鮑淑君

（國家發(fā)展和改革委員會 國際合作中心，北京 100038）

1 引 言

2019年9月18日，習(xí)近平總書記在鄭州主持召開黃河流域生態(tài)保護(hù)和高質(zhì)量發(fā)展座談會，強調(diào)將水資源作為最大的剛性約束。2021年10月，《黃河流域生態(tài)保護(hù)和高質(zhì)量發(fā)展規(guī)劃綱要》指出，要加強黃河流域水資源節(jié)約集約利用，加大農(nóng)業(yè)節(jié)水力度。在此背景下，研究黃河流域水資源綠色效率，對于促進(jìn)黃河流域生態(tài)保護(hù)和高質(zhì)量發(fā)展具有重要的理論和現(xiàn)實意義。當(dāng)前，我國產(chǎn)業(yè)附加價值偏低，“高污染”“高能耗”與資源環(huán)境約束的矛盾加劇，對綠色發(fā)展的訴求不斷增強。目前，學(xué)者關(guān)于綠色發(fā)展的研究主要集中于省域?qū)用?，而從地級市層面研究黃河流域水資源綠色效率的影響因素并探討其差異化特征，對于更好落實綠色發(fā)展理念，推動黃河流域提升水資源開發(fā)利用水平具有重要意義。

近年來，國內(nèi)外學(xué)者圍繞水資源效率內(nèi)涵、影響因素等開展了大量研究。水資源效率內(nèi)涵方面，國內(nèi)外學(xué)者普遍從用水投入與產(chǎn)出兩個維度，分析水資源綠色效率，主要方法包括數(shù)據(jù)包絡(luò)法、因素分解法、水足跡法、評價指標(biāo)法等。劉曉君等［1］采用Tobit模型計算了我國西部地區(qū)的水資源綠色效率并分析了其動態(tài)演化的影響因素，發(fā)現(xiàn)西部水資源利用效率整體水平不高；孫才志等［2］對比分析了水資源效率的綠色效率、環(huán)境效率和經(jīng)濟效率。還有學(xué)者從期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出角度，將綜合效益納入效率評估。馬海良等［3］指出，不考慮非期望產(chǎn)出的水資源綠色效率存在被高估的情形；Chang等［4］結(jié)合非期望產(chǎn)出，分析了30個?。ㄊ?、區(qū)）的水資源綠色效率；Deng等［5］將污水排放量作為非期望產(chǎn)出，分析了國內(nèi)31個?。ㄊ?、區(qū)）的水資源綠色效率；孫才志等［6］將農(nóng)業(yè)、工業(yè)、生活中的灰水足跡作為非期望產(chǎn)出，對各省的水資源綠色效率進(jìn)行評估；楊高升等［7］以污水排放量作為非期望產(chǎn)出，對長江經(jīng)濟帶的水資源綠色效率進(jìn)行測算；劉渝等［8］將農(nóng)業(yè)氨氮、COD等作為非期望產(chǎn)出，分析各?。ㄊ?、區(qū)）的農(nóng)業(yè)水資源環(huán)境效率發(fā)展趨勢。在黃河流域水資源綠色效率研究方面，何楠等［9］分析了沿黃9個?。▍^(qū)）的水資源綠色效率；左其亭等［10－11］通過構(gòu)建3個維度的評價指標(biāo)體系，對黃河流域9個?。▍^(qū)）的水資源承載力進(jìn)行評估，并分析了黃河流域9個?。▍^(qū)）的水資源綠色效率變化原因。

