水價(jià)調(diào)節(jié)對(duì)市民用水需要的影響

導(dǎo)語(yǔ)：水價(jià)調(diào)節(jié)對(duì)市民用水需要的影響一文來(lái)源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

價(jià)格“杠桿”能撬動(dòng)節(jié)水嗎？

摘要：水是人類(lèi)賴以生存和發(fā)展的前提，是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的命脈所在。從我國(guó)當(dāng)前形勢(shì)和發(fā)展前景來(lái)看，水資源短缺已經(jīng)嚴(yán)重制約了我國(guó)社會(huì)和經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。而價(jià)格正是稀缺資源的指示器，同時(shí)也是稀缺資源優(yōu)化配置的調(diào)節(jié)杠桿。近年來(lái)全國(guó)各地水價(jià)“漲”聲四起，科學(xué)而合理的水價(jià)不僅能夠促進(jìn)稀缺資源的優(yōu)化配置，而且能夠保障政府、人民以及相關(guān)企業(yè)的利益。本文在總結(jié)國(guó)內(nèi)外眾多學(xué)者研究成果的基礎(chǔ)上，從水價(jià)調(diào)整對(duì)城市居民生活用水需求影響的角度出發(fā)，在模型可行的條件下，利用變系數(shù)模型對(duì)2002年-2007年我國(guó)13個(gè)省會(huì)城市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，分地區(qū)研究了各個(gè)城市的水價(jià)彈性，得出水價(jià)上漲能夠明顯起到降低城市居民生活用水需求的作用，大體來(lái)看南方城市水價(jià)調(diào)整對(duì)居民生活用水需求的影響力度大于北方城市，并作出了水價(jià)上漲對(duì)居民生活用水需求的影響測(cè)度分析；最后在理論和模型研究的基礎(chǔ)上，針對(duì)這些現(xiàn)象提出了具有可操作性的政策建議。

關(guān)鍵字：水價(jià)調(diào)整，居民生活用水，面板數(shù)據(jù)模型

一、研究背景

水是人民生活的基本保障，是社會(huì)生產(chǎn)的原動(dòng)力，它直接影響著社會(huì)的進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。我國(guó)是一個(gè)用水大國(guó)，在面臨著嚴(yán)重干旱缺水的同時(shí)也被水資源的浪費(fèi)現(xiàn)象所困擾，這已經(jīng)成為了制約我國(guó)社會(huì)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的瓶頸。尤其在城市生活中，水資源浪費(fèi)現(xiàn)象十分普遍，因此緩解水資源短缺與浪費(fèi)之間的對(duì)立關(guān)系，確保城市居民生活用水的基礎(chǔ)上節(jié)約、保護(hù)水資源已經(jīng)迫在眉睫。在這樣的前提下，研究水價(jià)調(diào)整對(duì)水資源節(jié)約的影響，制定出合理的政策措施，更加有效地運(yùn)用價(jià)格等調(diào)節(jié)需求的杠桿來(lái)緩解用水的緊張趨勢(shì)，無(wú)論是對(duì)節(jié)約我國(guó)稀缺的經(jīng)濟(jì)資源和戰(zhàn)略資源，還是對(duì)促進(jìn)我國(guó)社會(huì)和經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展都有著舉足輕重的意義。目前全國(guó)水價(jià)“漲”聲一片，幾乎所有的城市掀起了一股自來(lái)水漲價(jià)熱潮，然而各地許多城市紛紛加入水價(jià)上漲的“大合唱”，究竟水價(jià)上調(diào)能不能起到促進(jìn)各個(gè)城市居民節(jié)水的作用，這一舉措又對(duì)城市居民生活用水需求的影響有多大，卻沒(méi)有明確定論，本文正是從這一熱點(diǎn)出發(fā)，讓價(jià)格“杠桿”能否撬動(dòng)節(jié)水的謎團(tuán)浮出水面。

