水务市场化对区域经济影响的时空差异研究——以浙江省为例

张 宁，闫雅莉

（杭州电子科技大学，浙江 杭州 310018）

水务市场化对区域经济影响的时空差异研究
——以浙江省为例

张 宁，闫雅莉

（杭州电子科技大学，浙江 杭州 310018）

水务市场化是水务行业发展的必经之路，文章以浙江省为例，首次从时间和空间二维角度，运用空间计量模型实证分析水务市场化对区域经济影响的时空差异。研究结果表明：浙江省县域经济发展呈现出明显的空间相关性，而且这种集聚发展的程度不断增强；另外，2005年浙江省的水务市场化对区域经济增长产生负空间溢出效应，而2013年为正；水务市场化对区域经济的空间效应是有界限的，随着距离的增加，其削减速度很快。

水务市场化；浙江经济；空间自相关性；空间计量模型

一、引言

随着资源性缺水和水质性缺水区域在全球范围的扩大，城市发展中的水资源有效利用及管理模式已逐渐成为一个地区社会、经济发展的重要因素。关于城市水务管理的研究，西方研究者较早进行了关注，早期的研究主要表现为城市水务在公营体制下的运行效率以及政府对城市发展的财税负担问题。但随着水务市场化的提出，世界银行（World Bank），格雷克（Gleick）一致认为需要把水看成私人的、可交易的商品，在水务部门实行市场化原则是解决水资源使用效率低下、水资源匮乏以及环境卫生服务等问题的有效方法[1-3]。1997年国外水务市场化的发展达到了一个高峰[4]，内尔森、威瑞兰德（Nelson，Vreeland）等人认为人们维护水权的根源在于，从新自由主义政策的角度来说，水务市场化削弱了政府的职能，不利于维护人们在社会经济方面的权利[5-12]。而费杰鲍姆、斯凯米斯、黑基和汉姆内特（Feigenbaum，Schamis，Henig&Hamnett）等人持不同意见，认为虽然私有化缩小了政府的职能范围，但政府权利并没有被削弱[13-14]。

国内学者对水务市场化方面的研究晚于国外，张燎对水务市场化改革进行了分析，研究了包括委托运营模式、移交-运营-移交模式等十种运营模式及其适用性[15]。张吉昌和孙敏同样对适用于我国水务市场化的运营模式进行了研究，提出通过管理体制和投资环境的建设可以有效促进水务市场的改革[16]。张丽娜、王亦宁和周阳等人则从公众利益的角度出发，认为可以采取社会多方参与、建立畅通的信息交流平台等方式来保障社会大众的利益，以及政府的定位问题[17-19]。总的来说，国内外学者对于水务市场化的研究主要集中于水务市场化的意义、水务市场化改革的相关政策建议及运营模式的选择，多为理论分析，缺乏相关实证研究的支撑。那么本文的创新性就在于考虑到区域经济发展的空间依赖性和水务市场化的外部性，以浙江省11个地级市为例，运用空间计量模型就水务市场化对区域经济的影响及其空间溢出效应进行量化分析。从而为政府定制不同区域的水务市场发展方向，以及地方政府及社会对水务市场行业的投资力度、投资方向提供现实的帮助。

二、研究方法与模型理论

（一）空间自相关性分析

空间自相关性打破了大多数传统经典统计学和计量经济学中相互独立的基本假设，即认为一个地区单元上的某种经济现象受其邻近地区同一经济现象的影响，是空间计量经济模型引入的前提条件。通常运用Moran指数和Moran散点图来研究全局自相关性和局域自相关性。

全局Moran指数I是观测值yi和它的空间滞后值的相关系数，可看作各地区观测值的乘积和，常常被用来测算全局自相关性，它可以检验整个区域中相邻区域观测值是否相关及相关的程度。其计算公式为：

全局Moran's I指数值属于[-1，1]，若I值为正数则表示空间正相关，I值为负数则表示空间负相关，I值等于0表示空间不相关。

Moran散点图常用来研究空间的不稳定性，揭示空间分布格局以及区域经济发展的相关类型。在散点图中共有四个象限分别表示四种不同的集聚类型：第一象限为HH区域（高高集聚），空间正相关性较强；第二象限为LH区域（低高集聚），具有较大的空间差异，存在较强的空间负相关性；第三象限为LL区域（低低集聚），空间正相关性较强；第四象限为HL区域（高低集聚），空间负相关性较强。

（二）空间计量模型

在检验出研究对象具有明显的空间自相关性时，传统的OLS估计模型将不再符合研究的需要，此时应该考虑空间因素的影响，建立空间计量模型进行研究。本文运用的是基于截面数据的空间常系数回归模型，通常包括：空间滞后模型（SLM）和空间误差模型（SEM）。

1.SLM模型。SLM模型主要分析空间因素间是否存在相互影响以及相互影响的强度，用来反映可能存在的空间关联。SLM模型中主要包括自变量X和因变量的空间滞后项Wy，具体可表达为：

