田貴良，趙秋雅，吳 正

（1.河海大學(xué)商學(xué)院，江蘇 南京 211100； 2.河海大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，江蘇 南京 211100； 3.江蘇長(zhǎng)江保護(hù)與高質(zhì)量發(fā)展研究基地，江蘇 南京 210024）

中國(guó)共產(chǎn)黨第十九次全國(guó)代表大會(huì)報(bào)告提出的“鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略”是政治、經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、文化和生態(tài)“五位一體”全面發(fā)展的系統(tǒng)工程。生態(tài)環(huán)境在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、農(nóng)村發(fā)展、農(nóng)民生活中起到基礎(chǔ)性作用［1］。水資源作為社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會(huì)群體生存不可或缺且無(wú)法替代的生態(tài)資源要素之一，由于其公共性、稀缺性等屬性，常常陷入“公地悲劇”，部分地區(qū)水資源短缺與浪費(fèi)現(xiàn)象并存［2］。此時(shí)，在用水權(quán)確權(quán)的基礎(chǔ)上構(gòu)建水權(quán)交易市場(chǎng)，賦予水資源商品屬性，不僅能夠增強(qiáng)水權(quán)的排他性，提高水資源價(jià)值，更能通過(guò)市場(chǎng)機(jī)制充分優(yōu)化水資源配置，提高水資源配置效率和效益，實(shí)現(xiàn)水資源節(jié)約與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“雙贏”局面［3-4］。早在20世紀(jì)80年代，澳大利亞、美國(guó)、西班牙、巴西與智利等國(guó)家就已開始建設(shè)水權(quán)市場(chǎng)制度［5-6］。中國(guó)也于2000年出現(xiàn)第一例水權(quán)交易案例，即浙江東陽(yáng)與義烏的水權(quán)轉(zhuǎn)讓事件，至此，水權(quán)制度、水權(quán)市場(chǎng)等問(wèn)題成為中國(guó)水利改革中重點(diǎn)關(guān)注問(wèn)題之一［7］。水權(quán)交易實(shí)踐的涌現(xiàn)推動(dòng)了國(guó)家有關(guān)水權(quán)制度的出臺(tái)，中國(guó)從21世紀(jì)初開始進(jìn)行一系列水權(quán)水市場(chǎng)制度改革探索，國(guó)務(wù)院于2005年頒布的《深化經(jīng)濟(jì)體制改革的意見》提出建立初始水權(quán)分配制度，開展水權(quán)交易工作。水利部同年頒布的《關(guān)于水權(quán)轉(zhuǎn)讓的若干意見》《關(guān)于印發(fā)水權(quán)制度建設(shè)框架的通知》進(jìn)一步規(guī)定了水權(quán)的交易原則、交易范圍、交易費(fèi)用與交易年限等。2014年3月，原中央財(cái)經(jīng)領(lǐng)導(dǎo)小組第五次會(huì)議上提出了“節(jié)水優(yōu)先、空間均衡、系統(tǒng)治理、兩手發(fā)力”新時(shí)期十六字治水方針，要求推動(dòng)水權(quán)制度，明確水權(quán)歸屬，培育水權(quán)交易市場(chǎng)。水利部隨后頒布《關(guān)于開展水權(quán)試點(diǎn)工作的通知》，選擇在寧夏、江西、湖北、內(nèi)蒙古、河南、甘肅和廣東7個(gè)省份啟動(dòng)水權(quán)試點(diǎn)，在水資源所有權(quán)為國(guó)家所有的基礎(chǔ)上，通過(guò)行政分配、先占優(yōu)先等方式明晰水資源使用權(quán)，通過(guò)總量管控制度倒逼節(jié)約用水，要求各行政區(qū)在不突破總量指標(biāo)的前提下進(jìn)行水權(quán)轉(zhuǎn)換，進(jìn)一步促成水權(quán)交易［8］。基于國(guó)家水權(quán)試點(diǎn)的經(jīng)驗(yàn)，山東、浙江、新疆等10個(gè)省份開始進(jìn)行水權(quán)改革探索，并啟動(dòng)省級(jí)水權(quán)試點(diǎn)，通過(guò)制定“因地制宜”的水權(quán)制度，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)優(yōu)化水資源配置、促進(jìn)水權(quán)交易市場(chǎng)建立等目標(biāo)［9］。中共中央、國(guó)務(wù)院于2018年頒布的《中共中央國(guó)務(wù)院關(guān)于實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的意見》更是要求實(shí)施國(guó)家農(nóng)業(yè)節(jié)水行動(dòng)與水資源消耗總量和強(qiáng)度雙控行動(dòng)等，健全水生生態(tài)保護(hù)修復(fù)制度。而水權(quán)改革試圖通過(guò)明確水權(quán)、建立水權(quán)交易市場(chǎng)等途徑促進(jìn)農(nóng)業(yè)節(jié)水、優(yōu)化水資源配置，一定程度上可達(dá)到鄉(xiāng)村振興對(duì)農(nóng)村用水效率，推行農(nóng)業(yè)節(jié)水生產(chǎn)方式的內(nèi)在要求。那么，水權(quán)改革是否能有效促進(jìn)農(nóng)業(yè)節(jié)水？是否能有效改善用水效率？對(duì)這一問(wèn)題的研究不僅有助于理解水權(quán)改革與鄉(xiāng)村振興的關(guān)系，還能對(duì)水權(quán)改革在全國(guó)層面的推行提供政策依據(jù)。