近年來(lái)，水價(jià)調(diào)整對(duì)人們生活的影響逐步擴(kuò)大，國(guó)內(nèi)外專(zhuān)家和學(xué)者對(duì)水價(jià)調(diào)整的研究數(shù)見(jiàn)不鮮。從研究范圍上看，目前已有的研究中，將單個(gè)城市或地區(qū)的水價(jià)調(diào)整作為研究主體的文章居多。從研究角度上看，主要是對(duì)水價(jià)調(diào)整原因及效應(yīng)、居民承受能力、面臨問(wèn)題等角度闡述。韓香云（2004）提出水價(jià)調(diào)整主要是由于水資源的供給不足和提高價(jià)格、減少需求。效應(yīng)則主要體現(xiàn)在提高水價(jià)增加國(guó)家財(cái)政收入，促進(jìn)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，另外旨在利用水價(jià)調(diào)整來(lái)提高公民的節(jié)水意識(shí)。方磊、申玉銘（2005）認(rèn)為在調(diào)整水價(jià)前應(yīng)該重點(diǎn)考慮城市低收入人群，應(yīng)以制度化的形式規(guī)定最低生活保障等與經(jīng)濟(jì)增速之間的關(guān)系或者按價(jià)格漲幅調(diào)整各項(xiàng)社保支付金額以減輕水價(jià)改革給低收入人群帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)壓力。Arbues等對(duì)城市居民用水需求的相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行了系統(tǒng)分析，他從研究目的、不同價(jià)格對(duì)用水需求的影響、變量選用、數(shù)據(jù)集以及模型估計(jì)等方面做了系統(tǒng)的分析和比較，對(duì)水需求的未來(lái)研究趨勢(shì)做了評(píng)論。JohnWSawkinsandValerieADickie（2002）經(jīng)過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，在英國(guó)水費(fèi)支出在低收入家庭整體支出中所占的比重急劇上升，政府應(yīng)當(dāng)采取適當(dāng)可行的措施來(lái)保障低收入家庭，同時(shí)也能夠滿足更高的供水和污水處理費(fèi)用要求。DavidGraham（1997）研究澳大利亞的水價(jià)情況，提出要對(duì)不同的用戶實(shí)行分級(jí)收費(fèi)，以確保形成一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的可持續(xù)水價(jià)。在對(duì)水價(jià)調(diào)整面臨問(wèn)題的研究中，許多學(xué)者認(rèn)為彈性水價(jià)、階梯水價(jià)是緩解居民承受能力的有效措施；還有學(xué)者認(rèn)為水價(jià)調(diào)整要整合社會(huì)資源，從社會(huì)各方面的共同利益出發(fā)，適度引入市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制，以求完善而合理的水價(jià)機(jī)制。姬鵬程（2009）提出了我國(guó)水價(jià)的結(jié)構(gòu)不合理，水價(jià)偏低，供水價(jià)格和污水處理價(jià)格不足以彌補(bǔ)供水成本，這導(dǎo)致供排水企業(yè)的運(yùn)營(yíng)效益受限，同時(shí)水費(fèi)的征收也存在著一些問(wèn)題。此外，現(xiàn)有的研究中方法較為局限，王英利用彈性分析法分析了北京市居民收入和水價(jià)對(duì)城市用水需求的影響。方磊，申玉銘（2005）利用采用描述統(tǒng)計(jì)的方法來(lái)分析北京市水價(jià)變化。張逢，陳一，張智，干麗莎（2007）運(yùn)用意愿調(diào)查評(píng)估法（CV法）研究了重慶缺水地區(qū)水價(jià)調(diào)整及居民支付意愿。

通過(guò)以上的分析，目前國(guó)內(nèi)外現(xiàn)有的研究中研究方向和方法都比較局限，就水價(jià)對(duì)城市居民用水結(jié)構(gòu)影響以及影響程度方面研究比較少，從研究較多的單個(gè)城市來(lái)看，如北京，水價(jià)上調(diào)能在一定程度起到節(jié)水的作用，但是其他城市的用水狀況卻沒(méi)有過(guò)系統(tǒng)的分析，留下了諸多空白。隨著水資源的日益緊缺，水價(jià)的變化空間很可能超出歷史時(shí)間序列數(shù)據(jù)所描述的觀察范圍，這就對(duì)水價(jià)政策的研究提出了更高的要求。研究?jī)?nèi)容不再滿足于對(duì)特定地區(qū)的特定數(shù)據(jù)集合進(jìn)行分析以得出描述既定水價(jià)影響特征的價(jià)格彈性值，而是更注重探索未來(lái)價(jià)格變化范圍擴(kuò)大時(shí)的消費(fèi)者用水行為的影響特征。本文正是突破了地域的限制和方法的單一性，利用全國(guó)主要城市的數(shù)據(jù)，采用面板數(shù)據(jù)模型，在較大價(jià)格范圍內(nèi)研究了水價(jià)彈性，并且分地區(qū)探索水價(jià)調(diào)整對(duì)城市居民生活用水需求的影響，得出更廣泛、更豐富的結(jié)論。

二、建模思想及模型變量選取

1、建模思想

本文意在考察水價(jià)調(diào)整對(duì)城市居民生活用水需求的影響，然而針對(duì)我國(guó)城市居民的生活用水現(xiàn)狀，水價(jià)研究存在很大的局限性。第一，由于我國(guó)水價(jià)的調(diào)整受政府管制，很多城市的水價(jià)多年來(lái)變化很小甚至沒(méi)有進(jìn)行過(guò)調(diào)整，這樣可能造成有效的樣本區(qū)間較短，因此采用單純的時(shí)間序列數(shù)據(jù)對(duì)城市居民生活用水需求進(jìn)行分析，在一定程度上影響估計(jì)量的質(zhì)量及可信性；第二，受地域的限制和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，中國(guó)各大城市的居民生活用水差異非常顯著，不適合利用多個(gè)城市的綜合數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，否則可能會(huì)造成掩蓋區(qū)域間差異的后果。因此鑒于數(shù)據(jù)和研究的可操作性，本文選用面板數(shù)據(jù)的變系數(shù)模型進(jìn)行分析，可以有效的克服以上局限，面板數(shù)據(jù)是用來(lái)描述一個(gè)總體中給定樣本在一段時(shí)間的情況，并對(duì)樣本中每一個(gè)樣本單位進(jìn)行多重觀察而得到的數(shù)據(jù)集，它不僅可以同時(shí)利用截面數(shù)據(jù)和時(shí)間序列數(shù)據(jù)建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，而且能更好的識(shí)別和度量單純的時(shí)間序列模型和單純截面數(shù)據(jù)模型所不能發(fā)現(xiàn)的影響因素，能夠構(gòu)造和檢驗(yàn)更復(fù)雜的行為模型。這些優(yōu)點(diǎn)保證了信息量和模型的精度。