水資源效率影響因素方面，學(xué)者們主要對地區(qū)經(jīng)濟水平、技術(shù)進(jìn)步、環(huán)境規(guī)制、產(chǎn)業(yè)集聚等因素的影響方向和彈性進(jìn)行了研究［12－17］。其中：在環(huán)境規(guī)制對水資源綠色效率影響方面，不同學(xué)者的研究結(jié)論差異較大，金巍等［13］發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對工業(yè)用水效率有負(fù)向作用，楊騫等［14］發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制可推動農(nóng)業(yè)水資源效率提升，鞏燦娟等［15］發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對黃河中下游城市的水資源綠色效率有正向作用。在外商直接投資（FDI）方面，Kumar等［16］研究認(rèn)為，F(xiàn)DI通過示范效應(yīng)、關(guān)聯(lián)效應(yīng)、競爭效應(yīng)，可提高清潔技術(shù)創(chuàng)新水平和資源能源利用水平，通過降低能耗和污染排放提高生產(chǎn)清潔程度，促進(jìn)地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率提升；Yoon等［17］則強調(diào)FDI通過提升當(dāng)?shù)厥杖胨?，使得人們對環(huán)境有更高要求，進(jìn)而提升綠色全要素生產(chǎn)率。然而，另一些學(xué)者指出FDI不利于地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率提升。Rafindadi等［18］指出FDI帶來高污染生產(chǎn)轉(zhuǎn)移，或因壟斷效應(yīng)遠(yuǎn)大于示范效應(yīng)、競爭效應(yīng)，對綠色全要素生產(chǎn)率有負(fù)面影響；王偉等［19］指出環(huán)境規(guī)制自身或與FDI等因素結(jié)合可以有效提升長江經(jīng)濟帶綠色全要素生產(chǎn)率。在空間差異方面，胡琰欣等［20］指出FDI對綠色發(fā)展的影響存在地域差異，在部分地區(qū)具有促進(jìn)作用；李毅等［21］則認(rèn)為環(huán)境規(guī)制的地域差異與各地制度環(huán)境相關(guān)；秦騰等［22］對水資源效率的空間聯(lián)動效應(yīng)和傳導(dǎo)機制進(jìn)行了研究。此外，肖安彤等［23］研究了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟發(fā)展水平對黃河流域水資源綠色效率的影響。

參考已有研究，筆者將水資源綠色效率定義為水資源作為投入要素與經(jīng)濟和生態(tài)環(huán)境產(chǎn)出的比率。水資源綠色效率內(nèi)涵包括兩方面：一方面是經(jīng)濟內(nèi)涵，即在既定時期內(nèi)用最小的水資源投入實現(xiàn)最大的經(jīng)濟產(chǎn)出；另一方面是生態(tài)環(huán)境內(nèi)涵，即產(chǎn)出應(yīng)考慮污染物對生態(tài)環(huán)境的破壞程度，在此基礎(chǔ)上逐步降低生產(chǎn)過程中的非期望產(chǎn)出，實現(xiàn)生態(tài)環(huán)境保護(hù)甚至改善［2］。采用同樣的生產(chǎn)技術(shù)水平表示不同城市水資源綠色效率差異，難以反映真實的效率水平，而通過共同前沿DEA模型和Malmquist指數(shù)模型表達(dá)不同群組的技術(shù)生產(chǎn)前沿，可以有效降低數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）模型誤差，提高測算精度。本文以黃河流域58個地級市為研究單元，采用DEA模型和Tobit模型，計算在共同前沿和群組前沿下的黃河流域水資源綠色效率，研究對外開放程度、經(jīng)濟發(fā)展水平、環(huán)境規(guī)制、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對水資源綠色效率的影響，以期為黃河流域資源、環(huán)境與經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展提供參考。

2 模型構(gòu)建與指標(biāo)選取

2.1 研究方法

2.1.1 共同前沿DEA模型

由于各決策單元不具備相同技術(shù)水平，因此采用共同前沿DEA模型，測算黃河流域水資源綠色效率。參考O’Donnell等［24］的研究，按照黃河流域上、中、下游將地級市分組，在上游和中下游地級市分別形成有效群組前沿面和有效共同前沿面。在共同前沿和群組前沿下，比較各地級市效率值，得到地級市間技術(shù)水平差值。

在共同前沿下，在N維投入中，假設(shè)x為列向量；在M維產(chǎn)出中，假設(shè)y為列向量。定義共同技術(shù)集合：

對應(yīng)的投入集合表示為

式（2）的邊界即為共同邊界。

共同技術(shù)集合下，定義投入向量的距離函數(shù)：

式中：θ為x到生產(chǎn)前沿的徑向距離。

將決策單元劃分群組，在群組前沿下，假設(shè)分J（J＞1）個群組，對于群組j而言，共同技術(shù)集合、投入集合和投入導(dǎo)向的距離函數(shù)分別為

如果某一群組包括的決策單元具有相似的技術(shù)水平，表示為Tj，則應(yīng)該存在一個包絡(luò)各群組的Tm，使得。

2.1.2 Malmquist指數(shù)

F?re R等［25］將Malmquist指數(shù)非參數(shù)線性規(guī)劃法與DEA結(jié)合而使其得到廣泛應(yīng)用。本文將Malmquist指數(shù)衡量水資源綠色效率從t時期到t＋1時期的效率變化定義為