1 文獻(xiàn)綜述與理論機(jī)制

1.1 文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)有文獻(xiàn)大多關(guān)注初始水權(quán)分配以及水資源利用效率，有學(xué)者在考慮多方利益關(guān)系的基礎(chǔ)上，建立水權(quán)綜合分配指標(biāo)體系［10-11］，并采用數(shù)學(xué)模型進(jìn)行水權(quán)分配［12-14］。然而，協(xié)調(diào)多方利益，構(gòu)建一個(gè)透明的協(xié)商分配機(jī)制較為困難［15］，有學(xué)者進(jìn)一步將可拓理論引入水庫(kù)初始水權(quán)，利用物元可拓模型對(duì)水庫(kù)的行業(yè)和區(qū)域進(jìn)行水權(quán)分配?；诔跏妓畽?quán)分配，國(guó)外學(xué)者多采用DEA模型測(cè)算本國(guó)用水效率［16-18］，有學(xué)者將巴基斯坦農(nóng)民分為買家組、自用者兼賣家組和自用組三組，并采用DEA模型分別測(cè)算三組水市場(chǎng)交易者的用水效率，研究發(fā)現(xiàn)買家組和賣家組的用水效率高于自用組，且買家組用水效率最高，參與水市場(chǎng)可以提高農(nóng)民的用水效率［17］。國(guó)內(nèi)也有學(xué)者將DEA模型用于測(cè)算中國(guó)各地區(qū)總體用水效率［19-21］?？紤]到投入與產(chǎn)出的松弛性問(wèn)題，有學(xué)者進(jìn)一步采用SBM-DEA模型計(jì)算中國(guó)各省用水效率，研究發(fā)現(xiàn)發(fā)達(dá)地區(qū)省份的用水效率較高，人均用水量、農(nóng)業(yè)部門增加值等外部因素對(duì)水資源利用效率具有負(fù)面影響［19］。大多學(xué)者主要從投入產(chǎn)出角度研究水資源配置效率，較少學(xué)者從產(chǎn)權(quán)角度分析水權(quán)帶來(lái)的環(huán)境效益及經(jīng)濟(jì)效益。

事實(shí)上，基于產(chǎn)權(quán)激勵(lì)理論，水權(quán)改革通過(guò)明晰產(chǎn)權(quán)等方式增強(qiáng)水資源使用權(quán)與灌溉設(shè)施所有權(quán)的安全性，提高了水資源價(jià)值，進(jìn)而提升農(nóng)戶節(jié)水設(shè)施投資積極性［22-23］。不僅顯著提升了試點(diǎn)地區(qū)的用水效率，還促進(jìn)了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。有學(xué)者通過(guò)靜態(tài)分析的研究發(fā)現(xiàn)，與未試點(diǎn)時(shí)期（2013年）相比，2016年全寧夏地區(qū)農(nóng)田灌溉水有效利用系數(shù)增加了0.047，在用水總量減少7.2億m3的前提下，GDP年均增長(zhǎng)7.6%，有效促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展提質(zhì)增效和水生態(tài)環(huán)境修復(fù)改善［24］。由于靜態(tài)分析難以衡量水權(quán)改革的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，也有學(xué)者通過(guò)2007、2012和2017年三期追蹤微觀數(shù)據(jù)，構(gòu)建雙重差分模型（DID）發(fā)現(xiàn)，水資源使用權(quán)確權(quán)登記有利于農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉方式，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)水權(quán)改革的節(jié)水效應(yīng)［23］。但三期截面數(shù)據(jù)難以進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)，Zhang等［8］進(jìn)一步利用1998—2018年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，通過(guò)雙重差分法（DID）定量研究發(fā)現(xiàn)，水權(quán)改革主要通過(guò)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與水權(quán)轉(zhuǎn)向高用水產(chǎn)業(yè)兩條路徑降低農(nóng)業(yè)用水量。

