罗马尼亚供水和污水处理领域公司财务业绩计量经济学模型

罗马尼亚供水和污水处理领域公司财务业绩计量经济学模型

抽象

本研究旨在通过创建可持续的il量经济学模型来衡量供水和污水处理行业公司的财务绩效，以便为管理人员和利益相关者做出

长期被略决策。研究方法包括使用利统计处理2014年至2020年该领域40个区域运营商的财务报表摘要中包含的数据。已经

创建了多元线性回归，利益相关者以及供水和污水处理专家可以塑造增值变化，每个员工的平均成本，劳动生产率以及水务运

营商和污水处理净利润的能源支出的变化。结果表明，所采用的自变员，如附加值、劳动生产率或无形费产,对提高供水和污

水处理企业的净利演有直接影响,其他自变摄，如每名力工的平均成本或电力和水的支出，对供水和污水处理部门公司净利润

的增长产生负面影响。结果表明，平均净利利受自变量和所创建模型的影晌，可以成功应用于该领域的其他国际公司。

关犍字:财务业绩;水和污水;经济效益;公私伙伴关系

1.引言

水和卫生部门的管理对每个区家来说都是一个重大问题。但是，这些服务的效果如何，如何衡量它们？在当前情况下，公

司在管理资源和寻找其他方法来增加利润方面面临困难，确定衡量绩效的新指标或创建计量经济学模型以确定公司在污水和供

水领域决策的可持续性变得至关田要.从这个意义上说，必须从专家在专业文献中提出的更狭窄或更广泛的方法开始，了解效

率概念的演变及其测量方式.

一些专家研究表明，拥有私人资本的公共实体提供的服务比公共实体更有效率，但这并没有反映在所有国家［1］,对效率

概念的狭义方法显示了水经营者的效利能力和生产力，而对效率概念的更广泛方法则表明了一些技术,社会和经济方面。

通过衡址公共供水和污水处理公用事业的技术效率，各实体确保所提供服务的质量，而通过衡址社会效率，各实体的日标

是负担得起所适用的关税，以确保代旗服务。从经济角度来看，供水和污水处理运营商存在受监管的垄断局面。一方面，这种

情况导致特定分配网络内的消费者或用户受到封锁，无法干预其他供水和污水处理供应商的选择,另一方面，缺乏竞争决定了

运营商缺乏对效率和创新的激励［2］。从这个意义上说，现场的监管可以通过实施基准系统和比较操作参数来干预，同时追求效

率和生产力口卜

一般指标（盈利能力，生产率）或特定指标（根据监管机构）可用于分行绩效。从经济可持续性的角度来看，衡吊:绩效最

常用的指标是生产和销生水的效率，水资源利用的效率，运营费用［4］或无收益水（NRW）的粗ifi率，即引入配水系统的水量与

向客户开具的水盘之间的差额［5,从所提出的指标开始，我们将注意力集中在公共和私人领域供水和污水处理公司财务业绩的更

广泛指标匕因为专家获得的结果之间存在显看差异。通过使用专家使用的学术数据库（WebofScience.SCOPUS.EBSCO）.

并通过“盈利能力指标”，“公共和私营公用事业效率”以及“供水和污水处理部门'等关键字进行查询，我们注意到研究的重点是确

定绩效指标，而不是创建适用于全球不同经济体的几家水和污水处理公司的计量经济学模型。我们注意到在这方面对集体供水

和污水处理系统⑺的评估以及废水再利用系统的弹性和可持续性的实施做出f重要贡献［8］,并与位于不同国家的各种供水和污

水处理公司的财务绩效可持续性进行了比较［9］,以评估水的当前和经济价格［10］］以及自来水和卫生设施对社会发展的影晌（11）,

该研究的主要目的是衡量罗马尼亚供水和污水处理部门公司的财务业绩，与该领域的其他研究相比，这项研究带来•个

新颖的元素：创建一个计量经济学校型，该模型将帮助该领域的专家和利益相关者做出长期战略决策，概述的“微经济学模型

对于在污水处理和供水公司工作的管理人员进行有效的资源管理和决策支持是必要的。本研究主要由四个部分组成。第二部分

分析了决定供水和污水处理部门公司财务业绩的主要因素，该领域公私合作伙伴关系（PPP）的影响以及罗丹尼亚的可持续发

展。第三部分介绍了研究方法和拟立的计量经济学模型，并附有对所获结果的分析和解择。最后，第四部分介绍了未来研究的

结论和方向.

