曾賢剛 (中國人民大學環(huán)境學院 北京 100872)

由于市場需求的推動、政策的引導、投資力度的加大,水務(wù)產(chǎn)業(yè)近年來得到了蓬勃發(fā)展,水務(wù)產(chǎn)業(yè)已成為社會進步和經(jīng)濟發(fā)展的重要基礎(chǔ)性行業(yè).值得關(guān)注的是,雖然我國水務(wù)產(chǎn)業(yè)的市場規(guī)模在不斷擴大,但供需矛盾依舊突出、缺口很大.因此需要對我國水務(wù)市場進行深入分析,尤其是對我國水務(wù)產(chǎn)業(yè)市場績效進行評價并對其影響因素進行分析,以便為我國水務(wù)產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展提供決策依據(jù).目前國內(nèi)外已經(jīng)開展了一些與水務(wù)產(chǎn)業(yè)市場績效的相關(guān)研究.Bhattacharyya等[1]運用隨機前沿分析(SFA)對225家公營和 32家私營水務(wù)企業(yè)進行評估,發(fā)現(xiàn)小規(guī)模的私營企業(yè)更有效率.Estache等[2]運用隨機前沿面成本函數(shù)對19個國家的50家企業(yè)進行評估,發(fā)現(xiàn)成本與產(chǎn)出之間不存在系統(tǒng)相關(guān)性.Marques[3]運用企業(yè)行為指標、全要素生產(chǎn)率和DEA模型,研究表明私營企業(yè)比公營企業(yè)的服務(wù)質(zhì)量更高,且有顯著的生產(chǎn)效率優(yōu)勢.Munisamy[4]的研究則表明私營企業(yè)比公營企業(yè)更具有技術(shù)效率.Porcher[5]運用DEA和 SFA模型對法國177家水務(wù)企業(yè)進行評估,將環(huán)境因素納入考量后, 研究表明私營企業(yè)平均上沒有公營企業(yè)效率高.王宏偉等[6]利用中國 35個重點城市的面板數(shù)據(jù), 研究表明私人部門進入不僅顯著提高城市供水能力,也明顯縮小中西部與東部用水普及率的差距.蘇曉紅等[7]利用 VAR模型脈沖響應(yīng)函數(shù), 研究表明市場準入與價格規(guī)制顯著促進城市供水總量,但長期來看這種促進作用正在減弱,且價格規(guī)制導致行業(yè)生產(chǎn)成本上升,降低生產(chǎn)效率.

根據(jù)“結(jié)構(gòu)-行為-績效”的產(chǎn)業(yè)組織理論(簡稱SCP分析框架)[8],市場績效受到市場結(jié)構(gòu)和行為的共同制約,主要表現(xiàn)在經(jīng)濟績效、技術(shù)績效和資源配置效益3個方面.水務(wù)產(chǎn)業(yè)市場績效評估涉及到多投入多產(chǎn)出指標,各投入產(chǎn)出指標單位也有所不同,因此DEA模型特別適用于評估水務(wù)產(chǎn)業(yè)市場績效.將DEA運用到 SCP的市場績效分析中去,克服了現(xiàn)有評價法的主觀性,并可以從技術(shù)、經(jīng)濟、資源配置等多個方面去考量企業(yè)的效率.而且產(chǎn)業(yè)組織理論中的X-效率結(jié)構(gòu)假說和規(guī)模效率假說分別針對企業(yè)的經(jīng)營效率和規(guī)模效率,而 DEA評估結(jié)果包含了純技術(shù)效率、規(guī)模效率和綜合技術(shù)效率,與產(chǎn)業(yè)組織理論內(nèi)容剛好吻合.而且,基于水務(wù)產(chǎn)業(yè)市場績效評估的結(jié)果,還可以進一步對其影響因素進行分析.因此,筆者將市場結(jié)構(gòu)、行為以及其他外部環(huán)境因素作為自變量,將市場績效作為因變量,進行回歸模型構(gòu)建,根據(jù)模型結(jié)果分析各因素對市場績效的影響方向與影響程度.

1 研究方法與模型

1.1 一階段數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(DEA)

數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(DEA)最初是由 Charnes等[9]提出,也就是最初的基于規(guī)模報酬不變(CRS)的DEA模型.該模型是將Farrell[10]所提出的“兩投入-產(chǎn)出”模式,推廣至“多投入多產(chǎn)出”模式,并利用線性規(guī)劃和對偶定理,求出待評估單位的生產(chǎn)前沿,凡落在邊界上的決策單位(DMU)稱為DEA有效率,其效率值為1;而其他未落在邊界上的DMU則稱為DEA無效率,其效率值介于0與1之間.之后,Banker等[10]擴展了CRS模型中關(guān)于規(guī)模報酬不變的假設(shè),提出了基于可變規(guī)模報酬(VRS)的 DEA模型.它構(gòu)成了一個截面凸包,比CRS構(gòu)成的圓錐包更為緊湊,同時可以將技術(shù)效率分解為純技術(shù)效率和規(guī)模效率.據(jù)此,可利用線性規(guī)劃方法計算每一決策單位的相對效率.