現(xiàn)有研究有助于深入挖掘水權(quán)改革的經(jīng)濟(jì)效益與環(huán)境效益，為研究提供了極有價(jià)值的線索，然而仍有以下問(wèn)題值得進(jìn)一步思考。首先，水權(quán)作為持有者，尤其是農(nóng)村居民的一項(xiàng)財(cái)產(chǎn)權(quán)，通過(guò)水權(quán)交易改善水資源利用效率與配置效率、增加農(nóng)村收入等，是實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的一種重要方式和途徑。然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要關(guān)注水權(quán)效率測(cè)算、水權(quán)價(jià)格測(cè)算等相關(guān)問(wèn)題，部分研究重點(diǎn)考察水權(quán)改革結(jié)果，未揭露水權(quán)改革對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展的影響路徑。事實(shí)上，打開二者的“黑箱”是優(yōu)化水權(quán)改革，提高水資源利用效率，助力鄉(xiāng)村振興的關(guān)鍵。其次，由于水權(quán)改革難以測(cè)度，探究水權(quán)改革政策效果的研究雖采用計(jì)量模型，但模型中的內(nèi)生性問(wèn)題有待進(jìn)一步處理。盡管有學(xué)者采用雙重差分法，但三期截面數(shù)據(jù)難以進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)，且僅通過(guò)用水量降低衡量節(jié)水忽視了經(jīng)濟(jì)、人口等外部因素影響，模型估計(jì)結(jié)果的無(wú)偏性依舊值得商榷。最后，由于地區(qū)間資源稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場(chǎng)化程度等差異，水權(quán)改革在不同地區(qū)間實(shí)施效果存在差異。因此，有必要進(jìn)一步探究水權(quán)改革異質(zhì)性效果。

鑒于此，文章首先在構(gòu)建理論分析框架的基礎(chǔ)上，采用2003—2019年17期省級(jí)層面的長(zhǎng)期面板數(shù)據(jù)，以水權(quán)改革為外生沖擊，構(gòu)建雙重差分模型探究水權(quán)改革與農(nóng)業(yè)節(jié)水及用水效率的因果關(guān)系。其次，通過(guò)平行趨勢(shì)檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上采用排除其他政策影響、安慰劑檢驗(yàn)等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)，緩解模型中的內(nèi)生性問(wèn)題。最后，構(gòu)建三重差分模型揭示水權(quán)改革的異質(zhì)性效果。文章的研究有助于理解水權(quán)改革與鄉(xiāng)村振興的聯(lián)系，在理論層面可補(bǔ)充現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)水權(quán)制度改革影響農(nóng)業(yè)節(jié)水、水資源配置及鄉(xiāng)村居民生活水平的機(jī)制研究；在實(shí)踐層面不僅能為非水權(quán)試點(diǎn)省份提供水權(quán)實(shí)施的經(jīng)驗(yàn)與依據(jù)，更能為進(jìn)一步優(yōu)化水權(quán)改革政策，緩解水資源供需矛盾提供理論基礎(chǔ)，對(duì)促進(jìn)節(jié)水型社會(huì)建設(shè)、更有效實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略等具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1.2 理論機(jī)制與研究假說(shuō)

依據(jù)現(xiàn)代產(chǎn)權(quán)理論，明晰產(chǎn)權(quán)可以解決外部性問(wèn)題，即在產(chǎn)權(quán)明晰的前提下，經(jīng)濟(jì)活動(dòng)主體對(duì)他人造成的外部性影響可以通過(guò)市場(chǎng)交易得到緩解［25］。原因在于，明晰的產(chǎn)權(quán)可以緩解市場(chǎng)中信息不對(duì)稱等問(wèn)題，有效降低交易費(fèi)用，進(jìn)而提高經(jīng)濟(jì)效率。在用水權(quán)不明晰時(shí)，用水主體使用水資源往往無(wú)須考慮水資源的權(quán)屬問(wèn)題，不僅會(huì)導(dǎo)致水資源的過(guò)度消耗，更會(huì)產(chǎn)生因產(chǎn)權(quán)不清晰的水事糾紛。為改善過(guò)往水權(quán)用水定額的產(chǎn)權(quán)歸屬問(wèn)題及水權(quán)定額的可交易性問(wèn)題［26］，水權(quán)改革在通過(guò)水資源使用權(quán)確權(quán)登記等措施明晰水權(quán)使用權(quán)的基礎(chǔ)上，實(shí)施超額累進(jìn)加價(jià)征收等措施要求對(duì)超出水權(quán)額度部分高價(jià)收費(fèi)，并賦予了用水戶對(duì)水權(quán)額度內(nèi)節(jié)余水量的流轉(zhuǎn)權(quán)能［23］。這不僅可激勵(lì)用水主體產(chǎn)生節(jié)水意識(shí)，實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村節(jié)水，更能提升水權(quán)的交易價(jià)值，促進(jìn)水權(quán)交易市場(chǎng)的完善，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興。具體來(lái)說(shuō)，超額部分的高價(jià)收費(fèi)措施一定程度上強(qiáng)化了水資源的稀缺性，提升了水權(quán)交易價(jià)值與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的灌溉用水成本［27］。此時(shí)，農(nóng)戶作為理性決策者，都傾向于轉(zhuǎn)換原有粗放型灌溉方式，選擇投資灌溉效率更高的灌溉設(shè)施，以節(jié)約單位面積的灌溉用水，從而維持農(nóng)業(yè)收入［28］。盡管前期農(nóng)戶購(gòu)置節(jié)水灌溉設(shè)施需要投入大量資金，將增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)成本，造成農(nóng)戶采用節(jié)水設(shè)施的動(dòng)機(jī)降低。但事實(shí)上，水權(quán)確權(quán)強(qiáng)化水資源使用權(quán)的安全性，有助于提高農(nóng)戶關(guān)于水權(quán)與節(jié)水灌溉措施所有權(quán)的安全性心理預(yù)期，農(nóng)戶往往預(yù)期灌溉設(shè)施的長(zhǎng)期回報(bào)會(huì)彌補(bǔ)短期投資成本［29］。因此，水權(quán)改革將激勵(lì)農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉措施，有效改善鄉(xiāng)村水資源浪費(fèi)問(wèn)題，為實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略提供水安全保障［23，30］。有研究顯示，作為國(guó)家級(jí)水權(quán)試點(diǎn)的寧夏地區(qū)到2015年實(shí)現(xiàn)水權(quán)轉(zhuǎn)讓量4.94億m3，有效改善了灌區(qū)農(nóng)業(yè)灌溉設(shè)施，提高了農(nóng)業(yè)用水效率，減少了農(nóng)戶水費(fèi)支出［31］。此外，農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉措施大概率會(huì)降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中灌溉用水的使用，農(nóng)戶可通過(guò)出售剩余水權(quán)獲得財(cái)政性收入，一定程度上改善了農(nóng)村居民的生活水平，進(jìn)而從生活層面助力中國(guó)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的全面實(shí)施。