2.文献综述

根据通过访问上述学术数据库收集的信息，进行了选择，考虑突出与衡量公司在供水和污水处理领域的绩效有关的方面。

文献研究是通过分析从学术数据库口搜索获得的信息，例如财务业绩的影响因素，公私合作伙伴关系的影响.经济业绩以及世

界上水和污水处理公司的可持续发屣等关键字进行的，这项研究是进一步研究衡地供水和污水处理公司绩效的起点。获得的结

果使我们提到了该领域专家所做的最重要的贡献.这些贡献如下所述。

决定供水、污水处理部门公司财务业绩的主要因素分析

专家们分析了供水和污水处理滞门公司的财务业绩以及决定其成就的因素。外生因素(政治安排、经济发展、社会公平、

文化信仰、人口因素等)和内生因素(体制因素)突出了水机构组成部分之间的联系及其对财务业绩的影响［12］.作为水部门财

务业绩的决定因素,机构联系(机构内部和机构之间)与水部门的机构结构一徉强大［13),水部门各机构的财务业绩还受到体制

结构各组成部分之间一体化程度的影响，例如立法因素、政治因素和水管理之间的联系。这是通过使用探索性因子分析(EFA)

统计方法进行的研究实现的［14),影响水务部门机构财务业绩的其他因素包括运营和运营成本的橙盖面以及客户之间缺乏现有联

系(15,16,17］,一些作者使用多因素•市场模型来评估电力和农产品价格对供水和污水处理公司绩效的影响。作者的研究结果

表明,供水和污水处理公司的份额存在一些变化.但与电力和农业价格的变化有关［18卜其他作者分析门叵班牙供水和污水处理

公司私有化与其财务业绩之间的关系,该研究的作者认为，私有化使自来水公司在管理劳动力方面表现更好，而上市公司在运

营成本方面效率较低［19］,

一项针对威尔上和英格兰自来水公司净收入和财务业绩变化的20年期分析表明，由于投入价格和规模效应，存在负面影

响［20］,对环境和版城因素如何影响前荀牙水务公司财务业绩的评估由于私人参与，水源和节约而显示出积极影响［21〉当法规

基于绩效时，尼日利亚的供水和污水处理公司可以提高效率和生产力［22］”1998年至2006年对中国自来水公司的一项研究也强

谢了通过私募股权投资提高服务、效率、生产力和财务业绩的相同发现［23］,基础设施投资的增加也是由于供水和污水处理公司

所提供服务的技术质殳的提高［24］.或者隙着时间的推移，他们为提高绩效而进行的改革对财务可持续性产生「积极影响口51

公私伙伴关系(PPP)对水和卫生部门的影响

由于基础设施薄弱、现行立法规定严格以及供水和污水处理部门费金不足，许多公共部门供水商与私营部门合作，为基础

设施项目提供资金.政策变化和法律法规使这些伙伴关系成为可能,促进了这一点.水和P生方面的公私伙伴关系包括公共和

私营实体之间的若干安排，可以采取合同业务或处置协议的形式。在合同交易的情况上根据合同条款，私人合作伙伴将收到

固定费用或费用，具体取决于他们为公共合作伙伴进行的交易产生的收入。在处置协议或私有化协议的情况下,当私人实体投

资于公共实体时，应澄清部分或全部公用事业所有权或其他权益的转让问题。通常，私营实体通过支付营业外收入来投资公用