式中，δ为空间自回归系数，如果δ通过显著性检验，且δ≠0，则表示区域之间确实存在着相互影响关系；ε是随机干扰项向量。

2.SEM模型。在SEM模型中，区域间的相互作用主要体现在随机干扰项中。空间误差模型可表示为：

（3）式中ε为随机误差项；λ为空间误差自回归系数，来度量误差项的空间滞后项对被解释变量的解释程度。

三、指标选取与模型构建

（一）指标选取

本文在对浙江省区域经济发展空间自相关性分析时，采用2005年和2013年①2014年浙江省各县市人均GDP的数据整理不完善，因此选取2013年浙江省人均GDP作为本文研究对象；一般研究相隔10年的数据对空间统计的研究效果比较好，浙江省2003年和2005年的数据相比之下，2005年浙江省人均GDP更具有代表性，因此选取2005年和2013年近10年的浙江省人均GDP作为研究对象。浙江省69个县市GDP值作为衡量经济发展水平的指标；在研究水务市场化对区域经济影响的实证分析部分，考虑到数据的可获得性，在这里选取浙江省11个地级市作为研究对象。用浙江省各市的财政支出来表示政府通过宏观调控对经济的影响；各地级市年底就业人数表示劳动力变量；在这里水务市场化的指标选择2005年和2013年各市的水价、供水总量和水行业投资来表示。但是浙江省统计年鉴数据没有直接提供各市水行业投资，仅提供浙江省省份的水行业投资、各市的固定资产投资和浙江省的固定资产总投资，在此，本文运用已有数据，根据以下公式获得：

（4）式中，GDZCi表示第i个地区的固定资产投资，stz表示浙江省水行业投资，GDZC表示浙江省固定资产总投资，stzi即为所需的第i个地区的水行业投资。

本文的数据主要来自于《2006年浙江统计年鉴》、《2014年浙江统计年鉴》、浙江省水费查询网、中国水网，且模型中采用的数据都是取对数形式的。

（二）模型构建

本文针对水务市场化的三个衡量指标，分别设定有效水价变量，有效水行业投资和有效供水总量。其中有效水价不仅指本区域水价，同时包括受周围相邻区域污水排放影响而致使本区域增加的水价；同理，有效水行业投资与有效供水总量也是由本区域和相邻区域导致本区域增加的两部分组成。在对三个水务市场化变量引入空间因素的同时，由于三个变量在空间滞后模型中的计算机理如出一辙，因此选取其中一个变量（水价）进行介绍，在进行模型测算时，分别将另外两个变量引入模型进行分析。令δ为水价的溢出效应，现实中一个地区周边会有若干个相邻地区，于是本文构建的空间变量模型可表示为：

其中Wy为邻近地区GDP的加权求和，δ度量了邻近地区解释变量对本单元被解释变量的影响程度，ε=θWε+μ为随机误差项。其中，参数δ表示样本观测值中的空间依赖作用，即周边地区y对本地y的影响程度。当θ=0，δ≠0成立，即为空间滞后模型（SLM），δ在（-1，1）的区间内；若 θ≠0，δ=0即为空间误差模型（SEM）。

四、浙江省水务市场化对区域经济影响的时空差异分析

（一）浙江省区域经济的空间自相关性分析

在进行空间计量模型分析之前，先来检验浙江省69个县市的经济发展是否存在空间依赖性，是否需要引入空间因素进行分析。本文采用探索性空间数据分析方法分析浙江省区域经济状况，主要通过全局Moran指数和Moran散点图的形式来表现，本文所做的分析利用Geoda①Geoda软件在制作省级分布图、Moran散点图等比较方便，而且在空间计量分析中可以进行最小二乘法、空间滞后和空间误差进行比较分析。其中图形为.shp格式，数据为.dbf格式，空间权重矩阵为.gwt格式。软件实现。

1.全局自相关的检验。通过计算全局Moran指数判断浙江经济发展是否具有全局空间自相关性。表1显示了2005年和2013年浙江省69个县市人均GDP的全局Moran指数，分别为0.398 6和0.534 438，均通过了1%的显著性水平检验，且2013年的Moran值大于2005年，由此说明浙江县域经济具有正的空间相关性，而且这种空间相关性在逐年加强，浙江区域经济的集聚特性越来越突出。

表1 浙江省县域人均GDP的全局Moran's I统计值

2.局域自相关性分析。接下来使用全局Moran散点图进一步揭示浙江省区域经济发展的相关类型。图1显示2005年总共有51个县市显示了正的空间自相关，其中21个县市分布在第一象限，呈现出高-高的集聚特征，说明这些城市不仅人均GDP高，而且相互促进；30个县市分布在第三象限，呈现出低-低的集聚特征，说明这些县市经济落后，而且相互制约经济发展。其余18个县市显示出负相关关系集群，其中12个县市分布在第二象限LH区域，呈现出低-高的集聚特征，说明个别县市尽管经济落后，但其周边县市的经济要相对发达；6个县市分布在第四象限HL区域，呈现出高-低的集聚特征，说明个别县市的高经济发展会制约周边县市的经济发展。对比图1、图2中2013年总共有55个县市显示了正的空间自相关，14个县市显示负的空间自相关，其中永康市由HL区域变为LL区域；东阳市、新昌县由HH区域变为LH区域；天台县由LH变为LL区域。

