羅馬尼亞供水和污水處理領域公司財務業績計量經濟學模型

抽象

本研究旨在通過創建可持續的il量經濟學模型來衡量供水和污水處理行業公司的財務績效，以便為管理人員和利益相關者做出

長期被略決策。研究方法包括使用利統計處理2014年至2020年該領域40個區域運營商的財務報表摘要中包含的數據。已經

創建了多元線性回歸，利益相關者以及供水和污水處理專家可以塑造增值變化，每個員工的平均成本，勞動生產率以及水務運

營商和污水處理凈利潤的能源支出的變化。結果表明，所采用的自變員，如附加值、勞動生產率或無形費產,對提高供水和污

水處理企業的凈利演有直接影響,其他自變攝，如每名力工的平均成本或電力和水的支出，對供水和污水處理部門公司凈利潤

的增長產生負面影響。結果表明，平均凈利利受自變量和所創建模型的影晌，可以成功應用于該領域的其他國際公司。

關犍字:財務業績;水和污水;經濟效益;公私伙伴關系

1.引言

水和衛生部門的管理對每個區家來說都是一個重大問題。但是，這些服務的效果如何，如何衡量它們？在當前情況下，公

司在管理資源和尋找其他方法來增加利潤方面面臨困難，確定衡量績效的新指標或創建計量經濟學模型以確定公司在污水和供

水領域決策的可持續性變得至關田要.從這個意義上說，必須從專家在專業文獻中提出的更狹窄或更廣泛的方法開始，了解效

率概念的演變及其測量方式.

一些專家研究表明，擁有私人資本的公共實體提供的服務比公共實體更有效率，但這并沒有反映在所有國家［1］,對效率

概念的狹義方法顯示了水經營者的效利能力和生產力，而對效率概念的更廣泛方法則表明了一些技術,社會和經濟方面。

通過衡址公共供水和污水處理公用事業的技術效率，各實體確保所提供服務的質量，而通過衡址社會效率，各實體的日標

是負擔得起所適用的關稅，以確保代旗服務。從經濟角度來看，供水和污水處理運營商存在受監管的壟斷局面。一方面，這種

情況導致特定分配網絡內的消費者或用戶受到封鎖，無法干預其他供水和污水處理供應商的選擇,另一方面，缺乏競爭決定了

運營商缺乏對效率和創新的激勵［2］。從這個意義上說，現場的監管可以通過實施基準系統和比較操作參數來干預，同時追求效

率和生產力口卜

一般指標（盈利能力，生產率）或特定指標（根據監管機構）可用于分行績效。從經濟可持續性的角度來看，衡吊:績效最

常用的指標是生產和銷生水的效率，水資源利用的效率，運營費用［4］或無收益水（NRW）的粗ifi率，即引入配水系統的水量與

向客戶開具的水盤之間的差額［5,從所提出的指標開始，我們將注意力集中在公共和私人領域供水和污水處理公司財務業績的更

廣泛指標匕因為專家獲得的結果之間存在顯看差異。通過使用專家使用的學術數據庫（WebofScience.SCOPUS.EBSCO）.

并通過“盈利能力指標”，“公共和私營公用事業效率”以及“供水和污水處理部門'等關鍵字進行查詢，我們注意到研究的重點是確

定績效指標，而不是創建適用于全球不同經濟體的幾家水和污水處理公司的計量經濟學模型。我們注意到在這方面對集體供水

和污水處理系統⑺的評估以及廢水再利用系統的彈性和可持續性的實施做出f重要貢獻［8］,并與位于不同國家的各種供水和污

水處理公司的財務績效可持續性進行了比較［9］,以評估水的當前和經濟價格［10］］以及自來水和衛生設施對社會發展的影晌（11）,

該研究的主要目的是衡量羅馬尼亞供水和污水處理部門公司的財務業績，與該領域的其他研究相比，這項研究帶來?個

新穎的元素：創建一個計量經濟學校型，該模型將幫助該領域的專家和利益相關者做出長期戰略決策，概述的“微經濟學模型

對于在污水處理和供水公司工作的管理人員進行有效的資源管理和決策支持是必要的。本研究主要由四個部分組成。第二部分

分析了決定供水和污水處理部門公司財務業績的主要因素，該領域公私合作伙伴關系（PPP）的影響以及羅丹尼亞的可持續發

展。第三部分介紹了研究方法和擬立的計量經濟學模型，并附有對所獲結果的分析和解擇。最后，第四部分介紹了未來研究的

結論和方向.