由于DEA方法可以有效的處理多投入和多產(chǎn)出的情況,并可直接計算出環(huán)境效率和投入冗余量,其在避免主觀因素、簡化算法、減少誤差等方面也有著不可低估的優(yōu)越性,因此本文采用DEA方法建立水務(wù)企業(yè)市場績效評估模型.根據(jù)已有研究表明水務(wù)企業(yè)存在規(guī)模效應(yīng),且現(xiàn)狀表明我國水務(wù)企業(yè)仍處于不斷發(fā)展的狀態(tài),屬于規(guī)模報酬遞增的階段,故本研究采用基于可變規(guī)模報酬(Variable Return to Scale,簡稱VRS)的DEA模型評估我國水務(wù)企業(yè)的績效.

VRS模型的前提假設(shè)是規(guī)?？勺?公式如下[11]:

式中:ε表示非阿基米德無窮小量,即小于任何正數(shù)、大于零; θ(0＜θ≤1)表示決策單元綜合技術(shù)效率值 TE;s+表示松弛變量,即在決策單元達到 DEA 有效時,需要增加的投入量;s-表示松弛變量,即在決策單元達到DEA 有效時,需要減少的投入量;m(m=1,2,3,…,M)表示決策單元個數(shù);xmk表示第m個決策單元第k種要素的投入量;表示第m個決策單元第k種要素的初始投入量;yml表示第 m個決策單元第 l種產(chǎn)出的產(chǎn)出量;表示第 m個決策單元第 l種產(chǎn)出的初始產(chǎn)出量;λm(λm≥0)表示投入和產(chǎn)出的權(quán)重系數(shù).

綜合技術(shù)效率在 VRS模型中被分解為純技術(shù)效率PE和規(guī)模效率SE的乘積,前者是技術(shù)性因素導致的效率結(jié)果,體現(xiàn)決策單元資源利用配置效率,受到管理體制等影響;后者則是投入規(guī)模因素導致的效率結(jié)果,反映的是決策單元投入要素量的結(jié)果,受生產(chǎn)力變化的影響.因此,綜合技術(shù)效率θ(0＜θ≤1)可表達為:

式中: θPE(0＜ θPE≤1, θPE≥θ)表示決策單元的純技術(shù)效率; θSE(0＜ θSE≤1, θSE≥θ)表示決策單元的規(guī)模效率.

若θPE= θSE= 1,則表明該決策單元的純技術(shù)效率和規(guī)模效率均達到了最優(yōu)狀態(tài);若θPE和θSE越無限趨近于 1,則表明該決策單元的純技術(shù)效率和規(guī)模效率越接近最優(yōu)狀態(tài);此外,若θSE＜1,則表明決策單元規(guī)模效率為0,可能是規(guī)模過大或規(guī)模過小導致的,因此,在運用VRS模型之前,應(yīng)判斷企業(yè)或行業(yè)是處規(guī)模報酬遞增、還是規(guī)模報酬遞減階段.

1.2 二階段Tobit回歸分析

在利用 DEA模型計算出決策單元效率值后,為了解效率的影響因素及其影響程度,在 DEA分析的基礎(chǔ)上衍生出了一種兩步法[12].該方法第一步采用DEA分析評估出決策單位的效率值,第二步以上一步中得出的效率值作為因變量,以影響因素等作為自變量建立回歸模型.因為 DEA法得出的效率指數(shù)介于0～1之間,所以回歸方程的因變量就被限制在這個區(qū)間.如果直接采用最小二乘法,會給參數(shù)估計帶來嚴重的有偏和不一致.

而Tobit模型恰好只用于因變量為受限變量的情況,因此,建立Tobit回歸模型,通過極大似然估計法對參數(shù)進行估計,得到的結(jié)果是無偏估計,由此成立了DEA-Tobit模型.本文采用的Tobit模型如下:

式中:i為決策單元序號;Yi:第 i個企業(yè)的綜合效率值;Xi:影響第i個企業(yè)綜合效率的各解釋變量;βT:未知參數(shù)向量;ui:ui～N(0,σ2).

