孫才志 馬奇飛 李素娟

摘要：在SBM-Malmquist全要素生產(chǎn)率指數(shù)模型的基礎(chǔ)上，通過(guò)構(gòu)建VAR模型，對(duì)群組前沿下中國(guó)東、中、西部水資源綠色效率TFP及其分解指數(shù)進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，旨在對(duì)中國(guó)水資源綠色效率未來(lái)發(fā)展趨勢(shì)進(jìn)行預(yù)測(cè)，為各地區(qū)有針對(duì)性地提高水資源綠色效率提供依據(jù)。研究表明：中國(guó)水資源綠色效率TFP及其分解指數(shù)在1%的顯著水平下呈一階單整序列，并具有長(zhǎng)期且穩(wěn)定的均衡性，東、中、西部VAR模型均通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，滿足后續(xù)分析的運(yùn)行條件；通過(guò)脈沖響應(yīng)和方差分解分析可知，未來(lái)中國(guó)水資源綠色效率TFP受其自身影響明顯，但有下降趨勢(shì)；東部地區(qū)TFP的增長(zhǎng)有賴于技術(shù)進(jìn)步的提高（其貢獻(xiàn)度高達(dá)20%），中部地區(qū)主要依賴于管理水平的提高和生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大，而西部地區(qū)得益于技術(shù)進(jìn)步、純技術(shù)效率和規(guī)模效率的協(xié)同發(fā)展。模型較好地模擬了TFP本身及其分解指數(shù)對(duì)水資源綠色效率TFP的影響，證明了VAR模型在水資源綠色效率研究中應(yīng)用的合理性。

關(guān)鍵詞：水資源綠色效率；SBM模型；VAR模型；脈沖響應(yīng)函數(shù)；方差分解

中圖分類號(hào)：TV211.1 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A doi：10.3969/i.issn.1000-1379.2018.02.010

當(dāng)前，我國(guó)在水資源開(kāi)發(fā)利用過(guò)程中存在著3個(gè)明顯的問(wèn)題：①水資源短缺與利用效率低下共存；②水環(huán)境惡化與水生態(tài)失衡共存；③制度建設(shè)無(wú)法滿足水資源可持續(xù)利用的要求。針對(duì)這些問(wèn)題，國(guó)務(wù)院于2012年發(fā)布了《關(guān)于實(shí)行最嚴(yán)格水資源管理制度的意見(jiàn)》，同時(shí)劃定了用水總量、用水效率和水功能區(qū)限制納污“三條紅線”，并將提高用水效率放在突出位置。黨的十九大報(bào)告指出：“建設(shè)生態(tài)文明是中華民族永續(xù)發(fā)展的千年大計(jì)，必須堅(jiān)持節(jié)約資源和保護(hù)環(huán)境的基本國(guó)策，實(shí)行最嚴(yán)格的生態(tài)環(huán)境保護(hù)制度，形成綠色發(fā)展方式和生產(chǎn)方式，堅(jiān)持走生產(chǎn)發(fā)展、生活富裕、生態(tài)良好的文明發(fā)展道路。”水資源是國(guó)家永續(xù)發(fā)展的重要資源，水資源綠色效率研究是時(shí)代發(fā)展的要求，對(duì)解決中國(guó)水資源短缺問(wèn)題具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

早期的水資源利用效率研究主要集中在工業(yè)、農(nóng)業(yè)、城市生活用水效率的測(cè)度等方面，其側(cè)重點(diǎn)大多僅考慮經(jīng)濟(jì)效益，即把GDP作為唯一產(chǎn)出，這顯然不符合社會(huì)發(fā)展的實(shí)際生產(chǎn)過(guò)程。孫才志等、馬海良等對(duì)水資源利用效率的驅(qū)動(dòng)因素和影響機(jī)理進(jìn)行了探索，并嘗試將污染物作為非期望產(chǎn)出納入水資源利用效率評(píng)價(jià)體系中，得到了廣大學(xué)者的認(rèn)同。上述研究豐富了水資源利用效率評(píng)價(jià)體系，為水資源的高效利用提供了重要的理論支撐，但依然存在以下不足：①把我國(guó)作為一個(gè)整體研究對(duì)象，認(rèn)為全國(guó)各地具有相同的生產(chǎn)前沿，然而我國(guó)是一個(gè)區(qū)域資源稟賦差異極大的國(guó)家，各地區(qū)在資本稟賦、勞動(dòng)力稟賦、水資源稟賦等方面存在較大差異，因而不同地區(qū)可能面對(duì)著不同的生產(chǎn)前沿，如果不將地區(qū)差異考慮進(jìn)去，繼續(xù)采用總體樣本對(duì)水資源利用效率進(jìn)行評(píng)價(jià)，就勢(shì)必對(duì)各地區(qū)真實(shí)的水資源利用效率測(cè)度造成誤差；②僅對(duì)我國(guó)當(dāng)前的用水效率進(jìn)行測(cè)度，而沒(méi)有對(duì)未來(lái)水資源利用效率的發(fā)展趨勢(shì)作出預(yù)測(cè)，因此其結(jié)果具有一定的時(shí)限性，不符合可持續(xù)發(fā)展的要求；③僅考慮了水資源利用所帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)和環(huán)境效益，未考慮社會(huì)效益，而“以人為本”的綠色發(fā)展理念要求我們實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)-社會(huì)-環(huán)境的協(xié)同發(fā)展，因此把社會(huì)發(fā)展指數(shù)納入水資源利用效率評(píng)價(jià)體系中顯得尤為重要。