另外，面板數(shù)據(jù)的單位根和協(xié)整理論是時(shí)間序列的單位根和協(xié)整理論的繼承和發(fā)展，它綜合時(shí)間序列和橫截面的特性，通過(guò)加入橫截面能夠更加直接、更加精確的推斷單位根和協(xié)整的存在，在時(shí)間序列不長(zhǎng)、并有截面數(shù)據(jù)的情況下，面板單位根和協(xié)整的應(yīng)用更有價(jià)值。因此，本文首先對(duì)各變量進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)，如果各變量同階單整，則對(duì)這些變量進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，分析它們之間是否具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系，然后我們進(jìn)一步根據(jù)回歸方程變量的顯著性及其經(jīng)濟(jì)意義對(duì)影響城市居民生活用水需求的變量完成甄別篩選，最后選取合適的指標(biāo)建立面板數(shù)據(jù)的變系數(shù)模型，并在模型合理的情況下作出水價(jià)調(diào)整對(duì)城市居民生活用水的影響測(cè)度分析，提出切實(shí)可行的政策建議。

2、變量的選取及數(shù)據(jù)來(lái)源

根據(jù)需求理論和國(guó)內(nèi)外的研究結(jié)果，大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為影響城市居民水需求的主要因素可以概括為：價(jià)格、收入、氣候變量、需求管理政策和社會(huì)經(jīng)濟(jì)變量等。我們從水價(jià)調(diào)整對(duì)城市居民生活用水需求影響的角度出發(fā)，構(gòu)造城市居民用水量與水價(jià)之間的函數(shù)關(guān)系以求得價(jià)格彈性，相應(yīng)的函數(shù)關(guān)系為Q=F(P,Z),其中Q為城市居民用水量,P為水價(jià),Z為其他控制和環(huán)境變量。變量的選取如下：

水價(jià)：水是生命的源泉，人們的日常生活離不開(kāi)水，居民生活用水是人們生活中不可或缺的部分，而生活用水作為一種商品,也符合商品供求的一般規(guī)律，水價(jià)提高，則用水量下降；水價(jià)降低，則用水量升高；用水量的需求大小在一定程度上受到價(jià)格波動(dòng)的影響。

人均可支配收入：生活用水作為一種商品，需要人們?cè)谌粘Ｉ钪袑?duì)它進(jìn)行支付，這種支付能力的大小在一定程度上取決于人們?nèi)司芍涫杖氲母叩汀?/p>

降水量：各個(gè)地區(qū)降水量的不同會(huì)引起當(dāng)?shù)鼐用裆钣盟枨蟮牟煌话闱闆r下，雨水豐富的地區(qū)，居民生活用水的需求都較大，而干旱少雨的地區(qū)，人民生活用水的需求量較小。

年均氣溫：當(dāng)?shù)貧鉁貢?huì)影響到居民對(duì)生活用水的需求，通常氣溫高的地方，由于生理及各方面的需求，會(huì)增加對(duì)水的使用量。

人均全年供水總量：全年供水量指公用自來(lái)水廠和自備水源的社會(huì)單位全年的供水總量，包括有效供水量及損失水量。它衡量的是各地區(qū)政府水利機(jī)構(gòu)的供水能力。