事业,并通过服务费收回其投资和利息.供水和污水处理部门的公共实体与私营实体之间的一些伙伴关系也可能涉及长期设施

租赁。在这种情况下，上市公司将负责供水系统的运营和维护，但所有付款送由私人实体承担和接收。这些公私伙伴关系的优

点如下：(1)提供技术专门知识；(2)提供技术支助；(3)提供技术支助。(2)提高效率；(3)提高管理灵活性；(4)确保获

得资金来源.这些公私伙伴关系的缺点如下：(1)免除免税和工作人员［2司；：2)免除免税和工作人由［26］；(2)免除免才兑和工

作人员［26］;(2)免除免税和工作人员［26J;(2)免除免税和工作人员［26］;(2)免除免税和工作人员［26］；(2)免除免税(2)存

在经济和金融风险［271

根据专家的说法，使用各种调杳技术，影响财产类型和/或公共/私人管理对供水和污水处理部门绩效的奴关键因素［28］可

以通过以下方面来解释：(1)与私有化利益相关的政治和经济目标以及股东监督管理工作以增加利润［29］］;(2)由于公共实体

服务质埴差和政府困难而导致的不满导致私营实体参与供水和污水处理部门，但也提而了关税［30］;<3)由于公共系统无法改

善通过供水和污水处理系统提供的I员务质量，因此关注购买力平价［31］；(4)即便是私人投资者也无法实现效率目标［32,33］.

专家进行的研究表明，对PPP在供水和污水处理部门的表现产生了枳极影响.具体如下：<1)生产和污水处理部门的生产价

值、规模经济、监管制度［34,35.36］;(2)供水和污水处理部门的私营实体比公共实体更有效率［35,37,38］;<3)与具有

非营利组织地位的公共实体相比，在巴西具有公司地位的私营实体确保人高效率［39］;(4)公共和私营水务运营商在亚洲、太平

洋、年律宾、非洲的效率方面都取得了可比的结果［40,41］,非洲的私营运营商比公共运营商更有效率［42］;(5)私有化对联合

王国和意大利工业的效率有积极影用［43,44］.一些研究表明,对PPP在水和卫生部门的表现产生J'负面影响：(1)私芍化导

致水和卫生服务的关税用加.用户的社会效率下降［31］：(2)在阿根任的供水和污水处理部门引入私人实体揭击了经济的整体表

现［45］；（3）私营部门参与提供水和卫生服务，只有助于取消某些服务或提高特定类别消费者的水费［46］,对绩效产生负面影响

［47］；（4）私人实体的公用事业成本高于公共实体的公用事业成本［48］,公共水和卫生设施提供者比私人提供者更有效［49.50.

51］;（5）财产不影响提高公共服务的效率，即使私有化后私营实体已趋向于提高效率［52］;（6）私有化不会导致低成本，并且在

公共和私人系统之间缺乏最佳系统选择的情况下，随着时间的推移，收益会减少［53］。

如前所述.当家们有不同的意见，但一些研究发明，公共和私营实体在供水和污水处理部门的影响没有显著差异，具体如

下：（1）在成本和效率方面没有明显的差异，对公共和私营实体在水和卫生部门的业绩有重大影晌［54,55］；（2）英格兰、威

尔士、英国、法国、西班牙和葡萄牙的公共和私营经营者在生产率和效率方面没有显著差异［56,57.58,59,60］.