基于此，文章提出研究假說(shuō)H1。

H1：在其他條件不變的情況下，水權(quán)改革將有效促進(jìn)農(nóng)業(yè)節(jié)水情況。

水權(quán)改革試圖通過(guò)允許水權(quán)交易等方式充分發(fā)揮市場(chǎng)機(jī)制對(duì)水資源配置的調(diào)配作用［32］，促使農(nóng)村生態(tài)資源轉(zhuǎn)化為生態(tài)資本，生態(tài)優(yōu)勢(shì)進(jìn)而轉(zhuǎn)變?yōu)榻?jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)，進(jìn)而助力鄉(xiāng)村振興。具體來(lái)說(shuō)，考慮到用水存在經(jīng)濟(jì)成本，為避免從交易市場(chǎng)彌補(bǔ)對(duì)水資源的需求，經(jīng)濟(jì)活動(dòng)主體傾向于主動(dòng)提高水資源利用效率節(jié)約水資源消耗。若水權(quán)交易價(jià)格符合經(jīng)濟(jì)活動(dòng)主體的預(yù)期，擁有富余水權(quán)的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)主體會(huì)受到市場(chǎng)機(jī)制的引導(dǎo)，可能會(huì)在水權(quán)交易市場(chǎng)出售剩余水權(quán)。此時(shí)，賣方通過(guò)交易將富余水權(quán)轉(zhuǎn)變?yōu)閭€(gè)人利益，買方通過(guò)交易緩解了急需水資源的問(wèn)題。由此，水權(quán)交易通過(guò)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)提高了水權(quán)買賣雙方的福利水平，優(yōu)化了水資源的配置，最終提高了社會(huì)整體福利水平。但由于水資源市場(chǎng)的價(jià)格形成機(jī)制往往依托于各方信息整合，水權(quán)買賣雙方之間往往存在信息不對(duì)稱、委托代理等問(wèn)題，可能會(huì)產(chǎn)生同質(zhì)水權(quán)不同價(jià)格的問(wèn)題［33-34］，進(jìn)而嚴(yán)重影響水權(quán)交易公允價(jià)格的形成［35］，從而阻礙潛在的水權(quán)交易者的參與，降低市場(chǎng)活躍度［36］。為此，水權(quán)改革在通過(guò)明晰水權(quán)緩解水權(quán)交易主體不易識(shí)別等問(wèn)題的基礎(chǔ)上，搭建中國(guó)水權(quán)交易所、水權(quán)收儲(chǔ)中心等水權(quán)交易平臺(tái)，試圖透明化水權(quán)交易雙方信息，緩解水權(quán)交易中信息不對(duì)稱等問(wèn)題，有效減少了水權(quán)交易的交易費(fèi)用，有利于通過(guò)市場(chǎng)機(jī)制實(shí)現(xiàn)水資源在利益相關(guān)者之間更加公平有效的分配，進(jìn)而改善水資源配置效率［37］。譬如，2021年5月江西省永修縣云山水庫(kù)與江西云山集團(tuán)軍山水廠在江西省產(chǎn)權(quán)交易所進(jìn)行取水權(quán)交易，交易總額達(dá)44萬(wàn)元。此次交易不僅利用市場(chǎng)機(jī)制實(shí)現(xiàn)水資源優(yōu)化配置，還在國(guó)家實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下，為南方豐水地區(qū)通過(guò)水權(quán)水市場(chǎng)改革促進(jìn)水資源節(jié)約利用提供了新的思路。更關(guān)鍵的是，水權(quán)交易更可實(shí)現(xiàn)水資源的多元化價(jià)值。具體來(lái)說(shuō)，一方面，各行政區(qū)在不超過(guò)總量指標(biāo)的前提下，可將水權(quán)在不同行業(yè)間轉(zhuǎn)換。譬如，在中國(guó)黃河寧蒙河段，工業(yè)部門為獲取可交易水量，傾向于出資改善農(nóng)業(yè)用水渠漏水滲水等狀況，通過(guò)節(jié)約農(nóng)業(yè)用水促成農(nóng)工業(yè)間水權(quán)轉(zhuǎn)換，最終提高水資源利用效率。另一方面，跨流域水權(quán)交易不僅可優(yōu)化水資源配置，更可既解部分地區(qū)缺水問(wèn)題，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。譬如，中國(guó)平頂山市與新密市的首例跨流域交易，既解決了新密市的水資源短缺問(wèn)題，也通過(guò)水權(quán)交易提升了平頂山市節(jié)余水量?jī)r(jià)值，為平頂山市帶來(lái)經(jīng)濟(jì)增收。