鑒于此，筆者運(yùn)用SBM-Malmquist全要素生產(chǎn)率（TFP）指數(shù)模型，對(duì)我國(guó)東部、中部、西部三大地區(qū)水資源綠色效率TFP及其分解指數(shù)進(jìn)行測(cè)度，并通過(guò)構(gòu)建VAR模型，對(duì)各地區(qū)水資源綠色效率TFP及其分解指數(shù)進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，以及對(duì)中國(guó)水資源綠色效率未來(lái)發(fā)展趨勢(shì)進(jìn)行預(yù)測(cè)，以期為各地區(qū)有針對(duì)性地提高水資源綠色效率提供依據(jù)。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.1 SBM-DEA模型

傳統(tǒng)的數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（DEA）在測(cè)度用水效率時(shí)僅考慮經(jīng)濟(jì)效益，而不考慮非期望產(chǎn)出所帶來(lái)的影響，這與實(shí)際的生產(chǎn)過(guò)程不相符，忽視了投入與產(chǎn)出的松弛性問(wèn)題。Tone提出的非徑向、非角度基于松弛變量的SBM模型，將各投入產(chǎn)出的松弛變量直接納入到目標(biāo)函數(shù)中，解決了松弛變量對(duì)測(cè)度值的影響。模型表達(dá)式為式中：SEC、PEC分別為規(guī)模效率變化指數(shù)、純技術(shù)效率變化指數(shù)。

TFP>1表示全要素生產(chǎn)率提高，TFP<1表示全要素生產(chǎn)率下降，TFP=1表示全要素生產(chǎn)率沒(méi)有變化（即保持穩(wěn)定），EC、TC、SEC、PEC與TFP判定標(biāo)準(zhǔn)相同。

1.3 VAR模型

向量自回歸（VAR）是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)建立模型，把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量作為所有內(nèi)生變量的滯后值來(lái)構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到多元時(shí)間序列變量組成的“向量”自回歸模型。應(yīng)用VAR模型進(jìn)行運(yùn)算的步驟：①變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)；②滯后階數(shù)的確定；③協(xié)整性檢驗(yàn)（鑒于本文有4個(gè)變量，因此選擇Johansen檢驗(yàn)方法進(jìn)行協(xié)整性檢驗(yàn)）；④脈沖響應(yīng)分析；⑤方差分解分析。

1.4 指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)處理

本文使用的所有數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2001-2015）、《中國(guó)水資源公報(bào)》（2000-2014）、《中國(guó)環(huán)境年鑒》（2001-2015）和《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。限于數(shù)據(jù)的可得性，本文的研究范圍不包括香港、澳門和臺(tái)灣地區(qū)。具體指標(biāo)說(shuō)明如下。

（1）水足跡：具體說(shuō)明見(jiàn)文獻(xiàn)。

（2）勞動(dòng)力：生產(chǎn)過(guò)程中實(shí)際投入的勞動(dòng)量，用三大產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員來(lái)表示。

（3）資本存量：運(yùn)用永續(xù)盤存法來(lái)計(jì)算，并參照單豪杰的算法。

（4） GDP：以1990年為基期的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值作為期望產(chǎn)出。

（5）社會(huì)發(fā)展指數(shù)（SDI）：參照文獻(xiàn)，建立指標(biāo)體系（見(jiàn)表1），計(jì)算方法見(jiàn)文獻(xiàn)。