在搜集全國(guó)主要省會(huì)城市的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)時(shí)，我們發(fā)現(xiàn)數(shù)據(jù)的完整性存在很大問(wèn)題，水價(jià)的數(shù)據(jù)處理上，并沒(méi)有統(tǒng)一確定的資料可以參考，數(shù)據(jù)比較零散，這就加大了搜集的難度，加之年份的有限，最終確定了13個(gè)省會(huì)城市2002年到2007年的數(shù)據(jù)作為分析。城市居民生活用水以各個(gè)城市的人均生活用水量(單位噸)作為衡量指標(biāo)，用變量shys表示；人均可支配收入作為衡量收入水平的指標(biāo)，用變量income表示；降水量采用的是每個(gè)城市的年降水量（單位毫米），用rain表示；年均氣溫是各個(gè)城市的年平均氣溫（攝氏度），用temp表示；人均全年供水總量用gszl來(lái)表示，本文用每個(gè)城市的全年供水總量與市區(qū)人口的比值代表人均全年供水總量（單位噸）；這里對(duì)水價(jià)做一個(gè)特別說(shuō)明，中國(guó)的水價(jià)情況：一是各類(lèi)水價(jià)不等，各地水價(jià)差異較大；二是水價(jià)調(diào)整受政府管制，價(jià)格水平總體較低。近年來(lái)，全國(guó)主要省會(huì)城市對(duì)水價(jià)的調(diào)整幅度不盡相同，北京、上海2002年以來(lái)各對(duì)水價(jià)調(diào)整了三次，天津調(diào)整了4次，有的城市多年來(lái)一直沒(méi)有調(diào)整水價(jià)，因此鑒于研究的可行性，我們對(duì)省會(huì)城市進(jìn)行篩選，選擇了水價(jià)調(diào)整幅度較大的13個(gè)城市進(jìn)行分析，這些城市分別是北京、上海、天津、重慶、廣州、南京、武漢、呼和浩特、太原、杭州、長(zhǎng)沙、蘭州、石家莊；水價(jià)處理采用的是將每年中不同時(shí)段的水價(jià)按持續(xù)時(shí)段長(zhǎng)度進(jìn)行加權(quán)平均后得到。

本模型中，人均生活用水量數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，人均年可支配收入來(lái)自各個(gè)省或市的統(tǒng)計(jì)年鑒，城市的年降水量和氣溫來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，水價(jià)的數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)水網(wǎng)及各地區(qū)的自來(lái)水公司和水務(wù)局等。另外，下文中出現(xiàn)的變量lshys、lprice、lrain、ltemp、lincome和lgszl，分別是對(duì)人均生活用水、水價(jià)、降水量、年均氣溫、人均可支配收入和人均全年供水總量作對(duì)數(shù)化處理，在建模的整個(gè)過(guò)程中使用Eviews6.0軟件進(jìn)行計(jì)算處理。

三、模型的構(gòu)建與相關(guān)檢驗(yàn)

1、面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)

為了避免偽回歸的發(fā)生，我們需要對(duì)面板數(shù)據(jù)首先進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確定其平穩(wěn)性，進(jìn)而在平穩(wěn)的前提下作變量間的協(xié)整檢驗(yàn)。面板單位根檢驗(yàn)的方法主要有：LLC檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)和Fisher-PP檢驗(yàn)。前兩種是相同根情況下的單位根檢驗(yàn)方法，后三種是不同單位根情況下的檢驗(yàn)方法。本文通過(guò)LLC檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)和Fisher-PP檢驗(yàn)對(duì)所有的變量進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示

表1面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)

變量檢驗(yàn)方法

LLCFisher-ADFFisher-PP

lshys-10.0811***27.649151.9546***

△lshys-7.50301***77.7601***80.7271***

lprice-19.9229***34.124251.1074***

△lprice-18.8750***64.8248***68.8793***

Lincome-13.5234***33.483464.6425***

△lincome-10.47***40.2460**57.2605***

lrain-1.0599517.024925.8130

△lrain-14.2671***118.32***120.763***

ltemp1.698986.908645.69267

△ltemp-12.3655***111.4***108.585***

lgszl-7.26653***16.223732.1168

△lgszl-7.26746***73.3949***75.2905***

注：***、**、*分別表示統(tǒng)計(jì)值在1%、5%、10%的顯著性水平下顯著

從表1的計(jì)算結(jié)果可以看出，六個(gè)變量經(jīng)過(guò)LLC單位根檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)和Fisher-PP檢驗(yàn)后，它們的一階差分變量在1％的顯著性水平上都拒絕了單位根的假設(shè)，說(shuō)明這些變量都是平穩(wěn)的，屬于一階單整I(1)，因此變量之間存在協(xié)整關(guān)系的可能。

協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)是建立經(jīng)濟(jì)模型的先決條件，也為研究變量間因果關(guān)系奠定了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)，因此，面板數(shù)據(jù)建模前還要進(jìn)行協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)是對(duì)變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系進(jìn)行的檢驗(yàn)，傳統(tǒng)方法主要有EngleGrangle(EG)兩步法和Johansen的似然比方法。本研究采用Predroni(1999)提出的方法對(duì)數(shù)據(jù)的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。Pedroni(1999)構(gòu)造了7個(gè)檢驗(yàn)面板變量協(xié)整關(guān)系的統(tǒng)計(jì)量,其中4個(gè)是用聯(lián)合組內(nèi)維度(within-dimen-sion)描述,即Panelv、Panelρ、PanelPP和PanelADF統(tǒng)計(jì)量,另外3個(gè)用組間維度(between-dimension)描述,即Groupρ、GroupPP和GroupADF統(tǒng)計(jì)量。

Pedroni指出,每一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)化的統(tǒng)計(jì)量都趨于正態(tài)分布,但在小樣本情況下,PanelADF和GroupADF統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)效果更好,在檢驗(yàn)結(jié)果不一致時(shí),要以這兩個(gè)統(tǒng)計(jì)量為標(biāo)準(zhǔn)。根據(jù)以上的結(jié)論可知，被解釋變量人均生活用水lshys和相應(yīng)的解釋變量水價(jià)lprice、降水量lrain、人均可支配收入lincome、年均氣溫ltemp、人均全年供水總量lgszl都是一階單整，因此可以檢驗(yàn)它們之間是否存在進(jìn)一步的協(xié)整關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示

表2變量的面板協(xié)整檢驗(yàn)

StatisticProb.