2 我國水務(wù)產(chǎn)業(yè)市場績效評價

2.1 投入產(chǎn)出變量選擇及數(shù)據(jù)來源

在具體的 DEA應(yīng)用中,一般將收益型的指標視為產(chǎn)出指標體系,將成本型指標作為投入指標體系來處理.根據(jù)產(chǎn)業(yè)組織理論和 SCP范式分析框架,本研究將一級指標劃分為經(jīng)濟、技術(shù)、資源配置3方面(表1).其中,經(jīng)濟績效指標選取“主營業(yè)務(wù)成本”和“資產(chǎn)投入”作為投入變量,選取“主營業(yè)務(wù)收入”作為產(chǎn)出變量;技術(shù)績效指標選取“研發(fā)投入”作為投入變量,選取“研發(fā)成果”作為產(chǎn)出變量;資源配置績效指標選取“水資源投入”、“人力資源投入”、“融資投入”作為投入變量,選取“供水量”和“污染物削減量”作為產(chǎn)出變量.

水務(wù)企業(yè)的成本數(shù)據(jù)、盈利數(shù)據(jù)等均為企業(yè)保密信息,但是依照法律規(guī)定,上市水務(wù)企業(yè)與公開發(fā)債水務(wù)企業(yè)必須定期公開其經(jīng)營狀況和財務(wù)情況,且其信息披露途徑是一致的,其相關(guān)指標的統(tǒng)計口徑也是一致的,故本研究選取主營業(yè)務(wù)為供水和(或)污水處理服務(wù)的上市水務(wù)公司及公開發(fā)行債券融資的水務(wù)公司作為實證對象.本研最終選取63家(24家上市企業(yè)、39家公開發(fā)債企業(yè))上市或發(fā)債水務(wù)企業(yè)2015年的數(shù)據(jù)進行分析研究,所有企業(yè)的原始數(shù)據(jù)均來源于Wind終端資訊,包括上市披露的年報、發(fā)債企業(yè)披露的募集說明書以及Wind數(shù)據(jù)庫提供的其他相關(guān)信息與數(shù)據(jù).需要說明的是,雖然香港與大陸的會計準則有部分不同,但是本研究所選取的 11個指標在香港和大陸的會計統(tǒng)計口徑是一致的,數(shù)據(jù)的可比性得到了保障.

表1 DEA模型指標體系的具體解釋與表征Table 1 Specific interpretation and characterization of the statistical indicator system of DEA model

這63家水務(wù)企業(yè)通過股市或債市進行公開融資,在投融資方面代表了我國水務(wù)行業(yè)市場化的最高水平.同時,這 63家企業(yè)具備上市或發(fā)債的資格,表明它們也代表了我國水務(wù)行業(yè)較高的資產(chǎn)規(guī)模水平與運營水準,對這 63家企業(yè)的分析相當于對我國水務(wù)行業(yè)綜合狀況較好的一批企業(yè)進行分析,對整個行業(yè)的其他企業(yè)有相當大的借鑒意義.

對63個有效樣本進行描述性統(tǒng)計分析,結(jié)果見表2.如表2所示,樣本企業(yè)的規(guī)模差異較大,各項指標的標準差值,均略高于平均值,而其中企業(yè)的固定資產(chǎn)差異最大,標準差就為平均值的1.5倍,最大的企業(yè)的固定資產(chǎn)為4035916.22萬元,是最小值2646.52萬元的1525倍.究其原因,是由于各企業(yè)的所處區(qū)域不同,服務(wù)范圍差別大,導致資金投入差距大,企業(yè)規(guī)模不一.

表2 研究樣本的描述性統(tǒng)計分析Table 2 Descriptive statistics analysis of research samples

2.2 DEA模型評價結(jié)果與分析

運用DEAP2.1軟件包對樣本數(shù)據(jù)進行計算,得到2015年我國63家水務(wù)企業(yè)運營績效的評價結(jié)果,如表3.

2.2.1 綜合技術(shù)效率(crste)分析 從綜合效率看,樣本的平均綜合效率值為 0.743,且效率值差異較大,分布比較散亂,說明樣本企業(yè)的績效整體高低不齊,差距較明顯.其中,30家企業(yè)的綜合效率值高于平均值,占樣本量的47.6%,33家企業(yè)則低于平均值.

表3 63家樣本水務(wù)企業(yè)運營績效的DEA評價結(jié)果Table 3 DEA evaluation results of operational performance of 63sample water enterprises

續(xù)表3

共計16家企業(yè)達到DEA最優(yōu),即綜合效率值為1,約占樣本量的 1/4,這 16家水務(wù)企業(yè)在運營過程中經(jīng)濟表現(xiàn)、技術(shù)研發(fā)、資源配置三方面相對較好,可為行業(yè)中的標桿企業(yè),包括江蘇江南水務(wù)股份有限公司、北控水務(wù)集團有限公司、北京碧水源科技股份有限公司等9家上市企業(yè),以及北京城市排水集團有限責任公司、北京水務(wù)投資中心、杭州蕭山水務(wù)集團有限公司等7家發(fā)債企業(yè),在所有樣本中處于最優(yōu)水平.而在所有樣本中,綜合績效最差的效率值僅為0.346,與效率最優(yōu)的樣本相比,該企業(yè)在投入上具有65.4%的優(yōu)化空間.