2.文獻綜述

根據通過訪問上述學術數據庫收集的信息，進行了選擇，考慮突出與衡量公司在供水和污水處理領域的績效有關的方面。

文獻研究是通過分析從學術數據庫口搜索獲得的信息，例如財務業績的影響因素，公私合作伙伴關系的影響.經濟業績以及世

界上水和污水處理公司的可持續發屣等關鍵字進行的，這項研究是進一步研究衡地供水和污水處理公司績效的起點。獲得的結

果使我們提到了該領域專家所做的最重要的貢獻.這些貢獻如下所述。

決定供水、污水處理部門公司財務業績的主要因素分析

專家們分析了供水和污水處理滯門公司的財務業績以及決定其成就的因素。外生因素(政治安排、經濟發展、社會公平、

文化信仰、人口因素等)和內生因素(體制因素)突出了水機構組成部分之間的聯系及其對財務業績的影響［12］.作為水部門財

務業績的決定因素,機構聯系(機構內部和機構之間)與水部門的機構結構一徉強大［13),水部門各機構的財務業績還受到體制

結構各組成部分之間一體化程度的影響，例如立法因素、政治因素和水管理之間的聯系。這是通過使用探索性因子分析(EFA)

統計方法進行的研究實現的［14),影響水務部門機構財務業績的其他因素包括運營和運營成本的橙蓋面以及客戶之間缺乏現有聯

系(15,16,17］,一些作者使用多因素?市場模型來評估電力和農產品價格對供水和污水處理公司績效的影響。作者的研究結果

表明,供水和污水處理公司的份額存在一些變化.但與電力和農業價格的變化有關［18卜其他作者分析門叵班牙供水和污水處理

公司私有化與其財務業績之間的關系,該研究的作者認為，私有化使自來水公司在管理勞動力方面表現更好，而上市公司在運

營成本方面效率較低［19］,

一項針對威爾上和英格蘭自來水公司凈收入和財務業績變化的20年期分析表明，由于投入價格和規模效應，存在負面影

響［20］,對環境和版城因素如何影響前荀牙水務公司財務業績的評估由于私人參與，水源和節約而顯示出積極影響［21〉當法規

基于績效時，尼日利亞的供水和污水處理公司可以提高效率和生產力［22］”1998年至2006年對中國自來水公司的一項研究也強

謝了通過私募股權投資提高服務、效率、生產力和財務業績的相同發現［23］,基礎設施投資的增加也是由于供水和污水處理公司

所提供服務的技術質殳的提高［24］.或者隙著時間的推移，他們為提高績效而進行的改革對財務可持續性產生「積極影響口51

公私伙伴關系(PPP)對水和衛生部門的影響

由于基礎設施薄弱、現行立法規定嚴格以及供水和污水處理部門費金不足，許多公共部門供水商與私營部門合作，為基礎

設施項目提供資金.政策變化和法律法規使這些伙伴關系成為可能,促進了這一點.水和P生方面的公私伙伴關系包括公共和

私營實體之間的若干安排，可以采取合同業務或處置協議的形式。在合同交易的情況上根據合同條款，私人合作伙伴將收到

固定費用或費用，具體取決于他們為公共合作伙伴進行的交易產生的收入。在處置協議或私有化協議的情況下,當私人實體投

資于公共實體時，應澄清部分或全部公用事業所有權或其他權益的轉讓問題。通常，私營實體通過支付營業外收入來投資公用