Panelv-Statistic-5.3785821.0000

Panelrho-Statistic5.7396331.0000

PanelPP-Statistic2.8325350.9977

PanelADF-Statistic-6.925813***0.0000

Grouprho-Statistic6.6811651.0000

GroupPP-Statistic-1.725408**0.0422

GroupADF-Statistic-18.85601***0.0000

注：***、**、*分別表示統(tǒng)計(jì)值在1%、5%、10%的顯著性水平下顯著

本文研究樣本為13個(gè)城市2002年－2007年的數(shù)據(jù)，小樣本情況下，PanelADF和GroupADF兩個(gè)統(tǒng)計(jì)量均在1%的顯著性水平上拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，能夠判定這些變量之間存在協(xié)整關(guān)系。變量之間的協(xié)整關(guān)系提供了建模的可能，我們?cè)噲D運(yùn)用這些變量建立合理的模型進(jìn)行分析，但對(duì)這6個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整回歸的過(guò)程中發(fā)現(xiàn)，人均可支配收入lincome、人均全年供水總量lgszl和年均氣溫temp,要不出現(xiàn)不顯著的情況，要不本身沒(méi)有實(shí)際的經(jīng)濟(jì)意義，因此通過(guò)逐步回歸篩選變量后，最后剩下的影響因素為水價(jià)lprice和降水量lrain。我們對(duì)人均生活用水lshys和水價(jià)lprice、降水量lrain作協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)，判斷它們之間是否存在真正的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，結(jié)果如表3所示。

表3變量的面板協(xié)整檢驗(yàn)

StatisticProb.

Panelv-Statistic0.0224320.4911

Panelrho-Statistic3.3240840.9996

PanelPP-Statistic-6.796606***0.0000

PanelADF-Statistic-6.195414***0.0000

Grouprho-Statistic4.5847001.0000

GroupPP-Statistic-9.277072***0.0000

GroupADF-Statistic-6.284588***0.0000

注：***、**、*分別表示統(tǒng)計(jì)值在1%、5%、10%的顯著性水平下顯著

從表3的結(jié)果可以看出，PanelPP、PanelADF、GroupPP和GroupADF統(tǒng)計(jì)量均在1%的顯著水平上拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，因此，可以認(rèn)為我國(guó)13個(gè)省會(huì)城市的人均生活用水lshys和水價(jià)lprice、降水量lrain之間存在長(zhǎng)期的均衡穩(wěn)定關(guān)系，這就為建立合理的面板數(shù)據(jù)回歸模型作好了準(zhǔn)備。

2、面板數(shù)據(jù)的變系數(shù)模型

針對(duì)我國(guó)13個(gè)省會(huì)城市2002－2007年的面板數(shù)據(jù)分析，被解釋變量人均生活用水lshys和解釋變量水價(jià)lprice、降水量lrain之間存在協(xié)整關(guān)系，為了更好的測(cè)度13個(gè)城市水價(jià)調(diào)整對(duì)于本地區(qū)人均居民生活用水需求的影響程度，并開(kāi)展地區(qū)間的橫向比較，我們采用變系數(shù)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行分析。變系數(shù)模型中，除了存在個(gè)體影響外，橫截面上還存在變化的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，其結(jié)構(gòu)參數(shù)在不同橫截面上是不同的。本文構(gòu)建固定效應(yīng)的變系數(shù)面板數(shù)據(jù)模型，分別計(jì)算每個(gè)城市的水價(jià)系數(shù)、降水量系數(shù)及存在的個(gè)體效應(yīng)，模型如下，檢驗(yàn)結(jié)果及參數(shù)的估計(jì)結(jié)果如表6、表7所示：

其中,為我國(guó)13個(gè)城市人均生活用水存在的個(gè)體影響,、分別是水價(jià)和降水量對(duì)于城市居民人均生活用水的影響系數(shù)；因所選樣本數(shù)據(jù)的截面?zhèn)€體單位多而時(shí)期維度相對(duì)短，從數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)看，橫截面上各城市居民生活用水需求的差異較大，因此主要考慮截面數(shù)據(jù)中可能存在的異方差問(wèn)題，使用PCSE估計(jì)方法來(lái)得到系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)值，這種估計(jì)方法對(duì)面板數(shù)據(jù)的誤差相關(guān)結(jié)構(gòu)給予了更細(xì)致的考慮(同步相關(guān)、序列相關(guān)、異方差)，能夠提高面板數(shù)據(jù)回歸的一致性和有效性，然后我們根據(jù)估計(jì)結(jié)果的DW統(tǒng)計(jì)值可以判斷回歸殘差是否存在序列自相關(guān)問(wèn)題。