水資源綠色效率變化指數(shù)（TFP）可分解為技術(shù)效率變化指數(shù)（TEC）和技術(shù)進(jìn)步變化指數(shù)（TC）：

式中：TFP為水資源綠色效率變化指數(shù)，反映水資源綠色效率變化情況；TEC為技術(shù)效率變化指數(shù)，反映決策單元在t期至t＋1期的技術(shù)效率變化情況；TC為技術(shù)進(jìn)步變化指數(shù)，反映決策單元在t期至t＋1期的技術(shù)進(jìn)步變化程度，表示研究期內(nèi)效率前沿面的外拓。

2.1.3 技術(shù)落差比率［26］

技術(shù)落差比率（TGR）是各決策單元共同前沿效率與群組前沿效率之間的比率，反映二者之間的技術(shù)水平差距。TGR的取值范圍為［0，1］，數(shù)值越大表示群組技術(shù)水平與共同生產(chǎn)技術(shù)水平越相近，數(shù)值越小表示群組技術(shù)水平與共同生產(chǎn)技術(shù)水平差距越大。TGR可用來評價黃河流域上游和中下游地級市劃分的合理性，均值越小說明分組越合理，均值越大說明分組越不合理。

共同前沿和群組前沿技術(shù)效率定義分別為

式中：TEm為共同前沿技術(shù)效率；TEj為群組前沿技術(shù)效率；Dm為共同前沿距離函數(shù)；Dj為群組前沿距離函數(shù)。

TGRj為群組技術(shù)落差比率，是共同前沿技術(shù)效率與群組前沿技術(shù)效率之比。群組j的被評價單元技術(shù)落差比率計算公式為

2.2 數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)構(gòu)建

黃河流域涉及69個地級市（州、盟）［27］，因11個地級市數(shù)據(jù)不全，最終確定58個地級市作為研究對象。參照趙明亮等［28］的方法，對黃河流域上游和中下游地級市進(jìn)行劃分，將青海、四川、甘肅、寧夏、內(nèi)蒙古所屬地級市劃為上游地級市群，陜西、山西、河南、山東所屬地級市劃為中下游地級市群。參考劉華軍等［29］的研究，選取用水總量、勞動力投入和資本投入作為投入指標(biāo)，其中：用水總量指各地實際用水總量；勞動力投入指各地級市年末從業(yè)人員；資本投入指各地級市年末資本存量，主要參考張軍［30］的計算方法，以2003年為基期進(jìn)行估算。產(chǎn)出指標(biāo)包括期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出指標(biāo)，期望產(chǎn)出指標(biāo)借鑒劉華軍等［29］和王敏等［31］的研究，選取各地級市GDP作為產(chǎn)出指標(biāo)；非期望產(chǎn)出借鑒趙明亮等［28］的研究，選取各地級市工業(yè)廢水排放量、工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)煙（粉）塵排放量。2010—2019年黃河流域各地級市的相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》、各?。▍^(qū)）和地級市統(tǒng)計年鑒及用水公報等，少量缺失數(shù)據(jù)根據(jù)已有數(shù)據(jù)進(jìn)行線性插補獲得。

3 黃河流域水資源綠色效率分析

通過共同前沿DEA方法可以得出黃河上游和中下游（以各自區(qū)域2010—2019年GDP排名前10的地級市為例）共同前沿和群組前沿效率（見表1、表2）。

表1 2010—2019年黃河上游和中下游GDP排名前10的地級市共同前沿水資源綠色效率

鑒于“五年規(guī)劃”政策制定對水資源綠色效率影響較大，將2010—2019年黃河上游和中下游地級市水資源綠色效率平均值分為2011—2015年（屬“中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十二個五年規(guī)劃”期間，下文簡稱“十二五”期間）和2016—2019年（屬“中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十三個五年規(guī)劃”期間，下文簡稱“十三五”期間）兩個階段，見表3。2011—2019年，上游和中下游的共同前沿水資源綠色效率變化指數(shù)均大于1，且“十三五”期間共同前沿和群組前沿的Malmquist指數(shù)均比“十二五”期間的高，說明水資源綠色效率普遍有所提升，與何楠等［9］的研究結(jié)論一致。以山東省濟南市為例，2010—2015年，共同前沿水資源綠色效率從0.932增至0.979，到2019年又進(jìn)一步增至1.139；在群組前沿面上，水資源綠色效率從1.161增至1.128，2019年又增至1.271，呈現(xiàn)持續(xù)上升趨勢。

