水资源利用秩序及区域耦合治理研究

陈 凯 ，周铚翔 ，焦 阳

（东北大学工商管理学院，辽宁 沈阳110819；2.广东财经大学，广东 广州 510320）

水资源在经济社会发展中的地位举足轻重，根据可持续发展要求，水利工作的重心需从原本过分追求水资源总效益转变为对稳健高秩序的追求。学界对水资源的研究一般从资源利用强度和资源利用效率入手，耦合问题是近几年的研究热点，盖美等[1-2]运用可模糊识别模型研究水资源利用的可持续发展，为后人实证分析打下了良好基础。然而对水资源使用情况、利用效率的评析多忽视了水资源利用的秩序问题，关于水资源利用秩序耦合的研究则鲜有人知。

1 秩序理论

秩序指系统要素的时空排列，是机制的表现形式，机制则是规律的反映，所以可通过秩序测度机制把握资源利用规律。秩序分纵横两向秩序，纵向秩序表示要素之间的相位关系，横向表示各要素间的功能联系。水资源利用秩序是水资源利用时空排列纵横关系的演化形式。

资源利用秩序设立精准的16进制标尺，纵向与横向各分8级。纵向标尺由“吉”到“凶”分别为“元”、“亨”、“利”、“贞”、“悔”、“吝”、“厉”、“咎”，量化资源利用系统要素的相位关系即要素异质性时空差异变化。如果高收入利用主体的收入平均增长速度慢于低收入主体，即收入差距逐渐缩小，其秩序为“元”；前者慢于后者且均上升，为“亨”；前者快于后者且均下降，为“贞”；若前者上升，后者下降，则为“厉（害）”。如果各层次人均收入的年均增长稳定，其中有一个层次的人均收入年平均增长率呈上升状态，则其秩序为“利”；如果两者保持不变，其秩序为“悔”；如果二者增长率均下降，低收入者下降较快，则其秩序为“吝”；若两层次之间的关系是相互掠夺，一者所得为另一者所失，其秩序为“咎（凶）”。其具体标尺见表1。

表1 纵向秩序测度标尺

横向8级标尺由“优”到“劣”分别为“延年”、“天医”、“生气”、“辅弼”、“禄存”、“廉贞”、“破军”、“文曲”，用以测度资源利用系统要素功能的匹配程度[3]。其具体标尺见表2。

2 水资源利用纵向秩序测评

水资源利用纵向秩序用城市和农村可支配收入的差距关系来度量，指标选取1999—2016年中、东、西部地区城市居民可支配收入和农村居民可支配收入。

纵向秩序的测度需要计算收入的年平均增长速度，其具体公式如式（1）所示。

表2 横向秩序测度标尺

由于纵向秩序的评测标尺是根据年均增长速度的变化情况来确定，所以需要继续衡量年均增长速度的增量，即速度年增，具体由式（2）所示。

通过计算年平均增长速度与速度年增来衡量城乡收入差距变化，本文将对东部地区、中部地区和西部地区的水资源利用纵向秩序进行测度，其结果如表3所示。

表3 我国东、中、西2002—2016年水资源利用纵向秩序

纵向秩序从“吉”到“凶”可依次类推为从收敛到发散的状态，上四等秩序城乡差距呈现平行或收敛态势，下四等秩序呈现平行或发散态势。由上述结果可直观看出我国东、中、西部地区的纵向秩序都是在前期维持上四等秩序水平，而在后期有下降的趋势，从这12年的水平来看，纵向秩序水平成波动缓慢向下的发展趋势，大部分年份维持在中高秩序水平上，说明城乡收入差距有一个缓慢发散的态势，根据这种趋势，本文认为治理者应当加强城乡的协调发展力度，大力扶持农村地区，增加农村的资源供给、基础设施建设，改善农村地区的生活条件，提高我国东、中、西部地区的纵向秩序水平。

3 水资源利用横向秩序测评

本文通过全要素生产率增长率的测算来表示水资源利用功能联系。采用随机前沿生产函数法（SFA）对水资源利用全要素生产率（TFP）进行测算和分解，式（3）为随机前沿生产函数的一般形式。

其中 Yit和 Xit表示实际产出和要素投入，f（xit，t）为前沿生产函数，uit是技术无效项，其值大于零，服从为实际产出对于最优产出的距离远近，vit则代表随机误差，i代表各个地区的省份，t代表时间序列。由于超越对数生产函数（Translog）能够更好地避免估计偏差，本文采用Translog函数式

（3）构建模型转变如式（4）。

其中，Yit为第t年i省份的产出总量，Xjit和Xmit为第t年的要素j和要素m的投入，j与m表示不同的生产要素投入，若给定生产要素，代入本文所涉及的三个投入要素，则式（4）转变为式（5）。