表6模型檢驗(yàn)結(jié)果

統(tǒng)計(jì)量結(jié)果統(tǒng)計(jì)量結(jié)果

R-squared0.954300F-statistic21.43119

S.E.ofregression0.163992Prob(F-statistic)0.000000

Sumsquaredresid1.048839Durbin-Watsonstat2.3999952

表7各城市面板協(xié)整方程的估計(jì)結(jié)果

城市

北京-0.5394640.6311160.495037呼和浩特-1.345807-0.1537124.873413

t值-6.5201306.678472t值-33.71119-6.868269

上海-2.600216-0.4862259.316453太原-0.5764500.0256484.119885

t值-10.11436-3.642501t值-33.092842.123921

天津-0.498703-0.6165327.848843杭州0.0412880.635192-0.019864

t值-2.608284-5.644065t值1.18220049.35425

重慶-0.2228386-0.4389157.198906長(zhǎng)沙0.7038390.795315-1.058107

t值-19.61082-120.0903t值12.8761922.17065

廣州-0.7431340.4801851.222535蘭州-0.2262690.3350761.948812

t值-213.535970.30679t值-31.4096443.76035

南京-0.7988090.0865984.096857石家莊-0.6102890.5206980.773481

t值-16.725582.012588t值-27.7800124.67933

武漢-1.925771-0.1067356.129662

t值-12.32773-1.276215

從模型的檢驗(yàn)結(jié)果看，擬合優(yōu)度為95.43%，統(tǒng)計(jì)量F-statistic=21.43119，相伴概率Prob(F-statistic)=0.0000，DW值為2.399952，不存在自相關(guān)問(wèn)題，方程的整體擬合效果較好，說(shuō)明采用具有固定效應(yīng)的變系數(shù)模型進(jìn)行研究是正確可行的。從上述方程的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，各個(gè)解釋變量的方向基本與預(yù)期相同，當(dāng)水價(jià)上漲時(shí)，城市居民生活用水的需求將減少，符合商品的一般規(guī)律；當(dāng)降水量增加時(shí)，即對(duì)于降水量較多的城市，居民生活用水的需求也將增加，個(gè)別城市的降水量系數(shù)為負(fù)，我們分析近些年有些城市降水量波動(dòng)起伏較大，加之居民生活用水還受到其他一些潛在因素的干擾，有些因素沒(méi)有考慮全面也會(huì)影響到模型的整體效果，這在一定程度上可能造成用水需求和降水量系數(shù)產(chǎn)生背離；方程的截距項(xiàng)即各個(gè)城市人均生活用水需求的個(gè)體影響大體上均為正值，體現(xiàn)了居民生活用水的自發(fā)需求大小，也是與經(jīng)濟(jì)意義相符合的。

各個(gè)解釋變量的t統(tǒng)計(jì)量顯示，除杭州外，南方7個(gè)城市中有6個(gè)城市水價(jià)因子的系數(shù)顯著，而北方6個(gè)城市水價(jià)因子的系數(shù)皆為顯著，表明自來(lái)水作為一種商品，運(yùn)用價(jià)格杠桿能夠起到調(diào)節(jié)水需求管理的作用，不同的城市水價(jià)上漲在一定程度上可以減少人們的日常生活用水量。對(duì)于降水量的影響系數(shù)，除武漢和南京不顯著外，其他各個(gè)城市的降水量因子系數(shù)都顯著，雖然這兩個(gè)城市的降水量沒(méi)有對(duì)人均生活用水需求產(chǎn)生突顯作用，但我們認(rèn)為主要是因?yàn)樵摰貐^(qū)人均生活用水需求受水價(jià)因子的影響更為顯著，在一定程度上掩蓋了降水量對(duì)用水需求的作用。

四、模型的主要結(jié)論及相應(yīng)分析

1、水價(jià)上漲讓節(jié)水深入人心，價(jià)格“杠桿”撬動(dòng)節(jié)水已成事實(shí)。

對(duì)于不同的城市，水價(jià)調(diào)整對(duì)城市居民生活用水需求的影響程度不同，但總體來(lái)看，水價(jià)的上漲能夠明顯的降低居民的生活用水，水價(jià)的變化是居民生活用水需求變動(dòng)的重要影響因素，并且南方地區(qū)水價(jià)變化引起的居民生活用水的變化幅度大于北方地區(qū)。從水價(jià)因子系數(shù)的差異來(lái)看，南方城市上海、武漢、南京和廣州的影響力度較大，北方城市石家莊、太原、北京、天津和蘭州的影響力度相對(duì)較小，而呼和浩特作為北方的缺水城市，水價(jià)調(diào)整對(duì)居民用水的影響之大超過(guò)了南方的一些城市，這些都說(shuō)明在現(xiàn)階段水價(jià)漲聲四起的情況下，水價(jià)的上漲會(huì)對(duì)人們的日常生活用水造成一定的影響，并且在這片漲勢(shì)下，南方城市的居民生活用水影響幅度大于北方的城市居民。