（6）灰水足跡：取灰水足跡總量作為非期望產(chǎn)出，具體算法見(jiàn)文獻(xiàn)。

2 結(jié)果分析

2.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

運(yùn)用Eviews 8.0中的LLC檢驗(yàn)（針對(duì)共同單位根）、IPS檢驗(yàn)（針對(duì)單個(gè)體單位根）和ADF-Fisher檢驗(yàn)3種方法分別對(duì)中國(guó)東部、中部、西部地區(qū)水資源綠色效率TFP及其分解指數(shù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表2。由表2可知其一階差分序列均通過(guò)顯著性水平為1%的檢驗(yàn)，因此各地區(qū)水資源綠色效率TFP及其分解指數(shù)均為一階單整序列。

2.2 滯后階數(shù)的確定

運(yùn)用Eviews 8.0對(duì)VAR模型的最大滯后階數(shù)進(jìn)行判定，結(jié)果見(jiàn)表3。由表3可知，VAR模型的4個(gè)評(píng)價(jià)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)（最終預(yù)測(cè)誤差FPE、赤池信息量準(zhǔn)則AIC、施瓦茨信息準(zhǔn)則SC、漢南-奎因信息準(zhǔn)則HQ）對(duì)三大地區(qū)選擇的滯后階數(shù)均為1，因此將VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)確定為1階。以此建立VAR模型，并確定協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后階數(shù)為0。

2.3 協(xié)整性檢驗(yàn)及模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法來(lái)檢驗(yàn)中國(guó)三大地區(qū)水資源綠色效率TFP與其自身及其分解指數(shù)之間是否存在長(zhǎng)期且穩(wěn)定的均衡關(guān)系，結(jié)果見(jiàn)表4。

從跡統(tǒng)計(jì)量結(jié)果來(lái)看，東部、中部、西部三大地區(qū)跡統(tǒng)計(jì)量均大于顯著性水平為0.05的臨界值，表明在5%顯著性水平下，各地區(qū)水資源綠色效率TFP與其自身及其分解指數(shù)之間存在協(xié)整關(guān)系。

2.4 脈沖響應(yīng)分析

基于水資源綠色效率TFP對(duì)其自身及其分解指數(shù)的向量自回歸模型，對(duì)東部、中部、西部三大地區(qū)的脈沖響應(yīng)效果差異進(jìn)行分析。

2.4.1 東部地區(qū)脈沖響應(yīng)分析

從圖1（a）可以看出，東部地區(qū)水資源綠色效率TFP對(duì)其自身一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差單位沖擊的響應(yīng)僅在第1年顯著為正，從第2年開(kāi)始逐漸下降至最低點(diǎn)，在第3年之后有所回升，并在第5年由負(fù)變正，表明東部地區(qū)水資源綠色效率TFP受自身影響波動(dòng)較大；從圖1（b）可以看出，水資源綠色效率TFP對(duì)技術(shù)進(jìn)步（TC）的沖擊在第1年沒(méi)有響應(yīng)，第2年開(kāi)始有了明顯的正向作用并達(dá)到最大值，之后逐漸由正變負(fù)，雖然在第4年有所回升，但結(jié)果始終為負(fù)，表明在第2年技術(shù)進(jìn)步對(duì)東部水資源綠色效率TFP的提高有積極作用；圖1（c）顯示，水資源綠色效率TFP對(duì)純技術(shù)效率（PEC）沖擊的響應(yīng)與對(duì)技術(shù)進(jìn)步?jīng)_擊的響應(yīng)表現(xiàn)為相同的變化趨勢(shì)，但其效果明顯劣于技術(shù)進(jìn)步；圖1（d）顯示，TFP對(duì)規(guī)模效率（SEC）沖擊的響應(yīng)始終為負(fù)，但響應(yīng)程度不高。綜上所述，未來(lái)東部地區(qū)水資源綠色效率TFP的提高主要依靠技術(shù)進(jìn)步和純技術(shù)效率的提升，而規(guī)模的擴(kuò)大將阻礙水資源綠色效率TFP的提高。