事業,并通過服務費收回其投資和利息.供水和污水處理部門的公共實體與私營實體之間的一些伙伴關系也可能涉及長期設施

租賃。在這種情況下，上市公司將負責供水系統的運營和維護，但所有付款送由私人實體承擔和接收。這些公私伙伴關系的優

點如下：(1)提供技術專門知識；(2)提供技術支助；(3)提供技術支助。(2)提高效率；(3)提高管理靈活性；(4)確保獲

得資金來源.這些公私伙伴關系的缺點如下：(1)免除免稅和工作人員［2司；：2)免除免稅和工作人由［26］；(2)免除免才兌和工

作人員［26］;(2)免除免稅和工作人員［26J;(2)免除免稅和工作人員［26］;(2)免除免稅和工作人員［26］；(2)免除免稅(2)存

在經濟和金融風險［271

根據專家的說法，使用各種調杳技術，影響財產類型和/或公共/私人管理對供水和污水處理部門績效的奴關鍵因素［28］可

以通過以下方面來解釋：(1)與私有化利益相關的政治和經濟目標以及股東監督管理工作以增加利潤［29］］;(2)由于公共實體

服務質埴差和政府困難而導致的不滿導致私營實體參與供水和污水處理部門，但也提而了關稅［30］;<3)由于公共系統無法改

善通過供水和污水處理系統提供的I員務質量，因此關注購買力平價［31］；(4)即便是私人投資者也無法實現效率目標［32,33］.

專家進行的研究表明，對PPP在供水和污水處理部門的表現產生了枳極影響.具體如下：<1)生產和污水處理部門的生產價

值、規模經濟、監管制度［34,35.36］;(2)供水和污水處理部門的私營實體比公共實體更有效率［35,37,38］;<3)與具有

非營利組織地位的公共實體相比，在巴西具有公司地位的私營實體確保人高效率［39］;(4)公共和私營水務運營商在亞洲、太平

洋、年律賓、非洲的效率方面都取得了可比的結果［40,41］,非洲的私營運營商比公共運營商更有效率［42］;(5)私有化對聯合

王國和意大利工業的效率有積極影用［43,44］.一些研究表明,對PPP在水和衛生部門的表現產生J'負面影響：(1)私芍化導

致水和衛生服務的關稅用加.用戶的社會效率下降［31］：(2)在阿根任的供水和污水處理部門引入私人實體揭擊了經濟的整體表

現［45］；（3）私營部門參與提供水和衛生服務，只有助于取消某些服務或提高特定類別消費者的水費［46］,對績效產生負面影響

［47］；（4）私人實體的公用事業成本高于公共實體的公用事業成本［48］,公共水和衛生設施提供者比私人提供者更有效［49.50.

51］;（5）財產不影響提高公共服務的效率，即使私有化后私營實體已趨向于提高效率［52］;（6）私有化不會導致低成本，并且在

公共和私人系統之間缺乏最佳系統選擇的情況下，隨著時間的推移，收益會減少［53］。

如前所述.當家們有不同的意見，但一些研究發明，公共和私營實體在供水和污水處理部門的影響沒有顯著差異，具體如

下：（1）在成本和效率方面沒有明顯的差異，對公共和私營實體在水和衛生部門的業績有重大影晌［54,55］；（2）英格蘭、威

爾士、英國、法國、西班牙和葡萄牙的公共和私營經營者在生產率和效率方面沒有顯著差異［56,57.58,59,60］.