2、氣候變化影響居民生活用水。

降水量的變化對(duì)人們的生活用水需求也產(chǎn)生一定影響，南方地區(qū)的降水量較之北方地區(qū)具有很大的差異，有的城市年降水量是北方地區(qū)的一倍甚至一倍以上，地區(qū)降水量的增加或減少會(huì)影響到城市居民人均生活用水需求的相應(yīng)變化，各個(gè)城市降水量的不同，氣候上的差異，造成了人們?nèi)粘Ｉ钣盟拈L(zhǎng)期習(xí)慣性使用差別。

3、城市水價(jià)彈性的差異化。

圖1各個(gè)城市的水價(jià)彈性

根據(jù)以上的模型結(jié)果，我們選取符合條件的省會(huì)城市進(jìn)行分析，水價(jià)彈性差異如圖1所示，圖中水價(jià)彈性取其絕對(duì)值。水價(jià)彈性系數(shù)絕對(duì)值大于1的城市有上海、武漢和呼和浩特，說(shuō)明水價(jià)上漲起到的節(jié)水效果非常明顯；廣州、南京的水價(jià)影響系數(shù)介于0.5和1之間，水價(jià)上調(diào)的節(jié)水效果比較明顯；另外其他城市的水價(jià)彈性系數(shù)基本在0.5上下波動(dòng)，甚至重慶、蘭州的系數(shù)遠(yuǎn)低于0.5，表明這些城市水價(jià)上漲對(duì)居民生活用水需求的影響并不突出。

4、水價(jià)上漲對(duì)城市居民生活用水需求的影響測(cè)度因地而異。

能夠看出，水價(jià)上漲引起城市居民生活用水需求的降低這點(diǎn)毋庸置疑，但針對(duì)不同的城市，水價(jià)上漲的幅度能夠在多大程度上影響到居民生活用水，節(jié)水的效果到底有多大，我們從四個(gè)角度進(jìn)行對(duì)比分析。這里對(duì)城市水價(jià)在2007年的基礎(chǔ)上統(tǒng)一上調(diào)10％、15％、20％和25％，然后分別計(jì)算調(diào)整水價(jià)后各個(gè)城市人均生活用水需求的減少程度。從圖2可以看出，2007年城市居民人均生活用水較多的城市是廣州、南京和武漢，次之是上海、重慶、太原和蘭州，最后用水較少的是北京、天津、石家莊和呼和浩特；水價(jià)上漲10％后，人均生活用水減少幅度最大的城市為上海、武漢、南京和廣州，而其他城市變化的幅度相對(duì)較小，甚至有的城市只有細(xì)微的變化，如重慶、天津等；上調(diào)15％后，上海人均生活用水量從48.35噸降低到29.49噸，減少幅度達(dá)到18.86噸，這勢(shì)必會(huì)對(duì)人們的生活產(chǎn)生影響，但聯(lián)系到上海經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和人們的生活水平較高，這在一定范圍內(nèi)降低了影響的程度。另外，上漲后的水價(jià)對(duì)武漢城市居民影響也較大，因此從節(jié)水和對(duì)人們的生活影響來(lái)看，上海和武漢的水價(jià)上漲幅度控制在10％至15％之間較為合理，上漲空間需要循序漸進(jìn)；如果水價(jià)上漲20％—25％，人們?nèi)粘Ｉ钣盟枨笥绊懨黠@的城市為廣州、南京和呼和浩特，對(duì)于廣州和南京這兩個(gè)城市，聯(lián)系到它們水資源的豐裕度及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，水價(jià)還有很大的上漲空間，而呼和浩特是個(gè)缺水的城市，雖然水價(jià)的上漲在節(jié)水方面有很大的作用，但為了保證人們的正常生活，水價(jià)的提升要引起關(guān)注；此外，關(guān)于北京、天津、太原、重慶、蘭州和石家莊，除重慶外，均屬于北方城市，面臨水資源緊缺的形勢(shì)，這些城市水價(jià)即使提升25％對(duì)居民生活用水的影響也并不突出，并且水價(jià)上調(diào)后的較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)人們能夠節(jié)水的幅度基本在5噸以內(nèi)，因此在水價(jià)的定價(jià)方面，不僅要考慮到節(jié)水的效應(yīng)，還要顧及到各地不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及人們的生活承受力，應(yīng)該根據(jù)不同城市的特點(diǎn)進(jìn)行合理規(guī)劃，切實(shí)符合各地城市居民的切身利益。

圖2各城市水價(jià)上調(diào)趨勢(shì)及人均生活用水量變化圖

綜上所述，我國(guó)13個(gè)省會(huì)城市人均生活用水的決定和影響因素不盡相同，水價(jià)調(diào)整的作用強(qiáng)度存在較大差異。但總體來(lái)看，水價(jià)調(diào)整對(duì)城市居民生活用水需求的影響較為顯著，存在的差異與各個(gè)地區(qū)的地域條件和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等因素也有一定關(guān)系，因此我們要針對(duì)不同的情況，實(shí)施合理的政策措施統(tǒng)籌規(guī)劃。