2.4.2 中部地區(qū)脈沖響應(yīng)分析

從圖2（a）可知，中部地區(qū)水資源綠色效率TFP對(duì)其自身的沖擊響應(yīng)軌跡與東部地區(qū)的相似，僅在第1年有顯著的正向作用，而后在波動(dòng)中趨于穩(wěn)定狀態(tài)，表明中部地區(qū)水資源綠色效率TFP受自身內(nèi)部影響明顯；從圖2（b）可以看出，水資源綠色效率TFP對(duì)技術(shù)進(jìn)步（TC）沖擊的響應(yīng)軌跡與0軸幾乎重合，表明技術(shù)進(jìn)步對(duì)水資源綠色效率TFP的提高沒(méi)有影響；圖2（c）顯示口FP對(duì)純技術(shù)效率（PEC）的沖擊在第1年沒(méi)有響應(yīng)，在第2年表現(xiàn)為顯著的負(fù)向作用，而后逐漸由負(fù)變正并趨于穩(wěn)定狀態(tài)，說(shuō)明純技術(shù)效率在未來(lái)2a對(duì)TFP的提升起阻滯作用，但隨著時(shí)間的推移，中部地區(qū)的經(jīng)營(yíng)水平和管理手段會(huì)逐漸提高，并對(duì)TFP的提升發(fā)揮正向作用；圖2（d）顯示，TFP對(duì)規(guī)模效率（SEC）沖擊的響應(yīng)始終為正，表明中部地區(qū)擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模將有利于水資源綠色效率TFP的提升。綜上所述，中部地區(qū)未來(lái)水資源綠色效率TFP的提升主要依靠純技術(shù)效率和規(guī)模效率的提高，技術(shù)進(jìn)步的作用沒(méi)有發(fā)揮出來(lái)，因此中部地區(qū)在提高管理水平和擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模的同時(shí)，需要注意對(duì)新興技術(shù)引進(jìn)與利用，并加大對(duì)新技術(shù)的研發(fā)投入力度，從而使技術(shù)進(jìn)步成為水資源綠色效率TFP新的增長(zhǎng)動(dòng)力。

2.4.3 西部地區(qū)脈沖響應(yīng)分析

從圖3（a）可以看出，西部地區(qū)水資源綠色效率TFP對(duì)其自身的沖擊響應(yīng)波動(dòng)較大，在第1年響應(yīng)程度最大，第2年下降至0軸以下最低點(diǎn)，第3年有所回升并發(fā)揮正向作用，而后又逐漸下降至0軸以下并趨于穩(wěn)定，表明西部地區(qū)水資源綠色效率TFP受自身影響強(qiáng)烈，但有下降的趨勢(shì)；從圖3（b）可以看出，水資源綠色效率TFP對(duì)技術(shù)進(jìn)步（TC）沖擊的響應(yīng)在第1年沒(méi)有響應(yīng)，在第2年呈現(xiàn)明顯的正向影響，在第4年下降至0軸以下最低點(diǎn)并保持穩(wěn)定，表明在未來(lái)3a內(nèi)，技術(shù)進(jìn)步對(duì)水資源綠色效率TFP的提升有積極的正向作用；從圖3（c）可以看出，TFP對(duì)純技術(shù)效率（PEC）沖擊的響應(yīng)在前3a呈顯著的負(fù)向作用，在第4年回升到0軸以上發(fā)揮正向作用，表明未來(lái)3a純技術(shù)效率會(huì)阻礙水資源綠色效率TFP的提升，但隨著管理水平的提高，從第4年開(kāi)始純技術(shù)效率將有助于TFP的增長(zhǎng)；圖3（d）顯示，TFP對(duì)規(guī)模效率（SEC）沖擊的響應(yīng)軌跡與技術(shù)進(jìn)步表現(xiàn)為相似的變化趨勢(shì)，前3a發(fā)揮正向作用，而后下降至。軸以下并趨于穩(wěn)定。綜上所述，西部地區(qū)水資源綠色效率TFP的提升在前3a主要依靠技術(shù)進(jìn)步和生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大，之后則主要依靠經(jīng)營(yíng)水平和管理手段的改善。因此，西部地區(qū)在未來(lái)的發(fā)展中，一方面需要不斷提升管理水平，另一方面則要防止生產(chǎn)規(guī)模的盲目擴(kuò)大，并注重新技術(shù)的引進(jìn)和研發(fā)，從而使技術(shù)進(jìn)步、純技術(shù)效率和規(guī)模效率齊頭并進(jìn)，共同促進(jìn)水資源綠色效率TFP的增長(zhǎng)。

2.5 方差分解分析

為了進(jìn)一步定量分析各影響因素對(duì)水資源綠色效率TFP貢獻(xiàn)的大小，本文在VAR模型基礎(chǔ)上，對(duì)各地區(qū)水資源綠色效率TFP進(jìn)行方差分解，結(jié)果見(jiàn)表5。