基于此，文章提出研究假說(shuō)H2。

H2：在其他條件不變的情況下，水權(quán)改革將有效優(yōu)化水資源配置。

通過(guò)上述分析，文章構(gòu)建的理論機(jī)制見圖1。

圖1 鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略下水權(quán)改革的節(jié)水效應(yīng)及對(duì)用水效率的影響理論機(jī)制圖

2 模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說(shuō)明

2.1 模型設(shè)定

水利部于2014年頒布的《關(guān)于開展水權(quán)試點(diǎn)工作的通知》，要求在全國(guó)7個(gè)省份實(shí)施水權(quán)改革，為研究構(gòu)建雙重差分模型提供了有利條件。因此，文章將寧夏、江西、湖北、內(nèi)蒙古、河南、甘肅、廣東7個(gè)國(guó)家級(jí)水權(quán)試點(diǎn)作為處理組，其余省份作為參照組。此時(shí)，可通過(guò)試點(diǎn)省與非試點(diǎn)省，以及水權(quán)改革實(shí)施前后的雙重差異來(lái)評(píng)估水權(quán)改革對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響效應(yīng)，有效緩解了模型中可能存在的反向因果、制度測(cè)度偏誤、遺漏變量等內(nèi)生性問(wèn)題。模型構(gòu)建如下：

模型（1）中：i表示省份，t表示年份；Rit是用于衡量t年省份i鄉(xiāng)村振興的指標(biāo)。treati為組別虛擬變量，如果省份i為水權(quán)改革試點(diǎn)，該變量取值為1，否則取0；timet為政策時(shí)間變量，當(dāng)樣本觀測(cè)值位于2014年及之后時(shí)，該變量取值為1，否則取0。Conit為控制變量，參照已有文獻(xiàn)，選擇人口密度、城市化程度、水資源稟賦、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、有效灌溉面積、人均生產(chǎn)總值、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)林水利支出、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)［8，36］，ωj為第j（j=1，…，J）個(gè)控制變量的系數(shù)；γt代表時(shí)間固定效應(yīng)，用以控制時(shí)間趨勢(shì)的影響；μi代表省份固定效應(yīng)，控制所有省份層面不隨時(shí)間變化的因素；εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。在以上估計(jì)式中，著重關(guān)注系數(shù)β1，若其顯著為正，則說(shuō)明水權(quán)改革可激勵(lì)節(jié)水，進(jìn)而促進(jìn)鄉(xiāng)村振興。

2.2 變量選擇

2.2.1 被解釋變量

根據(jù)理論機(jī)制的分析，水權(quán)改革主要通過(guò)激勵(lì)農(nóng)村節(jié)水及優(yōu)化水資源利用效率實(shí)現(xiàn)促進(jìn)鄉(xiāng)村振興作用。由此，文章選擇水資源利用效率與水資源節(jié)水情況作為被解釋變量，其中，選取節(jié)水灌溉面積（SWL）衡量鄉(xiāng)村農(nóng)業(yè)節(jié)水情況，水資源配置效率則參考鮑超等［38］的做法，選取萬(wàn)元GDP用水量（GWI）測(cè)度，不僅一定程度上可以反映農(nóng)業(yè)部門與工業(yè)部門的水資源配置情況，還可有效避免僅通過(guò)用水量測(cè)度遺漏經(jīng)濟(jì)、人口等外部因素問(wèn)題。其中，萬(wàn)元GDP用水量（GWI）通過(guò)省份用水總量/地區(qū)生產(chǎn)總值計(jì)算得到，各省份用水總量、地區(qū)生產(chǎn)總值均來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。為剔除價(jià)格變動(dòng)因素的影響，地區(qū)生產(chǎn)總值已折算成2003年不變價(jià)，以保證數(shù)據(jù)的可比性。若觀察到節(jié)水灌溉面積（SWL）增加，萬(wàn)元GDP用水量（GWI）減少，則可以認(rèn)為水權(quán)改革有效優(yōu)化了水資源配置效率，促進(jìn)了鄉(xiāng)村農(nóng)業(yè)節(jié)水，一定程度上助力了鄉(xiāng)村振興。