羅馬尼亞的供水和污水處理系統的可持續發展和經濟績效

通過6加入歐洲聯盟條約》,羅馬尼亞在水和廢水部門作出了重大承諾，要求將飲用水質量指令的轉換［61,62］。.羅馬尼

亞關于水部門的所仃規范性法令的規定都與共同體法律相?致。在羅馬尼亞，公共供水和污水處理服務是公用事業社區服務領

域的一部分。公共供水和污水處理服務包括供水、排污和廢水處理、雨水收券、排污和排水，以及確保滿足公用事業需求和地

方當局一般公共利益的活動。經過四十多年的中央集權管理，羅馬尼亞決定他過實現權力下放來恢狂地方自治原則，從而將主

要和具體所任移交給地方公共行政部門，這一原則也反映在羅3尼亞憲法中.這些具體資任之一是指地方公共行政部門有義務

有效和充分地組織其運作，以提供公共服務。此外，地方公共行政部門有權結社，以有效地發展具有共同/區域利益的公共服務。

在羅馬尼亞，與飲用水系統連接/與污水處理系統連接有關的以下幾套操作指標可用『監測區域運營商的運營績效;承包飲

用水供應并接管廢水;用水量測量和供水服務管理;閱讀，開具發票并收集所提供的水和污水處理服務的價值;供水和廢水收集服務

的任何中斷;所提供服務的旗量;供水和污水處理服務的運營［63］。目前，在羅丹尼亞，幾種形式的PPP用于兩個目的：C1>TT-

發獲得服務的機會和涵蓋供水和污火處理系統（合資企業），其中私人投資者持有一家水務公司的少數股權，并投資于私人合

作伙伴.特許權《20-30年）,在此基礎匕私人運營商負貢整個系統的管理，投資大部分或全部由私人經哲者資助和實施）。

（2）經濟效率的提高（管理合同（47年），根據該合同，私人經營者僅負責運行系統，以換取費用，在某種程度上與績效有

關：租賃（10-15年），根據該合同，資產被租賃給私人經營者，獲得部分收入）［64卜

3.材料和方法

這項研究開發了一個“量經濟學模型，用于分析供水和污水處理部門的績效，以改善管理人員和其他利益相關者在決策中

的財務信息使用。計量經濟學模型基于2014-2020年期間40個區域運營商的年度財務報表中的數據。該樣本具有全國代表性.

因為該研究包括45個區域運營商中的40個。在所有區域運營商中，有三家沒有提供數據（布加勒斯特、伊爾福大和Voluitari）。

兩個區域運營商（一個來自克盧日，一個來自康斯坦察）被排除在分析之外，因為它們的營業額遠高于每個分支的平均水平，

數據代表異常值并拉曲模型的結果.來自Ploie§ti的運營商沒有提供2019-2020年期間的數據.為了使「對時間序列進行統計

處理，每年以列伊為單位的值根據當年有效的平均匯率轉換為歐元。我們可以發，該模式適用于年營業額低于3500萬歐元的區

域運營商.實現的計:&經濟學模型是一種多元線性回歸，它可以在白變量（苻為外源性或預測性）的幫助下對因變揚（也稱為

內源性）進行預測。在開發多元線性回歸模型時，變量也有可.能不相關，并且沒有可行的計量經濟學模型。借助從供水和污水

處理運營商的財務報衣中提取的數據以及SPSS建模和統計分析程序,我們繼續分析所創建數據庫中的指標。通過結合33個指

標和匕業推理.我們汨出晶論.合理反映實體業績的因變址是凈利澗.開發的模型旨在提供一種工且.用于根據年度財務報去

中包含的指標預測凈利潤?？赡艿娜缓现笜吮挥米黝A測指標，并根據資產負債無，損益表和表格30中的信息進行計修。在線性

回歸模型［65］的幫助下，利益相關者可以預測和分析供水和污水處理操作員獲得的結果,管理層可以優化獲得的結果，并確保增

加投資者的附加值（ATU）。

線性回歸公式為：

Yt=-0+—1x1噸+—2x2噸+…+a千x噸+et，t=1.2....?n

(1)

其中Yt=凈利澗，因果（內生）變量;一個0=常量參數（截距）；一個k=自變量系數;x千口4i=自變量（外源性，預測變

量）；et=誤差變量（殘差誤差），用于解釋由模5!中缺失因子確定的Y變異。

在計量經濟學模型的制定過程中，使用了SPSS統計分析和建模程序。該模型將凈利潤作為因變量引入，并將營業額作

為自變量引入;材料費用;能源和水費;外部服務例I：費用;附加依；財務費用;無形資產;財產、廠房和設備;固定資產總額;庫存;應收

賬款;流動資產總額;總資產;股權;長期債務;短期債務;員工人數;勞動生產率港商業回報率;消耗資源回報率;經濟回報率（重新

ROA）;投資資本的回報率（經濟回報率）<Rei-ROI）;員工流動成本;庫存周轉的持續時間;應收賬款周轉的期限;財務業筑;和財

務費用。計於經濟學模型將評估的研究懶設如下：

H1.

凈利潤;附加值;每名員工的平均支出;勞動生產率;電力和水;與財產,工廠和設備的價值之間存在顯著關系;

H2.