罗马尼亚的供水和污水处理系统的可持续发展和经济绩效

通过6加入欧洲联盟条约》,罗马尼亚在水和废水部门作出了重大承诺，要求将饮用水质量指令的转换［61,62］。.罗马尼

亚关于水部门的所仃规范性法令的规定都与共同体法律相•致。在罗马尼亚，公共供水和污水处理服务是公用事业社区服务领

域的一部分。公共供水和污水处理服务包括供水、排污和废水处理、雨水收券、排污和排水，以及确保满足公用事业需求和地

方当局一般公共利益的活动。经过四十多年的中央集权管理，罗马尼亚决定他过实现权力下放来恢狂地方自治原则，从而将主

要和具体所任移交给地方公共行政部门，这一原则也反映在罗3尼亚宪法中.这些具体资任之一是指地方公共行政部门有义务

有效和充分地组织其运作，以提供公共服务。此外，地方公共行政部门有权结社，以有效地发展具有共同/区域利益的公共服务。

在罗马尼亚，与饮用水系统连接/与污水处理系统连接有关的以下几套操作指标可用『监测区域运营商的运营绩效;承包饮

用水供应并接管废水;用水量测量和供水服务管理;阅读，开具发票并收集所提供的水和污水处理服务的价值;供水和废水收集服务

的任何中断;所提供服务的旗量;供水和污水处理服务的运营［63］。目前，在罗丹尼亚，几种形式的PPP用于两个目的：C1>TT-

发获得服务的机会和涵盖供水和污火处理系统（合资企业），其中私人投资者持有一家水务公司的少数股权，并投资于私人合

作伙伴.特许权《20-30年）,在此基础匕私人运营商负贡整个系统的管理，投资大部分或全部由私人经哲者资助和实施）。

（2）经济效率的提高（管理合同（47年），根据该合同，私人经营者仅负责运行系统，以换取费用，在某种程度上与绩效有

关：租赁（10-15年），根据该合同，资产被租赁给私人经营者，获得部分收入）［64卜

3.材料和方法

这项研究开发了一个“量经济学模型，用于分析供水和污水处理部门的绩效，以改善管理人员和其他利益相关者在决策中

的财务信息使用。计量经济学模型基于2014-2020年期间40个区域运营商的年度财务报表中的数据。该样本具有全国代表性.

因为该研究包括45个区域运营商中的40个。在所有区域运营商中，有三家没有提供数据（布加勒斯特、伊尔福大和Voluitari）。

两个区域运营商（一个来自克卢日，一个来自康斯坦察）被排除在分析之外，因为它们的营业额远高于每个分支的平均水平，

数据代表异常值并拉曲模型的结果.来自Ploie§ti的运营商没有提供2019-2020年期间的数据.为了使「对时间序列进行统计

处理，每年以列伊为单位的值根据当年有效的平均汇率转换为欧元。我们可以发，该模式适用于年营业额低于3500万欧元的区

域运营商.实现的计:&经济学模型是一种多元线性回归，它可以在白变量（苻为外源性或预测性）的帮助下对因变扬（也称为

内源性）进行预测。在开发多元线性回归模型时，变量也有可.能不相关，并且没有可行的计量经济学模型。借助从供水和污水

处理运营商的财务报衣中提取的数据以及SPSS建模和统计分析程序,我们继续分析所创建数据库中的指标。通过结合33个指

标和匕业推理.我们汨出晶论.合理反映实体业绩的因变址是净利涧.开发的模型旨在提供一种工且.用于根据年度财务报去

中包含的指标预测净利润。可能的然合指标被用作预测指标，并根据资产负债无，损益表和表格30中的信息进行计修。在线性

回归模型［65］的帮助下，利益相关者可以预测和分析供水和污水处理操作员获得的结果,管理层可以优化获得的结果，并确保增

加投资者的附加值（ATU）。

线性回归公式为：

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

(1)

其中Yt=净利涧，因果（内生）变量;一个0=常量参数（截距）；一个k=自变量系数;x千口4i=自变量（外源性，预测变

量）；et=误差变量（残差误差），用于解释由模5!中缺失因子确定的Y变异。

在计量经济学模型的制定过程中，使用了SPSS统计分析和建模程序。该模型将净利润作为因变量引入，并将营业额作

为自变量引入;材料费用;能源和水费;外部服务例I：费用;附加依；财务费用;无形资产;财产、厂房和设备;固定资产总额;库存;应收

账款;流动资产总额;总资产;股权;长期债务;短期债务;员工人数;劳动生产率港商业回报率;消耗资源回报率;经济回报率（重新

ROA）;投资资本的回报率（经济回报率）<Rei-ROI）;员工流动成本;库存周转的持续时间;应收账款周转的期限;财务业筑;和财

务费用。计於经济学模型将评估的研究懒设如下：

H1.