2.2.2 控制變量

為緩解遺漏變量而造成的內(nèi)生性問(wèn)題，綜合相關(guān)理論與文獻(xiàn)，選取人力資本、物質(zhì)資本、市場(chǎng)因素三個(gè)層面控制變量。具體來(lái)說(shuō)，人力資本包括人口密度（POP）、城市化程度（CIT），其中：城市化程度（CIT）選用農(nóng)業(yè)人口占比衡量［38-39］，農(nóng)業(yè)人口占比、人口密度均來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。物質(zhì)資本包括地均水資源量（LW）、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力（POW）、有效灌溉面積（WLA）［36，40］，其中：有效灌溉面積（WLA）來(lái)源于《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》，地均水資源量（LW）通過(guò)水資源總量/省份面積得到，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。經(jīng)濟(jì)因素包括人均生產(chǎn)總值（GDP）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IDS）、農(nóng)林水利支出（WAC）、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）。其中：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IDS）選用第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重、人均生產(chǎn)總值、農(nóng)林水利支出、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)均來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。為消除價(jià)格變動(dòng)的影響，人均生產(chǎn)總值、農(nóng)林水利支出以2003年為基期折算成不變價(jià)。

為了減少異常值的影響及增加數(shù)據(jù)的平滑性，模型中節(jié)水灌溉面積、地均水資源量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、有效灌溉面積、人均生產(chǎn)總值、農(nóng)林水利支出等，選連續(xù)性變量均進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。

2.3 數(shù)據(jù)說(shuō)明

為綜合考察水權(quán)改革對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響機(jī)制，文章構(gòu)建全國(guó)30個(gè)省份（未包括西藏及港澳臺(tái)地區(qū)）17年的面板數(shù)據(jù)。具體來(lái)說(shuō)，首先，為獲取更多的參照組樣本，以提高估計(jì)結(jié)果的無(wú)偏性與有效性，將《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》所有調(diào)查年份都包含在內(nèi)，即將樣本時(shí)間跨度設(shè)定為2003—2019年，并剔除數(shù)據(jù)缺失較多的西藏自治區(qū)及港澳臺(tái)地區(qū)。研究所使用的全國(guó)30個(gè)省份17年的面板數(shù)據(jù)可有效識(shí)別水權(quán)改革的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)效應(yīng)。數(shù)據(jù)主要來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》與《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》，由國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的專業(yè)團(tuán)隊(duì)調(diào)查統(tǒng)計(jì)，一定程度上減少了系統(tǒng)性誤差，且數(shù)據(jù)的核心指標(biāo)保持不變，可比性強(qiáng)。相關(guān)變量及其描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

3 實(shí)證結(jié)果

3.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2列（1）、列（3）的結(jié)果顯示，在不控制其他變量時(shí)，水權(quán)改革對(duì)萬(wàn)元GDP用水量（GWI）在1%水平上具有負(fù)向影響，表示水權(quán)改革試點(diǎn)有效降低了生產(chǎn)環(huán)節(jié)的用水量水平，而對(duì)節(jié)水灌溉面積（SWL）在1%水平上具有正向影響。為緩解因遺漏變量產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題，表2列（2）、列（4）進(jìn)一步加入控制變量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，水權(quán)改革依舊在1%水平上對(duì)萬(wàn)元GDP用水量（GWI）具有負(fù)向影響，在1%水平上對(duì)節(jié)水灌溉面積（SWL）具有正向影響，影響系數(shù)分別為-107.312、0.111，該結(jié)果說(shuō)明無(wú)論是否添加控制變量，水權(quán)改革均有效改善了農(nóng)戶節(jié)水情況，提高水資源的配置效率。究其原因，水權(quán)改革在強(qiáng)化林地產(chǎn)權(quán)的安全性與排他性的基礎(chǔ)上，賦予水權(quán)交易權(quán)能，增加了水權(quán)的交易價(jià)值，有效激勵(lì)農(nóng)戶或用水體采用節(jié)水措施，以通過(guò)交易剩余水權(quán)獲取水權(quán)交易收益，進(jìn)一步優(yōu)化了水資源配置情況。譬如，寧夏試點(diǎn)地區(qū)在推行水權(quán)改革之后，枸杞種植由漫灌或畦灌轉(zhuǎn)換為滴灌，田間凈灌溉定額可減少180 m3/畝（1畝≈0.067公頃）；舟塔鄉(xiāng)滴灌節(jié)水改造后，農(nóng)田灌溉水有效利用系數(shù)提高了0.24，每萬(wàn)畝枸杞種植的節(jié)水潛力為716.00萬(wàn)m3，有效改善了農(nóng)業(yè)用水效率，促進(jìn)了農(nóng)業(yè)節(jié)水。基于此，試點(diǎn)區(qū)可交易的水量高達(dá)716.00萬(wàn)m3，完全可以滿足寧夏京能中寧電廠的需求。進(jìn)一步地，在水利廳、當(dāng)?shù)卣碗姀S三方的磋商下，寧夏試點(diǎn)地區(qū)完成了一起農(nóng)業(yè)與工業(yè)間的水權(quán)交易，不僅促進(jìn)農(nóng)業(yè)節(jié)水，提高農(nóng)業(yè)用水效率，還能有效改善水資源的配置效率，為水權(quán)改革助力鄉(xiāng)村振興提供政策思路?？梢?，基準(zhǔn)回歸結(jié)果在實(shí)踐層面也得到了很好的驗(yàn)證。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