謾島附加值和勞動生產率的供水和污水處理部門的經濟實體將顯著增加凈利澗.那些搟加每個員工的平均支出,能源

和水支出以及財產,工廠和設備階值的人將顯著降低凈利潤.

4.結果

在可能的目變墾中，只有那些與因變最顯著相關的變埴才會保留在初始模型中.顯著相關性由顯著相關系數組成，顯著性

所履7x0.05%,可能的自變量及其與因變量的相關性可以在表1中找到。

表1.因變肽凈利潤。研究中可能的自變盤之間的相關性矩陣。

在線性回歸模型中逐個引入表1中具有相應相關性和顯著性系數的指標,以檢驗因變量凈利洵與可能預測變量之間的相關

性。計量經濟學模型的置信閾值為99%,因為p>0.001：在SPSS統計分析和建模程序中對樣本中的278個位置進行數據處

理.經過對初始模型的多次迭代和處理,我們確定了一個多元線性回歸模型，該模型以統計上正確和結論性的方式解祥了因變

量凈利潤的行為。在獲得紙終模型之前，進行了大量的測試和模型，但本文并未呈現預測因子的所有組合，僅介紹了地條模型，

該模型在統計上是有效的，并且遵循了研究假設.除因變量外，凈利洞還包含在附加旗、每名員工平均成本、勞動生產率.能

源和水成本以及無形資產的多元線性回歸預測因子的計量經濟學模型中。表2顯示了最終模型中變量的描述性統計量。

表2.樣本總體的描述性統計量。

在SPSS軟件的幫助下通過處理實現模型后，我們在表3中獲得了因變盤凈利潤與自變量之間的相關性.

表3.計量經濟學模型最終指標的相關矩陣.

研究結果表明，凈利澗、附加值、每名員工平均支出、勞動生產率、能源、水成本分別與物業、廠房、設備價值之間存在

顯著關系，證實了H1假說.最終計駐經濟學模型的摘要如表4所示。

表4.所得計量經濟學模型的摘要。

分析結果模型的摘要，我們可以得出結論，R的位（模型的預測值。實際數據之間的Pearson相關性的曲）可以雙。到1

之間的值;在我們的模型中，它取值0.845,并向我們表明因變量和自變量之間存在直接而密集的聯系"為了解秣模型的結果，

計算R2.稱為決定系數.決定系數顯示模型中包含的預測變殳如何解釋因變艮變異。在我們創建的計量經濟學模型的情況下，

R2的值為0.714,即因變量的71.4%的變化由模型中包含的變量解擇。因此，它具有良好的值和R2調整，根據方程中自變量

的敬嫌進行調整.超過7。％的確定系數的結果是?個非常好的結案,這意味著該樓梁是優秀11和光的.由于R2和R,調整后的

差異非常小，我們可以肯定得到的計位經濟學模型是質狀模型之一?；谙嚓P系數0.845,我們可以說預測因子解釋了凈利潤的

因變量：附加值，每名員工平均成本，勞動生產率，能源和水成本以及無形資產在71.4%中。在供水和污水處理部門，結果意

義重大。該行業中實體的大部分凈利?潤可以通過模型中的預測變量來解釋.方差分析測試也增強了模型的有效性（表5）。

表5.方差分析檢驗結果。

方龍分析檢驗確定模型結果足否由危害引起，以及變量是否具仃全局意義。方空分析顯著性檢驗比較均值和二個或多個均

值之間的相等性.在回歸線上，我們找到為模型中的預測變版計克的平均值及其在殘差線中的殘差值.所提出模型的方差分析

檢驗非常出色，證實了所選預測變盤的總體理要性。與Fisher表中發現的對應于臼由度和觀測值數量的值相比，Fisher檢驗

（F）記錄的值足夠高。品著性程度高于p的最小可接受值〈0.05“在我們模型中.pvO.OL即模型誤差的概率低二1%。

實現的計埴經濟學模型的估計參數見表6,

表6.實現的計星經濟學模型的參數.