為進一步探究綜合技術(shù)效率不足的原因,將模型結(jié)果按純技術(shù)效率和規(guī)模效率分開來看.規(guī)模效率反映企業(yè)規(guī)模是否已最優(yōu)化,而剔除經(jīng)營規(guī)模因素影響之后的純技術(shù)效率能更準確地反映企業(yè)的經(jīng)營管理水平.根據(jù)純技術(shù)效率和規(guī)模效率值,分別以其平均值0.8和0.9為臨界點,將企業(yè)劃分為4種類型:

1)雙高型企業(yè),即純技術(shù)效率高于 0.8,規(guī)模效率高于0.9,且包括處于綜合效率前沿面的16家企業(yè),是水務(wù)行業(yè)的標桿企業(yè);

2)高低型企業(yè),即純技術(shù)效率高于 0.8,規(guī)模效率低于 0.9,效率改進的重點應(yīng)放在提高企業(yè)生產(chǎn)能力,擴大企業(yè)規(guī)模上;

3)低高型企業(yè),即純技術(shù)效率低于 0.8,規(guī)模效率高于 0.9,效率改進的方向在于提高企業(yè)的資源配置和運營管理水平;

4)雙低型企業(yè),即純技術(shù)效率低于 0.8,規(guī)模效率低于 0.9,在企業(yè)規(guī)模和經(jīng)營管理技術(shù)水平上均有較大提升空間.

劃分結(jié)果如下:有 26家企業(yè)屬于第一種類型,包括 16家最優(yōu)樣本企業(yè),代表我國水務(wù)行業(yè)最高績效水平,效率改進的空間較小;有8家企業(yè)屬于第二種類型,改進的方向是提升規(guī)模效率,主要途徑為提高企業(yè)的供水能力和污水處理能力,實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟;有 18家企業(yè)屬于第三種類型,需要通過改善企業(yè)的經(jīng)營管理水平提高純技術(shù)效率;有 11家企業(yè)屬于第四種類型,經(jīng)營管理水平和企業(yè)規(guī)模均有較大提升空間.

2.2.2 純技術(shù)效率(vrste)分析 上述分析已得出純技術(shù)效率偏低是我國水務(wù)企業(yè)的普遍現(xiàn)象,為了衡量這些企業(yè)資源配置偏離最優(yōu)狀態(tài)的程度,為優(yōu)化資源配置提供量化的參考指標,有必要進行投入冗余和產(chǎn)出不足分析,即純技術(shù)效率分析.純技術(shù)效率達到DEA 有效(即)的樣本不存在投入冗余和產(chǎn)出不足,有24家企業(yè)達到了純技術(shù)效率有效.

對剩余的39家純技術(shù)效率不為1的樣本進行投入冗余和產(chǎn)出不足分析.通過 DEA運算結(jié)果可得這39個樣本的最優(yōu)投入和產(chǎn)出量,從而計算投入冗余量=實際投入量-最優(yōu)投入量、產(chǎn)出不足量=最優(yōu)產(chǎn)出量-實際產(chǎn)出量,進而根據(jù)投入冗余量與實際投入量之比以及產(chǎn)出不足量與實際產(chǎn)出量之比分別得到投入冗余率=投入冗余量/實際投入量×100%、產(chǎn)出不足率=產(chǎn)出不足量/實際產(chǎn)出量×100%.

結(jié)果表明,我國水務(wù)企業(yè)的產(chǎn)出水平已普遍接近最優(yōu)狀態(tài),導致純技術(shù)效率不足的原因是投入的冗余和資源的浪費,其中:

1)主營業(yè)務(wù)成本的平均冗余率為30.34%,最高冗余率為 52.64%,削減超過一半的成本費用,仍能維持現(xiàn)有產(chǎn)出,能源損耗、藥劑投入、設(shè)備折舊、管網(wǎng)漏損、管理費用、銷售費用占了營業(yè)成本很大一部分,并且這些費用都是企業(yè)有能力去調(diào)節(jié)的,通過減少這些方面的耗費,企業(yè)的主營業(yè)務(wù)成本將大大減少,從而降低冗余率;