净利润;附加值;每名员工的平均支出;劳动生产率;电力和水;与财产,工厂和设备的价值之间存在显着关系;

H2.

谩岛附加值和劳动生产率的供水和污水处理部门的经济实体将显著增加净利涧.那些擀加每个员工的平均支出,能源

和水支出以及财产,工厂和设备阶值的人将显著降低净利润.

4.结果

在可能的目变垦中，只有那些与因变最显著相关的变埴才会保留在初始模型中.显著相关性由显著相关系数组成，显著性

所履7x0.05%,可能的自变量及其与因变量的相关性可以在表1中找到。

表1.因变肽净利润。研究中可能的自变盘之间的相关性矩阵。

在线性回归模型中逐个引入表1中具有相应相关性和显著性系数的指标,以检验因变量净利洵与可能预测变量之间的相关

性。计量经济学模型的置信阈值为99%,因为p>0.001：在SPSS统计分析和建模程序中对样本中的278个位置进行数据处

理.经过对初始模型的多次迭代和处理,我们确定了一个多元线性回归模型，该模型以统计上正确和结论性的方式解祥了因变

量净利润的行为。在获得纸终模型之前，进行了大量的测试和模型，但本文并未呈现预测因子的所有组合，仅介绍了地条模型，

该模型在统计上是有效的，并且遵循了研究假设.除因变量外，净利洞还包含在附加旗、每名员工平均成本、劳动生产率.能

源和水成本以及无形资产的多元线性回归预测因子的计量经济学模型中。表2显示了最终模型中变量的描述性统计量。

表2.样本总体的描述性统计量。

在SPSS软件的帮助下通过处理实现模型后，我们在表3中获得了因变盘净利润与自变量之间的相关性.

表3.计量经济学模型最终指标的相关矩阵.

研究结果表明，净利涧、附加值、每名员工平均支出、劳动生产率、能源、水成本分别与物业、厂房、设备价值之间存在

显著关系，证实了H1假说.最终计驻经济学模型的摘要如表4所示。

表4.所得计量经济学模型的摘要。

分析结果模型的摘要，我们可以得出结论，R的位（模型的预测值。实际数据之间的Pearson相关性的曲）可以双。到1

之间的值;在我们的模型中，它取值0.845,并向我们表明因变量和自变量之间存在直接而密集的联系"为了解秣模型的结果，

计算R2.称为决定系数.决定系数显示模型中包含的预测变殳如何解释因变艮变异。在我们创建的计量经济学模型的情况下，

R2的值为0.714,即因变量的71.4%的变化由模型中包含的变量解择。因此，它具有良好的值和R2调整，根据方程中自变量

的敬嫌进行调整.超过7。％的确定系数的结果是•个非常好的结案,这意味着该楼梁是优秀11和光的.由于R2和R,调整后的

差异非常小，我们可以肯定得到的计位经济学模型是质状模型之一。基于相关系数0.845,我们可以说预测因子解释了净利润的

因变量：附加值，每名员工平均成本，劳动生产率，能源和水成本以及无形资产在71.4%中。在供水和污水处理部门，结果意

义重大。该行业中实体的大部分净利•润可以通过模型中的预测变量来解释.方差分析测试也增强了模型的有效性（表5）。

表5.方差分析检验结果。

方龙分析检验确定模型结果足否由危害引起，以及变量是否具仃全局意义。方空分析显著性检验比较均值和二个或多个均

值之间的相等性.在回归线上，我们找到为模型中的预测变版计克的平均值及其在残差线中的残差值.所提出模型的方差分析

检验非常出色，证实了所选预测变盘的总体理要性。与Fisher表中发现的对应于臼由度和观测值数量的值相比，Fisher检验

（F）记录的值足够高。品著性程度高于p的最小可接受值〈0.05“在我们模型中.pvO.OL即模型误差的概率低二1%。

实现的计埴经济学模型的估计参数见表6,

表6.实现的计星经济学模型的参数.