五、政策建議

1、水價(jià)上漲是大勢(shì)所趨，上調(diào)的水價(jià)能夠直接引起城市居民生活用水需求的減少，起到促進(jìn)節(jié)水的目的，這是節(jié)約水資源切實(shí)可行的途徑。但是地域的差異及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不同帶來(lái)了全國(guó)水價(jià)的差異化，而水價(jià)的調(diào)整對(duì)不同城市居民生活用水需求的影響也不盡相同，因此要針對(duì)不同的城市采取不同的水價(jià)政策，這樣才能夠使水價(jià)更加合理，水價(jià)制度更加完善。北京、天津、太原、石家莊等水資源緊缺的城市，水價(jià)上漲對(duì)城市居民生活用水需求的影響不是特別明顯，因而不能一味的只靠提高水價(jià)來(lái)節(jié)約水資源，可以考慮提高污水處理效率以減少成本、跨流域調(diào)水以增加本地水量等方法來(lái)改善水資源狀況；如上海、武漢等水價(jià)上漲對(duì)居民節(jié)水有明顯的促進(jìn)作用的城市，應(yīng)當(dāng)充分利用價(jià)格杠桿，在適當(dāng)?shù)姆秶鷥?nèi)提高水價(jià)，以達(dá)到更好的節(jié)水作用；如南京、廣州等經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)，水資源豐富，水價(jià)調(diào)整對(duì)居民生活用水影響大的城市則可以將水價(jià)在提升一個(gè)層次。

2、針對(duì)同一城市的家庭用水需求大小實(shí)行階梯水價(jià)。不同居民對(duì)水資源的使用情況也不相同，根據(jù)各市的大致用水量劃分階梯水價(jià)的等級(jí)，可以督促部分用水較多的家庭節(jié)約用水，以使得水費(fèi)收取由硬性的統(tǒng)一劃價(jià)變得更加靈活。

3、氣候環(huán)境的變化能夠長(zhǎng)期改變?nèi)藗兊纳钣盟?xí)慣，各地環(huán)保部門(mén)應(yīng)該加大環(huán)保的力度，保護(hù)好人類(lèi)賴以生存的環(huán)境，保護(hù)水資源。

4、公共事業(yè)的發(fā)展需要政府各部門(mén)的積極配合，不能夠回避矛盾，要在實(shí)踐中積極主動(dòng)，將公共事業(yè)引入市場(chǎng)機(jī)制，政府和各級(jí)部門(mén)要找到各自的定位，力爭(zhēng)更好的整合社會(huì)資源。

參考文獻(xiàn)

[1]韓香云，2004：北京市水價(jià)改革及效應(yīng)分析，《中國(guó)水利》。

[2]方磊，申玉銘，2005：北京市水價(jià)變化與居民承受能力分析，《研究與探討》。

[3]傅濤，張麗珍，常杪等，2006：城市水價(jià)的定價(jià)目標(biāo)、構(gòu)成和原則，《中國(guó)給水排水》。

[4]姬鵬程，2009：我國(guó)城市水價(jià)改革的現(xiàn)狀及建議，《宏觀經(jīng)濟(jì)管理》。

[5]王英，2003：北京市居民收入和水價(jià)對(duì)城市用水需求影響分析，《價(jià)格理論與實(shí)踐》。

[6]張逢，陳一，張智，干麗莎，2007：CV法用于重慶缺水地區(qū)水價(jià)調(diào)整及居民支付意愿調(diào)查，《中國(guó)給水排水》。

[7]陳菁，陳丹，褚琳琳，陳祥，2007：基于ELES模型的城鎮(zhèn)居民生活用水水價(jià)支付能力研究—以北京市為例，《水利學(xué)報(bào)》。

[8]白仲林，張曉峒，2008：《面板數(shù)據(jù)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析》，天津，南開(kāi)大學(xué)出版社。

[9]ArbuesF,Garcia-ValinasMA,Martinez-EspineiraR.Estima-tionofresidentialwaterdemand:astate-of-the-artreview[J].JournalofSocio-Economics,2003,32(1):81~102.

[10]Engle,R.F.andGranger,C.W.J.CointegrationandErrorCorrection:Representation,EstimationandTes-ting[J],Econometrica,1987,55:1551-1580.

[11]Levin,A.andLin,C.F.,1993:UnitRootTestsinPanelData:NewResults[R],DiscussionPaper,USCDm.

[12]Pedroni,P.(1999)CriticalValuesforCointegretionTestsinHeterogeneousPanelswithMultipleRegressors,OxfordBulletinofEconomicsandStatistics,Vol.61,653-678.

[13]JohnWSawkins,ValerieADickie.2002:AffordabilityofwaterandsewerageservicesinGreatBritainStirling:Scotecon.

[14]DavidGrahamPrice,1997:.Elasticity&SustainableWaterPrices.YarraValleyWater.