表3 黃河上游和中下游水資源綠色效率平均值

從區(qū)域維度看，“十二五”期間，黃河上游共同前沿水資源綠色效率的Malmquist指數(shù)小于其群組前沿的，說明上游用水效率的提升幅度小于全流域用水效率的提升幅度；而中下游共同前沿的Malmquist指數(shù)大于其群組前沿的，說明中下游用水效率的提升幅度大于全流域用水效率的提升幅度，進(jìn)而說明中下游用水效率的提升幅度大于上游用水效率的提升幅度?！笆濉逼陂g，上游和中下游的Malmquist指數(shù)在共同前沿下和群組前沿下趨勢一致，即上游和中下游的水資源綠色效率在“十三五”期間較“十二五”期間均有提升?！笆濉逼陂g，上游和中下游群組前沿水資源綠色效率變化指數(shù)較“十二五”期間均有所增大，其中上游增幅5.98%、中下游增幅2.76%，說明上游水資源綠色效率雖然整體小于中下游，但是近年來增速加快且快于中下游。從水資源綠色效率變動來源分解情況看，無論是共同前沿還是群組前沿，“十二五”期間的技術(shù)進(jìn)步較“十二五”期間有所增長，說明在水資源綠色效率變動來源方面，技術(shù)進(jìn)步起主要作用，與張永凱等［32］的研究結(jié)論一致。

由圖1可知，黃河上游和中下游區(qū)域的群組技術(shù)落差比率均小于1，說明對上游和中下游的劃分具有合理性。就不同區(qū)域而言，2012—2018年上游地級市的水資源綠色效率技術(shù)落差呈明顯減小趨勢，說明在地級市承接?xùn)|部產(chǎn)能轉(zhuǎn)移過程中存在工業(yè)污染轉(zhuǎn)移的問題；中下游地級市技術(shù)落差長期呈現(xiàn)小幅波動，說明其自身經(jīng)濟發(fā)展的同時產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，且工業(yè)產(chǎn)業(yè)的先進(jìn)技術(shù)占比不斷提升，與朱麗娟等［33］的研究結(jié)論一致。

圖1 2010—2019年上游和中下游地級市技術(shù)落差比率

4 黃河流域水資源綠色效率影響因素回歸分析

4.1 面板變量選取及模型設(shè)定

參考前人研究，本文選取經(jīng)濟發(fā)展水平、對外開放程度、環(huán)境規(guī)制、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為黃河流域水資源綠色效率的影響因素。經(jīng)濟發(fā)展水平用人均GDP表示，對外開放程度以FDI占地級市GDP比重衡量，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地級市GDP比重衡量，環(huán)境規(guī)制指數(shù)用地級市GDP與3種污染物排放量的比值衡量。鑒于DEA模型測算的結(jié)果均處在0～1范圍內(nèi)，直接采用最小二乘法對指標(biāo)進(jìn)行回歸可能導(dǎo)致結(jié)果產(chǎn)生偏差，故采用Tobit回歸模型，分析相關(guān)變量在共同前沿和群組前沿下對各地級市水資源綠色效率的影響。

Tobit模型［34］如下：

式中：yit為截斷因變量，當(dāng)yit小于0或大于1時取0；xit為自變量；βi為回歸參數(shù)；νi為截距項；εit為隨機干擾項。

水資源綠色效率與影響因素之間的關(guān)系表達(dá)式為

式中：WE為水資源綠色效率；OI為對外開放程度；IS為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；LE為經(jīng)濟發(fā)展水平；ER為環(huán)境規(guī)制水平；β0、β1、β2、β3、β4為系數(shù)；ε為隨機誤差項。

4.2 水資源綠色效率影響因素分析

利用Stata 12.0軟件，對影響各地級市水資源綠色效率的4個因素進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表4。

表4 共同前沿下的Tobit模型結(jié)果

由表4可知，不同影響因素對水資源綠色效率的影響差異較大。

（1）對外開放程度和經(jīng)濟發(fā)展水平對水資源綠色效率影響較小。在共同前沿下，對外開放程度與水資源綠色效率相關(guān)性不顯著，經(jīng)濟發(fā)展水平雖然與水資源綠色效率顯著相關(guān)但系數(shù)較小。在上游地區(qū)，對外開放程度與水資源綠色效率顯著相關(guān)但系數(shù)較小，經(jīng)濟發(fā)展水平與水資源綠色效率相關(guān)性顯著；在中下游地區(qū)，對外開放程度與水資源綠色效率相關(guān)性不顯著，經(jīng)濟發(fā)展水平與水資源綠色效率顯著相關(guān)但系數(shù)較小。

