2)∶223-250.

[12]Anselin L.Spatial Econometrics：Methods and Models[M].Dordrecht：Lluwer,1988∶27-41.

[13]LeSage P J,Pace R K.Introduction to Spatial Econometrics[M].New York：CRC Press,2009∶27-41.

[14]趙良仕,孫才志,鄭德鳳.中國(guó)省際水足跡強(qiáng)度收斂的空間計(jì)量分析[J].生態(tài)學(xué)報(bào),2014,34(5)∶1085-1093.

[15]孫才志,趙良仕.環(huán)境規(guī)制下的中國(guó)水資源利用環(huán)境技術(shù)效率測(cè)度及空間關(guān)聯(lián)特征分析[J].經(jīng)濟(jì)地理,2013,33(2)∶26-32.

[16]趙良仕,孫才志.基于Global-Malmquist-Luenberger指數(shù)的中國(guó)水資源全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)評(píng)價(jià)[J].資源科學(xué),2013,35(6)∶1229-1237.

[17]孫才志,劉玉玉.基于DEA-ESDA的中國(guó)水資源利用相對(duì)效率的時(shí)空格局分析[J].資源科學(xué),2009,31(10)∶1696-1703.

[18]郝春琴,何偉才,程世迎.遼寧省水資源可持續(xù)開(kāi)發(fā)利用的對(duì)策與建議[J].東北水利水電,2004,22(3)∶9-10.

[19]韓雪,孫才志.中國(guó)主要農(nóng)產(chǎn)品虛擬水流動(dòng)格局形成機(jī)理研究[J].資源科學(xué),2013,35(8)∶1567-1576.

[20]趙晨,王遠(yuǎn),谷學(xué)明,等.基于數(shù)據(jù)包絡(luò)分析的江蘇省水資源利用效率[J].生態(tài)學(xué)報(bào),2013,33(5)∶1636-1644.

WaterResourceUtilizationEfficiencyandItsSpatialSpilloverEffectsMeasureinLiaoningProvince

WU Ji-yao,HAN Zeng-lin,WU Hui-ge
(Center for Studies of Marine Economy and Sustainable Development,Liaoning Normal University,Dalian 116029,China)

Based on Liaoning Province of 14 cities panel date of water footprint,established the water resources utilization efficiency of every cities in Liaoning Province by using date envelopment analysis model in the view of time line.Overall utilization efficiency of water resources in Liaoning province was on the rise from 2004-2014,but the water use efficiency was low.From the space point of views,overall utilization efficiency of water resources in Liaoning Province showed the middle high,east and west on both sides of the low pattern,and the east side was higher than the west side.By mean of the spatial lag model,spatial error model and space Durbin econometric model,this paper studied the spatial spillover effects of water resources utilization efficiency every cities in Liaoning Province.The results showed that there was significant spatial correlation in water resource efficiency of every cities in Liaoning Province.The GDP per labor,the education funds,the proportion of industrial and agricultural water and actual irrigation water consumption per area had positive significant influence.The factors of foreign direct investment and per capita water consumption had negative significant influence. Increasing in the education funds control the actual irrigation water consumption per area could promote the water resources utilization efficiency.Increasing in the factors of foreign direct investment and per capita water consumption resulted in the reduce of the water resources utilization efficiency.

water footprint;SBM model;water resources utilization efficiency;spillover effects

10.3969/j.issn.1005-8141.2017.04.007

TV213.9

A

1005-8141(2017)04-0417-06

2017-02-22；

2017-03-14

國(guó)家自然科學(xué)青年基金項(xiàng)目“中國(guó)周邊海洋地緣環(huán)境系統(tǒng)脆弱性時(shí)空演變特征及其機(jī)理研究”(編號(hào):41601114);教育部人文社會(huì)科學(xué)青年基金項(xiàng)目“海洋地緣環(huán)境系統(tǒng)脆弱性時(shí)空演變特征及其機(jī)理研究——以南海為例”(編號(hào):16YJC790080)。

及通訊作者簡(jiǎn)介：武繼堯(1993-),男,遼寧省丹東人,碩士研究生,研究方向?yàn)槿宋牡乩?海洋經(jīng)濟(jì)地理。