3.2 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

雙重差分法（DID）成立的重要前提假設(shè)是滿足“平行趨勢(shì)假定”，即在水權(quán)改革政策實(shí)施前，處理組與參照組的各項(xiàng)家庭收入的變化趨勢(shì)一致，否則DID模型將無(wú)法剔除時(shí)間層面差異，基準(zhǔn)回歸結(jié)果會(huì)存在偏差。因此，文章采用事件分析法（event study）對(duì)（1）式進(jìn)行擴(kuò)展，構(gòu)建動(dòng)態(tài)雙重差分模型。需強(qiáng)調(diào)的是，此方法不僅可以觀察水權(quán)改革節(jié)水效應(yīng)的持續(xù)性，還可檢驗(yàn)平行趨勢(shì)假定，動(dòng)態(tài)DID模型設(shè)定如下：

模型（2）中：wri，t-k表示水權(quán)改革第k（k=1，…，K）期的前置項(xiàng)，用于檢驗(yàn)處理組與參照組在實(shí)施水權(quán)改革前是否有相同的趨勢(shì)，若系數(shù)Fk均不顯著則說(shuō)明，在水權(quán)改革之前處理組與參照組之間沒有顯著的系統(tǒng)性差異，則平行趨勢(shì)假定成立。wri，t+m表示水權(quán)改革第m（m=1，…，M）期的滯后項(xiàng)，用于識(shí)別水權(quán)改革的持續(xù)性影響。其他變量設(shè)定與模型（1）式一致。

回歸結(jié)果見圖2、圖3，在受到水權(quán)改革政策沖擊前，構(gòu)造的水權(quán)改革虛擬變量對(duì)萬(wàn)元GDP用水量（GWI）、節(jié)水灌溉面積（SWL）的影響基本不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。可見水權(quán)改革前萬(wàn)元GDP用水量（GWI）、節(jié)水灌溉面積（SWL）在參照組與處理組之間未呈現(xiàn)顯著差異，平行趨勢(shì)假定得以驗(yàn)證。進(jìn)一步觀察圖2、圖3，在水權(quán)改革之后，參照組與處理組間萬(wàn)元GDP用水量（GWI）、節(jié)水灌溉面積（SWL）呈現(xiàn)顯著差異，且對(duì)萬(wàn)元GDP用水量（GWI）的影響系數(shù)逐年遞減，對(duì)節(jié)水灌溉面積（SWL）的影響系數(shù)逐年遞增，該結(jié)果說(shuō)明，水權(quán)改革有效改善了水資源配置效率，促進(jìn)鄉(xiāng)村節(jié)水，且影響效果具有一定的持續(xù)性。

圖2 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)（GWI）

圖3 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)（SWL）

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.3.1 剔除省級(jí)水權(quán)試點(diǎn)影響

在設(shè)立國(guó)家級(jí)水權(quán)試點(diǎn)后，山東、浙江等省份也啟動(dòng)了省級(jí)水權(quán)試點(diǎn)，具體包括：山東、浙江、新疆、福建、遼寧、河北、湖南、陜西、山西、吉林。各試點(diǎn)省都根據(jù)本省資源稟賦情況、經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況等制定了符合本省發(fā)展的水權(quán)改革政策。若將省級(jí)試點(diǎn)省放入對(duì)照組中，可能會(huì)低估水權(quán)試點(diǎn)的政策效果。因此，為排除省級(jí)試點(diǎn)的影響，進(jìn)行如下處理，首先，將省級(jí)水權(quán)試點(diǎn)放入處理組進(jìn)行回歸，其次，在參照組中剔除省級(jí)水權(quán)試點(diǎn)進(jìn)行回歸。