在實現的計量經濟學模型和多元線性回歸的理論形式中，在我的第一行包含一個常數.它保證了截距的基本值.以便調整

模型的預測和預測因子（外生變量）.以下行顯示了模型的自變垃。此外，在表6中，我們找到了有關多地共線性的統計數據。

多線性回歸方程的系數位于非標準化系數的B列中。"標準誤差”列包含回歸中自變量系數的標準差。標準誤差向我們顯示了模

型中系數變化的范圍，該偏差可以是正數或減號。自變量系數的偏差每個員工的平均成本為26.351,即從一個供水和下水道運

營商到另一個供水和下水道運營商的偏差可以是±26歐元。標準化系數列包含獨立于預測變量的測量單位的值。自變做以歐元

和歐元/雇協表示，因此解禪將基于非標準化系數.T列顯示，檢險位，借助該位，我們根據假設HO：p=0檢查模型中參數

為零的概率。預測變量的顯著性在所有情況卜的值都小于0.05,因此，原假設（H0）被否定。為f檢驗獲得的值還向我們展

示了偵測因子在計量經濟學模型中的重要性。最關鍵的變量是附加值.坡不理要的變量是無形資產。共線性統計,如公差指數

和方差膨脹因子（VIF）（表6）,顯示共線性度較低，這不會影響模型的統i■正確性.從理論上講，如果VIF的值低于4.則

該模型在統計上是正確的，如果高于10,則存在嚴重的共線性問題。從同質性的角度來看，誤差的變化對于模型的預測變量是

正常的。在顯著性方面，它們在pv0.01時具有統計學意義（圖1）.

Histogram

DependentVariable:Profitnet

A

d

u

-

n

b

-

J

u.

RegressionStandardizedResidual

圖1.誤差變異的匯態性圖。

執行Durbin-Watson檢驗以臉證非相關假設.Durbin-Watson測試檢查誤差相關性;相應的值是介于2之間的值.根據

自變量的數量和樣本教員:，可以從關鍵統il表中提取具體值,Durbin-Watson檢驗的缺點是它只檢測一階自相關，并且僅適用

于械距模型。在研究的情況下,這些問題不會出現.因為排除「季節性現象,回歸模型有一個自由項.關于誤差的相關性,我

們提出了一個原假設（H0）和一個替代假設（H1）：HO：p=0,原假設，它位設沒有自相關;H1：pfO.替代假設，假設存在

自相關,dL和dU的臨界值是從Durbin-Watson測試表中提取的。如果檢驗返回的值大于dL且小于4dU.則不會拒絕原

假設（H0）,即不存在I階自相關.通過2.080（表4）執行的計城經濟學模型獲得的值在原假設的接受數用內，即2.129是

設置為n=300和k=5的范圍（1767;2.233）的一部分，對于6=5,顯著性閾值p<0.01%：

5公證得到的計量經濟學模型后，我們可以認為它是一個有效的多元線性回歸，預測因子指示凈利潤的增加或減少。這些增

加可以化條件cetenspanbus卜建奧，即在改變預測交量時，具他元素保持不殳的條件卜。假設貌讓測試已計對佰計模型進行

/驗證，我們可以說我們的研究結具是有效的多元回歸模型。預測變量參數的值指示凈利潤的增加或減少水平,由每個自變殳

的一個單位的增加確定，前提是其他自變盤或預測變廿保持不變，

獲得的回出模型的方程由非標準系數的值給出，其形式為：

凈利潤=982,309.210+0.200xVA-366.417xCMS+123.144xPM-0.254xCHEA-0.007x

IMOBNE

其中VA=附加值;CMS=每位員工的平均成本;PM=勞動生產率;CHEA=偌源和水成本;IMOBNE=無形資產。

5.結論

多元線性回歸的計量經濟學棧型按照分析開始時提出的研究假設進行解釋.

■

附加值對于供水和下水道運營商獲利的能力至關重要.通過研究假設H5.我們假設供水和污水處理運營商的附加值

增加導致凈利泡的顯著增加。因此，增加值系數為0.200,即增加一個單位的附加值導致凈利潤增加0.200個單位，

即,如果附加值增加1歐元，則凈利洵增加0.20歐元。

仔位員工的平均成本是所創建的回歸模型的第二個預測因子，我們假設每位員工平均成本的增加會導致凈利澗的顯著

下降.-366.41