（2）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對水資源綠色效率有顯著負(fù)向影響。在共同前沿下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的系數(shù)為－0.339，與水資源綠色效率顯著負(fù)相關(guān)，說明第二產(chǎn)業(yè)占比提升會明顯降低水資源綠色效率，與肖安彤［23］的研究結(jié)論一致。無論在上游還是中下游地區(qū)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與水資源綠色效率都顯著負(fù)相關(guān)。其中：上游地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比上升對水資源綠色效率下降影響較大，系數(shù)為－0.802；中下游地區(qū)的相對較小，為－0.153。說明上游地區(qū)在承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和發(fā)展第二產(chǎn)業(yè)過程中，存在大量高污染工業(yè)，并且技術(shù)水平相對落后，無法消除污染對用水的影響。

（3）環(huán)境規(guī)制水平對水資源綠色效率具有一定正向影響，說明環(huán)境規(guī)制水平越高，水資源綠色效率就越高，與趙明亮等［28］研究結(jié)論一致。從回歸結(jié)果看，共同前沿下的環(huán)境規(guī)制系數(shù)為0.489，上游地區(qū)的環(huán)境規(guī)制系數(shù)為2.23，均與水資源綠色效率顯著正相關(guān)。地級市間經(jīng)濟體量差距較大，導(dǎo)致上游地級市環(huán)境規(guī)制水平對水資源綠色效率的影響更大、中下游地級市的環(huán)境規(guī)制影響顯著。

5 結(jié)論及政策建議

5.1 結(jié) 論

（1）上游地區(qū)共同前沿水資源綠色效率的Malmquist指數(shù)小于群組前沿的，而中下游地區(qū)則相反，說明近年來黃河流域中下游地區(qū)水資源綠色效率提升程度大于上游地區(qū)水資源綠色效率提升程度。與“十二五”期間相比，上游地區(qū)水資源綠色效率變動的群組前沿加速大于中下游地區(qū)的，說明上游地區(qū)雖然效率較低，但提升速率有所加快，反映了近年來國家對上游地區(qū)生態(tài)保護(hù)的投入加大。

（2）“十三五”期間，黃河全流域水資源利用的技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步變化方向相反，其中技術(shù)進(jìn)步共同前沿和群組前沿下均較“十二五”期間有所增長，說明技術(shù)進(jìn)步在水資源綠色效率變動方面起主要作用。

（3）水資源綠色效率影響因素方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有顯著負(fù)向影響，環(huán)境規(guī)制水平有一定正向影響，上述兩個因素均對上游地區(qū)有更大影響，而對外開放程度和經(jīng)濟發(fā)展水平對全流域水資源綠色效率影響較小。

5.2 政策建議

（1）加強技術(shù)手段應(yīng)用，提高協(xié)同治理水平，發(fā)揮水資源利用的集聚效應(yīng)。鑒于環(huán)境規(guī)制對上游地級市影響較大，可通過數(shù)字化、科學(xué)化管理，創(chuàng)新區(qū)域協(xié)同管理機制，加強對上游地級市的監(jiān)管治理，從技術(shù)支撐、政府監(jiān)管等多維度緩解區(qū)域生態(tài)環(huán)境壓力。

（2）加快技術(shù)外溢和弱勢地區(qū)補短板，通過資源傾斜提高技術(shù)進(jìn)步對水資源綠色效率的帶動作用。通過稅收激勵等手段，推動綠色技術(shù)領(lǐng)先企業(yè)通過技術(shù)和產(chǎn)業(yè)輻射提升上游地區(qū)的水資源綠色效率。注重對四川、河南等水資源綠色效率較低城市在硬件（水資源基礎(chǔ)設(shè)施）和軟件（管理和技術(shù)）方面補齊短板。

（3）因地制宜，提高流域整體水資源綠色效率。甘肅、寧夏可通過發(fā)展綠色節(jié)水農(nóng)業(yè)、加強監(jiān)管，加快推動工業(yè)粗放型向集約型發(fā)展，提高水資源綠色效率；內(nèi)蒙古、山西可通過提高監(jiān)管水平，推動工業(yè)水資源要素投入優(yōu)化利用，提高水資源綠色效率。