在实现的计量经济学模型和多元线性回归的理论形式中，在我的第一行包含一个常数.它保证了截距的基本值.以便调整

模型的预测和预测因子（外生变量）.以下行显示了模型的自变垃。此外，在表6中，我们找到了有关多地共线性的统计数据。

多线性回归方程的系数位于非标准化系数的B列中。"标准误差”列包含回归中自变量系数的标准差。标准误差向我们显示了模

型中系数变化的范围，该偏差可以是正数或减号。自变量系数的偏差每个员工的平均成本为26.351,即从一个供水和下水道运

营商到另一个供水和下水道运营商的偏差可以是±26欧元。标准化系数列包含独立于预测变量的测量单位的值。自变做以欧元

和欧元/雇协表示，因此解禅将基于非标准化系数.T列显示，检险位，借助该位，我们根据假设HO：p=0检查模型中参数

为零的概率。预测变量的显著性在所有情况卜的值都小于0.05,因此，原假设（H0）被否定。为f检验获得的值还向我们展

示了侦测因子在计量经济学模型中的重要性。最关键的变量是附加值.坡不理要的变量是无形资产。共线性统计,如公差指数

和方差膨胀因子（VIF）（表6）,显示共线性度较低，这不会影响模型的统i■正确性.从理论上讲，如果VIF的值低于4.则

该模型在统计上是正确的，如果高于10,则存在严重的共线性问题。从同质性的角度来看，误差的变化对于模型的预测变量是

正常的。在显著性方面，它们在pv0.01时具有统计学意义（图1）.

Histogram

DependentVariable:Profitnet

A

d

u

-

n

b

-

J

u.

RegressionStandardizedResidual

图1.误差变异的汇态性图。

执行Durbin-Watson检验以脸证非相关假设.Durbin-Watson测试检查误差相关性;相应的值是介于2之间的值.根据

自变量的数量和样本教员:，可以从关键统il表中提取具体值,Durbin-Watson检验的缺点是它只检测一阶自相关，并且仅适用

于械距模型。在研究的情况下,这些问题不会出现.因为排除「季节性现象,回归模型有一个自由项.关于误差的相关性,我

们提出了一个原假设（H0）和一个替代假设（H1）：HO：p=0,原假设，它位设没有自相关;H1：pfO.替代假设，假设存在

自相关,dL和dU的临界值是从Durbin-Watson测试表中提取的。如果检验返回的值大于dL且小于4dU.则不会拒绝原

假设（H0）,即不存在I阶自相关.通过2.080（表4）执行的计城经济学模型获得的值在原假设的接受数用内，即2.129是

设置为n=300和k=5的范围（1767;2.233）的一部分，对于6=5,显著性阈值p<0.01%：

5公证得到的计量经济学模型后，我们可以认为它是一个有效的多元线性回归，预测因子指示净利润的增加或减少。这些增

加可以化条件cetenspanbus卜建奥，即在改变预测交量时，具他元素保持不殳的条件卜。假设貌让测试已计对佰计模型进行

/验证，我们可以说我们的研究结具是有效的多元回归模型。预测变量参数的值指示净利润的增加或减少水平,由每个自变殳

的一个单位的增加确定，前提是其他自变盘或预测变廿保持不变，

获得的回出模型的方程由非标准系数的值给出，其形式为：

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

IMOBNE

其中VA=附加值;CMS=每位员工的平均成本;PM=劳动生产率;CHEA=偌源和水成本;IMOBNE=无形资产。

5.结论

多元线性回归的计量经济学栈型按照分析开始时提出的研究假设进行解释.

■

附加值对于供水和下水道运营商获利的能力至关重要.通过研究假设H5.我们假设供水和污水处理运营商的附加值

增加导致净利泡的显着增加。因此，增加值系数为0.200,即增加一个单位的附加值导致净利润增加0.200个单位，

即,如果附加值增加1欧元，则净利洵增加0.20欧元。

仔位员工的平均成本是所创建的回归模型的第二个预测因子，我们假设每位员工平均成本的增加会导致净利涧的显著

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