其中，β0—β14待估计的参数，εit=vit-uit，t为趋势变量，反映技术效率变化结果，一般从1开始取值，K、L和G分别代表资本、劳动力和水资源利用建设投入。

技术效率反映的是生产者实际产出与理论最大产出之间的差距，具体公式如式（6）

用Frontier4.1程序对技术效率的每年的平均值进行估计，而技术效率的变化率可通过式（7）计算而得。

技术进步指现有技术水平的高低决定了生产者能够在既定资源中获得的最大产值，对前沿生产函数中的t求偏导，具体见式（8）。

根据增长核算法对TFP的测算，在控制要素投入后的生产率变化可表示为技术进步与技术效率改进之和，如式（9）所示。

由于TFP增长率计算的是增长核算中的剩余残值，其可以表示为式（10）所示。

其中Sj是要素j所占的要素总成本份额，并且，为要素j的变化率。

对式（5）进行全微分，可得到TFP增长率的分解式，如式（11）所示，等式右边分别为技术进步、技术效率改进、规模效率改进以及配置效率改进四大部分。

对于TFP及其分解部分的测算需要收集和处理我国2001-2015年间水资源利用产出、劳动投入、资本投入和水资源投入数据。水资源产出选取各个地区的供水总量，采用均值法对缺失年数据进行估算；劳动投入选取各个地区水利部门技术人员数量；水资源投入选取以2000年为基年的CPI价格指数平减后的各个地区历年水利建设完成投资数据；资本投入采用张军（2004）[4]固定资本存量计算方法。

运用Frontier4.1软件对上述SFA模型进行估计，并运用EXCEL进行数据结果处理，本文选取2002-2016年中国东、中、西部地区省级面板数据，估计结果如表4。

根据表4，可以看出东、中、西三地区SFA模型的gamma值均接近于1且通过了T-检验，证明模型误差的主要来源为技术非效率效应决定的。且Frontier4.1显示三地区的LR检验值分别为576、400、477，均通过了检验，可见用SFA模型估计是合理的。由其对应的T-统计量来分析随机前沿生产函数的自变量参数的估计值，绝大部分的β值都以90的概率拒绝原假设，从而模型的拟合效果良好。

表5显示我国东部地区2002—2005年间水资源利用横向秩序有所改善，其主要是全要素生产率中的配置效率有所改进，2005年以后开始出现下滑，说明生产者能够合理安排要素投入的比例的能力下降。其他三个部分常年间为负值，说明我国东部地区的技术改进效果差，成效不佳，规模报酬能力较差。我国在2008年以后水资源利用横向秩序处于很差的位置，急需改进。

表6显示中部地区2002—2006年间水资源利用横向秩序处于较好的秩序等级，期间2004年有较大的波动，其主要由于配置效率的增长率由正变负，而规模效率改进增长率放缓，导致全要素生产负增长，秩序降为“廉贞”。2008年以后开始下降。从整个研究年限来看，该地区的规模效率改进一直都处于负增长状态，技术效率改进呈稳定正增长态势，我国中部地区水资源利用横向秩序呈阶梯式下降。

表42002—2016年我国区域水资源利用SFA函数估计值

表52002—2016年我国东部地区水资源利用横向秩序

表7显示2003—2006年西部地区横向秩序良好，2016年开始下滑，水资源利用横向秩序较差，15年中有12个年份的全要素增长率为负，且规模效率改进常年为负值，这些年份的横向秩序水平均为下四等的发散水平。此外，西部地区在此期间有8年达到了第七等的“破军”水平，说明期间横向秩序很差，总体来看西部地区水资源利用横向秩序水平长期处于低等水平。

表62002—2016年我国中部地区水资源利用横向秩序

表72002—2016年我国西部地区水资源利用横向秩序

4 水资源利用区域总秩序

以轻重度量秩序是中国传统经济学的精髓。秩序较重，水资源经济贴近其规律运行；秩序较轻，水资源经济远离其规律运行。秩序轻重是水资源经济实际运行与目标理想运行之间距离远近的度量。纵向重量测度水资源利用主体相对位置及活动范围与目标地位及范围之间的距离，重者，距离短，轻者，距离长；横向重量测量水资源利用全要素生产率与目标函数前沿生产率（最优水平）之间的距离，重者，距离近，轻者，距离远。2002—2016年东、中、西部地区水资源利用秩序轻重及其接近目标水平的运行状态（最优水平）如图1所示。