2)固定資產(chǎn)的平均冗余率為 42.34%,有 12個企業(yè)的冗余率超過了 50%,約占非技術(shù)有效樣本量的31%,尤其,樣本38、43、58、61的固定資產(chǎn)投入冗余率分別為90.43%、91.05%、90.85%、93.66%,均超過了 90%,固定資產(chǎn)投入冗余問題十分嚴重,表明企業(yè)的設(shè)備閑置率過高,導致資產(chǎn)浪費,這能夠解釋當前我國水務(wù)行業(yè)“重建設(shè)、輕運營”的現(xiàn)象,政策沖動造成了盲目投資與重復建設(shè);

3)研發(fā)投入的平均冗余率為41.74%,研發(fā)投入包括從外部購買的專利使用權(quán)和內(nèi)部研發(fā)投入,對應(yīng)產(chǎn)出來看,近 70%的企業(yè)不具備任何一項自主專利權(quán),說明企業(yè)過度依賴外部專利,自主創(chuàng)新能力薄弱,導致研發(fā)的性價比過低;

4)融資投入的平均冗余率為50.33%,是所有指標中最高的,表明當前形勢下,我國水務(wù)企業(yè)的融資成本偏高,應(yīng)進一步開放融資渠道,減輕企業(yè)的融資負擔,真正推動社會資本的進入;

5)員工總數(shù)的平均冗余率為41.37%,員工結(jié)構(gòu)關(guān)系到企業(yè)的管理、生產(chǎn)運營,企業(yè)花費成本在養(yǎng)“閑人”,員工的工作效率低、態(tài)度松懈,導致原本一個人的工作需要多人去完成,表明企業(yè)的人力資源管理機制有待改善,這與企業(yè)的性質(zhì)有很大關(guān)系,大部分水務(wù)企業(yè)仍是國企,國有企業(yè)的人事改革,尤其涉及到裁員的問題,往往有抵觸逃避情緒.

2.2.3 規(guī)模效率(scale)分析 DEA有效的16個樣本企業(yè)的規(guī)模效率最優(yōu),剩余企業(yè)中有28家(占60%)的規(guī)模效率值超過了 0.9,接近最優(yōu)狀態(tài).進一步分析,規(guī)模效率未達到最優(yōu)的 47個樣本中,大多數(shù)樣本處于規(guī)模收益遞增狀態(tài).樣本中,不存在規(guī)模效率最優(yōu)而純技術(shù)效率未達到最優(yōu)的樣本,但有8個樣本純技術(shù)效率最優(yōu)而規(guī)模效率未達到最優(yōu),這8家企業(yè)不存在投入冗余或產(chǎn)出不足,但其規(guī)模和投入、產(chǎn)出不相匹配,需要擴大或縮減規(guī)模.

以巴彥淖爾市河套水務(wù)集團有限公司為例,其純技術(shù)效率值為0.914,但由于規(guī)模效率值僅為0.378,導致綜合效率排名倒數(shù)第一,且 DEA結(jié)果表明企業(yè)處于規(guī)模收益遞增階段,急迫需要擴大規(guī)模.公司的業(yè)務(wù)范圍局限于內(nèi)蒙古巴彥淖爾市的工業(yè)供排水和城市供排水及污水處理,受當?shù)睾暧^經(jīng)濟影響嚴重,缺乏行業(yè)競爭力.

我國水務(wù)行業(yè)整體處于規(guī)模收益遞增的發(fā)展階段,對于大部分企業(yè)來說規(guī)模不足,應(yīng)該借助市場化改革積極擴大投資行為,通過并購、跨區(qū)域競爭等手段拓展業(yè)務(wù),提高規(guī)模水平.但是從DEA結(jié)果看,也有少數(shù)企業(yè)呈現(xiàn)規(guī)模收益遞減狀態(tài),中國水務(wù)、深水務(wù)和北京首創(chuàng)等企業(yè)均已處于規(guī)模遞減階段,進一步擴大市場規(guī)模反而降低企業(yè)績效,這些企業(yè)應(yīng)該將重點放在經(jīng)營管理上.

以深圳市水務(wù)集團有限公司為例,其純技術(shù)效率值為 1,但由于規(guī)模效率值僅為 0.695,導致綜合效率排名僅在樣本中排第 34位,這表明該公司已處于規(guī)模收益遞減階段,需要適當削減規(guī)模.該公司在深圳市占據(jù)完全壟斷經(jīng)營的地位,業(yè)務(wù)范圍已輻射到江蘇、浙江、河南等8省.該公司幾乎每年都在進行并購擴張,外資的引入和業(yè)務(wù)的普及使得公司經(jīng)營管理水平位居行業(yè)前列,但規(guī)模收益隨著公司規(guī)模的壯大已經(jīng)從遞增轉(zhuǎn)為遞減狀態(tài).事實上,規(guī)模效應(yīng)是有臨界點的,盲目擴張,突破了臨界點,反而會帶來規(guī)模效率不足,從而導致企業(yè)的綜合效率低下.