通过以上分析我们认为浙江经济呈现显著的空间集聚现象，存在空间自相关性，因此在研究自变量对浙江经济的影响时应适当考虑空间因素，故本文引入空间计量模型研究水务市场化的溢出效应对区域经济的影响。

图1 2005年浙江省县域人均GDP的Moran散点图

图2 2013年浙江省县域人均GDP的Moran散点图

（二）水务市场化对浙江经济影响的空间计量结果

在采用空间计量模型前，首先要通过检验拉格朗日乘子统计量来判断空间计量模型的有效性。表2即为对2005年和2013年引入空间因素的OLS估计结果。

表2 考虑空间因素的OLS估计结果

从表2检验结果可以看出，2005年LM（LAG）和R-LMLAG统计量均通过5%的显著性水平检验，LM（LAG）比 LM（Error）更显著，且 R-LMLAG显著，R-LM（Error）不显著，说明可以采用空间滞后模型进行研究。2013年在1%的显著性水平下可以得到同样的结论。由此对2005年和2013年的数据分别采用空间滞后模型估计，结果如表3所示：

表3 2005年空间滞后模型（SLM）估计结果

表3和表4分别为2005年和2013年采用极大似然估计的空间滞后模型估计结果。为方便研究水价、水行业投资及水供给总量单个因素产生的空间影响，模型设立四种情况，系数（1）、（2）分别表示只考虑水价和水行业投资对经济的空间影响，系数（3）将水价和水行业投资变量同时加入到模型中，系数（4）将变量sl加入到（3）中。由表 3和表4可知，分别将水价和水投资加入模型，模型的结果都不尽理想，即系数（1）、（2）模型的效果并不好；系数（4）中，2005年变量g和自回归系数δ没有通过显著性水平检验，2013年变量g和l未通过显著性水平检验，将系数（4）与系数（3）相比较，发现无论 2005年还是2013年，系数（3）的空间滞后模型结果都更适合对本文研究加以解释，即供水总量作为影响水务市场化水平的因素对区域经济增长的空间差异影响不明显。从系数（3）结果可以看出，2005年水价和水行业投资共同对区域经济影响的空间自回归系数为-0.025 2，即产生负的空间溢出效应，而2013年空间自回归系数为0.043 1，产生明显的正空间溢出效应。

表4 2013年空间滞后模型（SLM）估计结果

以上分析结果是在一阶R矩阵的情况下进行的空间滞后模型估计，为更好地说明水务市场化对区域经济影响的空间表现，结合以上描述，本节设立二阶空间权重矩阵，由于上文研究显示2013年数据拟合的效果比2005年更好，所以我们采用2013 年变量 g、l、sj、stz 对空间滞后模型进行估计，结果如表5所示。

表5 2013年空间滞后模型二阶R矩阵估计结果

对比表4系数（3）的结果，表5可以看到引入二阶R矩阵后，空间自相关系数减少了，且通过10%的显著水平检验，变量g和sj不显著，所以认为一阶相邻市水价和水行业投资对本地经济产出的影响更大，二阶相邻市水价和水行业投资对本地经济产出的影响越来越小，甚至不明显，水务市场化空间溢出效应的衰减速度很快。

五、结论与政策建议

本文运用探索性数据分析方法分析了浙江省69个县域经济的空间自相关性，结果表明浙江省各地区经济发展存在一定的空间依赖性，而且这种依赖作用逐年增强。考虑到区域经济的这种空间依赖性，运用前沿的空间计量模型将水务市场化与区域经济联系起来，实证分析了浙江省水务市场化发展对区域经济的影响及其空间溢出作用。结果显示2005年水务市场化对区域经济增长产生负的空间效应，而2013年为正。且水务市场化对区域经济增长的空间效应是有界限的，这种空间溢出效应随着距离的增加衰减速度很快。

鉴于以上结果，本文认为水务产业实力雄厚的企业应选择联合重组、跨城市经营的发展模式，进一步提升企业的综合竞争实力，加强地域间的交流合作，充分利用区域经济的空间自相关性以及水务市场化的空间溢出效应，促进整个浙江省经济的发展。且水务市场化建设过程中，不能盲目地加快水务市场化进程，应积极寻求合理的水务市场化结构，进而推动浙江水务产业与经济的协调发展。另外，政府应制定一套合理的水务价格政策，既要有利于保护消费者利益、体现分配效率，又要有利于刺激水务企业优化生产要素组合、充分利用规模经济优势，不断进行技术创新和管理创新，提高生产效率，使水务企业具有一定的自我积累和根据市场需求不断进行水务投资的能力。

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（责任编辑：D 校对：L）

F127.55

A

1004-2768（2017）05-0054-05

2017-03-07

张宁（1974-），女，四川荣县人，博士，杭州电子科技大学教授，研究方向：水资源管理；闫雅莉（1991-），女，安徽宿州人，杭州电子科技大学硕士研究生，研究方向：产业经济。