图12002—2016年东、中、西部地区水资源利用总秩序

根据图1显示，我国2002—2016年东、中部地区水资源利用的总秩序轻重在逐步下降，期间波动幅度较大，从中、上水平秩序缓慢下降到中、下水平秩序，其重量在不断减轻，说明我国东、中部地区的水资源利用的实际距离逐步偏离在最优情况。西部地区水资源利用的总秩序长期处于低水平，与其他两个地区相差有两个秩序等级水平，并仍有恶化的趋势。东、中、西三个地区水资源利用秩序在2002—2016年间均波动频繁，总体趋势由中高向低逐渐从理想状态偏离。水资源利用横向秩序反映水资源要素生产率从整体考察其功能发挥到目标（最优）状态的程度。2002年，中部水资源要素发挥正常，处于“天医”水平，而东部、西部地区水资源要素只处于七等“破军”水平。在随后各年中，各地区水资源要素生产率不断波动。东部、中部、西部地区都呈现一种隔年波动的状态。2015年以后，我国东部、中部、西部地区水资源利用横向秩序处在2～3级水平，要素生产率发挥开始远离理想水平，中部和西部地区处于第七等“破军”等级，东部地区处于第八等“文曲”状态，要素生产率发挥背离目标水平，说明近几年我国区域水资源利用要素生产率水平低下。西部水资源要素低绩效主要受制于技术进步和经济欠发达，东部水资源要素低绩效主要原因是高交易成本，而高交易成本缘于水资源使用群体庞大及区位高地租，中部地区水资源要素低绩效主要由资源的不足需要跨流域调水等增加了水资源的用水成本。因此，降低交易费用成为提升水资源利用绩效及秩序的主要途径。

距离不仅是交易费用的代理变量，而且是量化秩序的核心变量。提升水资源利用秩序就是缩小水资源利用主体地位相对距离及其要素生产率与目标水平的差距，也就是降低水资源利用直接费用，提高水利建设绩效，通过技术改进增加水利投资固定资产的折旧年限，减少由跨区域调水的成本增大的问题。

5 水资源利用秩序耦合研究

“耦合”指两个或两个以上的体系之间相互作用之间的关系问题[5]，本文采取如式（12）的耦合模型。

其中Cni为第i年n个系统的耦合度，Uni为第i年n个系统秩序评分。显然，当 U1=U2=…=Uni时，Cni取得最大值1，即n个系统耦合度的取值范围Cni∈（0，1]。

由于耦合协调度能够更好地反映各个地区总体的耦合协调发展状况，本文引进如式（13）的耦合协调模型。

其中，加权综合秩序评分 Ti=β1U1i+β2U2i+…+βnUni，权重 β1，β2，…，βn为待定系数，由于本文研究的是东中西部三个区域耦合发展情况，三个区域相互独立，故本文权重选取为显然Ti的最大值为1，故耦合协调度 Di∈（0，1]。

考虑到各个地区内横向秩序与纵向秩序的耦合协调状况的好坏可能会对总秩序耦合产生影响，本文对系统秩序评分进行修正，如式（14）所示。

其中αni为第i年第n个地区内横向秩序与纵向秩序的耦合协调度，其计算公式见式（12）与式（13）。

考虑到各个地区之间的横向秩序与纵向秩序轻重的耦合协调发展状况，采用如下公式对耦合协调度模型进行修正，具体如式（15）所示。其中，Z2n为n个地区两种子秩序之间耦合协调度，具体计算公式见式（12）和式（13），总共有 2n种可能的计算结果，ωi为第i年的协调修正系数，式（16）为修正后的耦合协调度模型。

文章为三地区耦合模型，故n=3，

其具体耦合协调度计算结果如图2所示。

图2 我国东、中、西部地区耦合协调变化

在不考虑各个地区总秩序水平的情况下，我国东、中、西部地区区域间耦合度多年达到了90分的高水平耦合状态，符合我国协调发展的态势。根据耦合协调度测算结果，我国东、中、西部地区水资源利用耦合协调度相比耦合度都有不同程度的下降，这表示我国宏观经济运行状态的整体性及区域间经济联系的紧密性，在整体宏观经济上行的状态，我国东、中、西部地区都有不同程度的上行，反之亦反。从各年区域间耦合协调度的变化来分析，我国东、中、西部地区耦合协调度存在逐年波动向下的态势，表明我国区域水资源利用有待提升。

6 结论与讨论

文章主要通过使用资源利用秩序测度模型和区域耦合协调模型对我国东、中、西部地区的水资源利用纵向秩序和横向秩序进行具体测度，然后把东、中、西部地区测度的结果进行秩序考评，对东、中、西部地区考分进行耦合分析，从而得出我国区域水资源利用耦合协调关系。结果表明我国2002—2016年东、中、西部地区水资源利用秩序耦合度较高，基本稳定在高水平耦合，但耦合协调度较低，呈波动式下降趋势，证明我国区域水资源利用秩序不稳定，水资源利用流动有序程度低，水资源利用秩序有很大的提升空间。