3 影響因素的計量分析

3.1 模型選擇和變量識別

根據(jù)SCP分析范式和已有研究文獻,水務(wù)產(chǎn)業(yè)市場績效的可量化影響因素主要有以下幾個方面:1)市場結(jié)構(gòu)對績效可能產(chǎn)生影響的因素;2)市場行為對績效可能產(chǎn)生影響的因素;3)其他外部因素[13-14].如表4:

其中,(1)企業(yè)規(guī)模以“企業(yè)服務(wù)的城市數(shù)量(地級市及以上)”作為表征;(2)是否供排水一體化為虛擬變量,當企業(yè)一體化經(jīng)營時,變量取值為 1,否則取值為0;(3)企業(yè)所服務(wù)城市的綜合居民水價為解釋變量之一,若企業(yè)業(yè)務(wù)遍布多個城市,按照業(yè)務(wù)比例將綜合水價進行加權(quán);(4)將“企業(yè)國有股份比例”作為表征所有制類型的解釋變量;(5)將“水務(wù)企業(yè)所服務(wù)城市的人均 GDP”作為衡量經(jīng)濟發(fā)展水平的變量,若企業(yè)業(yè)務(wù)遍布多個城市,按照業(yè)務(wù)比例將人均GDP進行加權(quán);(6)將“企業(yè)接受的政府補助”作為財政支持的解釋變量;(7)將“企業(yè)所服務(wù)城市的人均水資源擁有量”作為服務(wù)地區(qū)水資源稟賦的解釋變量,若企業(yè)業(yè)務(wù)遍布多個城市,按照業(yè)務(wù)比例將人均水資源擁有量進行加權(quán);(8)將“水務(wù)企業(yè)所服務(wù)城市的生活廢水排放總量”和“水務(wù)企業(yè)所服務(wù)城市的生活廢水中化學需氧量”作為服務(wù)地區(qū)的居民用排水行為解釋指標.

表4 市場績效影響因素分類Table 4 The classification of influence factors of market performance

3.2 回歸模型建立

建立 Tobit回歸模型對影響變量進行分組回歸,其線性回歸模型如下:

式中:Yi指DEA效率值;βT是未知參數(shù)向量;Xi是各變量組;ui服從正態(tài)分布.

模型1用市場結(jié)構(gòu)對企業(yè)綜合效率值進行回歸,代表指標為企業(yè)服務(wù)的城市數(shù)量和供排水一體化,其中供排水一體化是個虛擬變量.模型2用市場行為對企業(yè)綜合效率進行回歸,包括價格行為和投資行為,代表指標為水價和國有股份比例.模型3用地區(qū)經(jīng)濟財政狀況對企業(yè)綜合效率進行回歸,包括經(jīng)濟發(fā)展水平(人均 GDP)和財政支持(政府補助).模型 4用地區(qū)水資源狀況對企業(yè)綜合效率進行回歸,包括水資源稟賦(人均水資源占有量)、用排水行為(排水量和COD排放量).

3.3 結(jié)果分析

本文使用 Stata13軟件進行回歸分析和檢驗,采用 2015年相關(guān)數(shù)據(jù).其中,服務(wù)城市個數(shù)、供排水一體化、國有股份比例、政府補助數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫中各企業(yè) 2015年年報;水價數(shù)據(jù)來源于中國水網(wǎng);地級市人均GDP數(shù)據(jù)來源于2015年各省國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報;省級人均水資源占有量和人均用水量數(shù)據(jù)來源于《2016年中國統(tǒng)計年鑒》.Tobit回歸模型的估計結(jié)果如表5.

從回歸結(jié)果可以看出,服務(wù)城市個數(shù)、生活水價、國有股份比例、政府補助、排水量、COD排放量對水務(wù)企業(yè)綜合效率有著較為顯著的影響,其中,服務(wù)城市個數(shù)、水價、排水量與企業(yè)效率呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系,國有股份比例、政府補助、COD排放量與企業(yè)效率呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系.此外,供排水一體化、人均GDP、人均水資源擁有量、用水量與企業(yè)效率沒有呈現(xiàn)顯著的相關(guān)性影響.以下,分別從上述6個顯著影響因素對我國水務(wù)企業(yè)綜合效率進行分析.