從表5可以看出，經(jīng)過(guò)5個(gè)預(yù)測(cè)年之后，東部、中部、西部三大地區(qū)水資源綠色效率TFP變化已基本穩(wěn)定，TFP波動(dòng)的主要影響來(lái)源于TFP本身，但從其變化趨勢(shì)可以看出，其影響力逐漸減弱。就各分解指數(shù)而言，東部地區(qū)技術(shù)進(jìn)步（TC）對(duì)水資源綠色效率TFP貢獻(xiàn)率最大，超過(guò)了20%，其次是純技術(shù)效率（PEC），規(guī)模效率（SEC）最小，從長(zhǎng)期來(lái)看，技術(shù)進(jìn)步對(duì)TFP的貢獻(xiàn)率有減小的趨勢(shì)，純技術(shù)效率和規(guī)模效率對(duì)TFP的貢獻(xiàn)率有略微增加趨勢(shì)；中部地區(qū)各分解指數(shù)對(duì)TFP的貢獻(xiàn)率從高到低依次為純技術(shù)效率（PEC）、規(guī)模效率（SEC）和技術(shù)進(jìn)步（TC），其中純技術(shù)效率貢獻(xiàn)率超過(guò)15%，但從第4年之后有下降的趨勢(shì)，而規(guī)模效率和技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率逐年上升，增幅分別為3.24%和0.85%；西部地區(qū)對(duì)水資源綠色效率TFP貢獻(xiàn)率從高到低依次為純技術(shù)效率（PEC）、規(guī)模效率（SEC）和技術(shù)進(jìn)步（TC），在第2年三者之間差異不大，但從第3年開(kāi)始，純技術(shù)效率貢獻(xiàn)率快速增加，增幅高達(dá)8.76%，技術(shù)進(jìn)步也呈小幅增長(zhǎng)趨勢(shì)，而規(guī)模效率在經(jīng)過(guò)短暫下降之后也呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，并于第7年趨于穩(wěn)定狀態(tài)。綜上所述，在未來(lái)的發(fā)展中，除水資源綠色效率TFP本身以外，東部地區(qū)TFP的增長(zhǎng)主要依靠技術(shù)進(jìn)步和純技術(shù)效率，中部地區(qū)主要依靠純技術(shù)效率和規(guī)模效率，西部地區(qū)則依靠技術(shù)進(jìn)步、純技術(shù)效率和規(guī)模效率的協(xié)同發(fā)展。因此，中部和西部地區(qū)在不斷提高管理水平和擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模的同時(shí)，要注重新技術(shù)的研發(fā)與引進(jìn)，不斷提高水資源利用水平，使技術(shù)進(jìn)步成為水資源綠色效率TFP增長(zhǎng)的新動(dòng)力，而東部地區(qū)則要防止生產(chǎn)規(guī)模盲目擴(kuò)大，以此來(lái)防止效率下降。

3 結(jié)論

（1）中國(guó)各地區(qū)水資源綠色效率TFP及其分解指數(shù)的一階差分序列通過(guò)了1%顯著水平下的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，確定了VAR模型和協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后階數(shù)分別為1和0，協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明中國(guó)三大地區(qū)水資源綠色效率TFP與其自身及其分解指數(shù)之間存在長(zhǎng)期且穩(wěn)定的均衡關(guān)系，且三大地區(qū)VAR模型均是穩(wěn)定的，可以進(jìn)行后續(xù)分析，分析結(jié)果可靠。

（2）脈沖響應(yīng)分析表明，我國(guó)水資源綠色效率TFP受自身內(nèi)部影響強(qiáng)烈，但有減弱的趨勢(shì)。除此之外，東部地區(qū)受技術(shù)進(jìn)步和純技術(shù)效率影響顯著，技術(shù)進(jìn)步尤為明顯；中部地區(qū)受純技術(shù)效率和規(guī)模效率的影響較大；西部地區(qū)水資源綠色效率TFP的提升，在前3a依賴于技術(shù)進(jìn)步和規(guī)模效率，而后則主要依靠純技術(shù)效率的提高。

（3）方差分解結(jié)果表明，在未來(lái)的發(fā)展中，中國(guó)水資源綠色效率TFP受本身影響最大，除此之外，東部地區(qū)還依賴于技術(shù)進(jìn)步的提高，中部地區(qū)主要得益于純技術(shù)效率和規(guī)模效率的提高，而西部地區(qū)則依賴于技術(shù)進(jìn)步、純技術(shù)效率和規(guī)模效率的協(xié)同發(fā)展。這與脈沖響應(yīng)分析結(jié)果一致，也證明了VAR模型在水資源綠色效率研究中的應(yīng)用是合理的。