表5 Tobit模型回歸結(jié)果Table 5 Regression results of Tobit model

3.3.1 市場結(jié)構(gòu)對市場績效的影響 由于市場化改革與行政性壟斷相交織,導致我國水務(wù)行業(yè)的市場結(jié)構(gòu)偏向于壟斷競爭的狀態(tài).尤其行政性壟斷導致地方水務(wù)多由地方性國有水務(wù)企業(yè)壟斷經(jīng)營,水務(wù)市場的區(qū)域性壁壘明顯存在[15].由此造成的結(jié)果是,我國水務(wù)企業(yè)多以地方性企業(yè)為主,全國性企業(yè)較少,缺少跨區(qū)域競爭.63家企業(yè)中,有32家僅為某一特定縣城、地級市或直轄市提供供水或污水處理服務(wù),超過一半的比例,這部分企業(yè)是典型的地方性水務(wù)企業(yè);有 22家企業(yè)經(jīng)營2～9個城市的水務(wù)業(yè)務(wù),占比34.9%,這部分企業(yè)的特征是為某一省內(nèi)的不同城市或鄰近省的不同城市提供服務(wù),屬于區(qū)域性水務(wù)企業(yè);僅有9家企業(yè)的業(yè)務(wù)延伸到全國多個省份,占比14%.

水務(wù)企業(yè)服務(wù)城市的數(shù)量會影響企業(yè)的規(guī)模與市場占有率,進而影響企業(yè)績效.總體上講,企業(yè)綜合效率隨著企業(yè)業(yè)務(wù)城市數(shù)量的增加而提高.由于供水和污水處理是典型的自然壟斷行業(yè),具有顯著的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)與范圍經(jīng)濟效應(yīng),因此,水務(wù)企業(yè)在多個城市同時經(jīng)營業(yè)務(wù),能夠充分發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟與范圍經(jīng)濟優(yōu)勢,提高企業(yè)的規(guī)模效率,進而提高綜合績效.另外,在多個城市同時經(jīng)營業(yè)務(wù),使得企業(yè)資產(chǎn)能夠在更大范圍內(nèi)進行配置,對優(yōu)化資源配置有好處.尤其,鄰近城市的水資源狀況、供水需求、供排水標準等存在相似性,企業(yè)若能夠承攬鄰近城市的水務(wù)業(yè)務(wù),能夠充分利用鄰近城市的相似性特征降低運營成本,無需在處理工藝與設(shè)備等方面有較大改動.相反,地方性水務(wù)企業(yè)的基礎(chǔ)投入大,業(yè)務(wù)范圍又有所局限,規(guī)模經(jīng)濟優(yōu)勢難以發(fā)揮,規(guī)模效率難以提高,資源配置范圍存在限制,優(yōu)化空間小,投入冗余大.這表明,鼓勵水務(wù)企業(yè)進行跨區(qū)域競爭,激勵地方性水務(wù)企業(yè)逐漸向區(qū)域性水務(wù)企業(yè)轉(zhuǎn)型,最終向全國性水務(wù)企業(yè)轉(zhuǎn)型,將有助于提高整個行業(yè)的績效.

3.3.2 市場行為對市場績效的影響 1)水價與企業(yè)效率.總體上,價格水平與企業(yè)績效呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系.Tobit回歸模型結(jié)果顯示價格對企業(yè)績效的影響系數(shù)為0.0968,水價每提高1元/立方米,企業(yè)平均績效提高0.0968.這表明,高水價對水務(wù)企業(yè)來說是一種正向激勵,鼓勵企業(yè)提高投入產(chǎn)出比,以更多的產(chǎn)出來獲得更多的收入.因此,提高水務(wù)行業(yè)績效,必須適當提高市場機制在水價制定過程中的作用,真正做到全面覆蓋成本,使水價成為真正意義上的市場杠桿.同時,也要加強企業(yè)成本監(jiān)審制度,將企業(yè)“虛報成本”的動機防范于未然.

2)國有股份比例與企業(yè)效率.國有股份比例與企業(yè)績效呈現(xiàn)負相關(guān),Tobit回歸模型結(jié)果顯示國有股份比例對企業(yè)績效的影響系數(shù)為-0.2599,每提高 1%的國有股份比例,企業(yè)平均績效就會下降約 0.003.在63個樣本企業(yè)中,有37家企業(yè)是國有獨資企業(yè),超過一半的比例;有 16家企業(yè)是國有控股企業(yè),近 1/4;僅有 10家企業(yè)是民營或合營企業(yè),僅占比 15.9%,表明我國水務(wù)企業(yè)的存在形式仍以國有為主.目前行政性壟斷仍然是強勢力量,社會資本與外資的介入規(guī)模有限[16].市場化改革的效果不如預期,在今后的改革中應(yīng)該更加重視水務(wù)企業(yè)的所有制改革,使得水務(wù)市場競爭主體更加多元化,激發(fā)市場競爭的活力.

3.3.3 區(qū)域財政經(jīng)濟狀況對市場績效的影響 政府補助對企業(yè)績效實際上起到了負面的作用,Tobit回歸模型結(jié)果表明,政府補助對企業(yè)績效的影響系數(shù)為-0.0423.作為公共事業(yè)行業(yè),政府補助是政府對水務(wù)企業(yè)的財政支持,水務(wù)企業(yè)或多或少接受著政府的補助.政府補助的存在保障了水務(wù)企業(yè)的盈利水平,即使企業(yè)虧損,政府也能夠通過補貼等形式使得企業(yè)在項目運營期間持續(xù)正常經(jīng)營.很顯然,政府補助削弱了企業(yè)提高運營效率的主動性與積極性,對企業(yè)績效的負面作用明顯.

3.3.4 區(qū)域水資源狀況對市場績效的影響 1)廢水排放量與企業(yè)效率.排水量與企業(yè)綜合績效大體上有著正相關(guān)關(guān)系,Tobit回歸模型結(jié)果也表明排水量對企業(yè)效率的影響系數(shù)為0.005,且在5%的顯著性水平下顯著.水務(wù)企業(yè)業(yè)務(wù)區(qū)域的廢水排放量規(guī)模涉及企業(yè)污水處理的規(guī)模,同時,排水越多,表明用水越多,供水量也越大.所以,業(yè)務(wù)區(qū)域的排水量表征著該區(qū)域水務(wù)市場的規(guī)模,影響著水務(wù)企業(yè)的業(yè)務(wù)規(guī)模,從而影響企業(yè)績效.

2)COD排放量與企業(yè)效率. COD排放量代表水務(wù)企業(yè)業(yè)務(wù)區(qū)域的排水水質(zhì),COD排放越多,表明生活用水排放水質(zhì)越差,污水處理廠的進水水質(zhì)也就越差,企業(yè)的污水處理負擔更重,需要削減的 CDO量越多,營業(yè)成本越高.生活 COD排放量與企業(yè)綜合效率大致呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系,Tobit回歸模型結(jié)果也顯示COD排放量對企業(yè)效率的影響系數(shù)為-0.0034,即每增加一萬噸 COD排放,企業(yè)效率就降低0.0034,且在5%的顯著性水平下顯著.表明提高居民生活用水的排水水質(zhì),就可以提高污水處理廠的進水水質(zhì),從而有利于提高水務(wù)企業(yè)的績效.

4 結(jié)論

4.1 綜合技術(shù)效率分析表明少數(shù)企業(yè)達到 DEA最優(yōu),可為行業(yè)標桿.存在較多“雙低型”企業(yè),即純技術(shù)效率與規(guī)模效率均較低的水務(wù)企業(yè),這部分企業(yè)應(yīng)成為今后重點改革的對象.

4.2 純技術(shù)效率分析表明各投入要素的冗余率較高,尤其研發(fā)投入平均冗余率最高,表明水務(wù)企業(yè)過于依賴購買外部專利,自主創(chuàng)新能力差;而且固定資產(chǎn)冗余率較高,表明水務(wù)設(shè)備運轉(zhuǎn)率偏低,閑置率較高.

4.3 規(guī)模效率分析表明總體上企業(yè)規(guī)模相差不大,大部分企業(yè)處于規(guī)模遞增發(fā)展階段,尤其是地方性企業(yè)的規(guī)模效率很低,但有少數(shù)企業(yè)已到達了規(guī)模遞減階段.

4.4 從影響企業(yè)績效的市場結(jié)構(gòu)因素來看,發(fā)現(xiàn)供排水一體化與服務(wù)城市個數(shù)均與企業(yè)績效存在正相關(guān)關(guān)系.其中,供排水一體化對績效影響不太顯著,即業(yè)務(wù)類型的多樣性對績效產(chǎn)生的影響不大;而服務(wù)城市個數(shù)對績效的影響十分顯著,企業(yè)服務(wù)的城市越多,績效越高,這與企業(yè)規(guī)模效益有關(guān).

4.5 從影響企業(yè)績效的市場行為因素來看,發(fā)現(xiàn)水價與企業(yè)績效存在顯著正相關(guān),國有股份比例則與企業(yè)績效存在顯著負相關(guān).

4.6 從影響企業(yè)績效的其他外部因素來看,政府補助、COD排放量與企業(yè)績效呈負相關(guān),人均水資源擁有量、排水量與企業(yè)績效呈正相關(guān),其中人均水資源擁有量的影響并不顯著,其他三個變量的影響顯著.