省級(jí)水權(quán)試點(diǎn)作為處理組的回歸結(jié)果見表3列（1）、列（2），結(jié)果顯示，代表水權(quán)改革的交互項(xiàng)對(duì)萬(wàn)元GDP用水量（GWI）在1%水平上具有負(fù)向影響，而對(duì)節(jié)水灌溉面積（SWL）在1%水平上具有正向影響，影響系數(shù)分別為-102.750、0.202。而在參照組中剔除省級(jí)水權(quán)試點(diǎn)的回歸結(jié)果見表3列（3）、列（4），交互項(xiàng)仍在1%水平上負(fù)向影響萬(wàn)元GDP用水量（GWI），正向影響節(jié)水灌溉面積（SWL），影響系數(shù)分別為-118.625、0.180，相較于基準(zhǔn)回歸結(jié)果系數(shù)（-107.312、0.111），影響效果增強(qiáng)。該結(jié)果說(shuō)明，剔除省級(jí)試點(diǎn)后，全國(guó)水權(quán)試點(diǎn)的政策效果更好，說(shuō)明全國(guó)水權(quán)試點(diǎn)比省級(jí)水權(quán)試點(diǎn)的政策效果更顯著。原因可能是，由于國(guó)家水權(quán)試點(diǎn)由中央直接領(lǐng)導(dǎo)，地方政府更有激勵(lì)推行水權(quán)試點(diǎn)，而省級(jí)試點(diǎn)主要由省政府自發(fā)推行，實(shí)施激勵(lì)相較于國(guó)家級(jí)水權(quán)試點(diǎn)較弱，國(guó)家水權(quán)試點(diǎn)省份的水權(quán)改革廣度和深度均遠(yuǎn)高于省級(jí)試點(diǎn)省份。因而，在水權(quán)交易改革對(duì)用水環(huán)境的影響上，國(guó)家試點(diǎn)省份遠(yuǎn)高于省級(jí)試點(diǎn)省份。因此，將省級(jí)試點(diǎn)省份放入處理組時(shí)，水權(quán)試點(diǎn)的政策效果并未顯著提高，而將其從參照組中剔除以排除省級(jí)水權(quán)試點(diǎn)的影響，水權(quán)改革的政策效果顯著提高?？梢姡瑢⑹〖?jí)水權(quán)試點(diǎn)放入?yún)⒄战M會(huì)低估水權(quán)改革的政策效果，但無(wú)論將省級(jí)水權(quán)試點(diǎn)放入處理組，還是將省級(jí)水權(quán)試點(diǎn)剔除，水權(quán)改革的節(jié)水效應(yīng)依舊顯著。

表3 剔除省級(jí)水權(quán)試點(diǎn)影響結(jié)果

3.3.2 加入基準(zhǔn)變量緩解選擇影響

盡管前文剔除了省級(jí)水權(quán)試點(diǎn)的影響效果，但處理組與參照組間的固有差異仍需注意。為此，本部分在基準(zhǔn)回歸中加入基準(zhǔn)變量與時(shí)間線性趨勢(shì)的交叉項(xiàng)，從線性角度控制了省份間固有的特征差異隨著時(shí)間趨勢(shì)產(chǎn)生的影響，一定程度上再度緩解了由于處理組與對(duì)照組因選擇不隨機(jī)造成的估計(jì)偏差。其中，基準(zhǔn)變量包括省份水資源情況、人口情況、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等特征，選擇各省份的水資源總量、總?cè)丝跀?shù)、地區(qū)生產(chǎn)總值作為這些先決因素的代理變量，回歸結(jié)果見表4列（1）、列（2）。在加入基準(zhǔn)變量與時(shí)間趨勢(shì)交互項(xiàng)后，交互項(xiàng)treat×time對(duì)在1%水平上負(fù)向影響萬(wàn)元GDP用水量（GWI），正向影響節(jié)水灌溉面積（SWL），與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，但較之基準(zhǔn)回歸結(jié)果，影響效果減小。該結(jié)果表明先決因素會(huì)影響水權(quán)改革的政策效果，但在控制不同地區(qū)所發(fā)生的非線性趨勢(shì)變化對(duì)農(nóng)村水資源配置效率和節(jié)水情況的影響下，水權(quán)改革的節(jié)水效應(yīng)依舊存在，證實(shí)估計(jì)結(jié)果具有穩(wěn)健性。上述方法初步控制了選擇不隨機(jī)造成的估計(jì)偏差，然而卻無(wú)法進(jìn)一步厘清水權(quán)改革在不同資源稟賦省份間的差異性效果。對(duì)此，文章將在異質(zhì)性檢驗(yàn)部分進(jìn)一步討論水權(quán)改革節(jié)水效應(yīng)及對(duì)用水效率影響的異質(zhì)性效果。

3.3.3 更換被解釋變量

考慮到農(nóng)業(yè)用水量與節(jié)水量直接體現(xiàn)農(nóng)業(yè)用水情況，可以反映農(nóng)業(yè)節(jié)水情況，一定程度上能體現(xiàn)農(nóng)業(yè)用水效率［8］，因此，進(jìn)一步采用農(nóng)業(yè)用水量（FWU）、節(jié)水量（SAW）重新測(cè)度水資源配置效率及農(nóng)業(yè)節(jié)水情況?；貧w結(jié)果見表4列（3）、列（4），表征水權(quán)改革的交互項(xiàng)treat×time分別在10%水平上對(duì)農(nóng)業(yè)用水量（FWU）具有負(fù)向影響、1%水平上對(duì)節(jié)水量（SAW）具有正向影響，影響系數(shù)分別為-7.219、1.189。該結(jié)果說(shuō)明，相較于對(duì)照組，水權(quán)改革有效減少了處理組7.219億m3的農(nóng)業(yè)用水量，并提高了處理組1.189億m3的節(jié)水量，水權(quán)改革的節(jié)水效應(yīng)十分顯著。因此，更換水資源配置效率及農(nóng)業(yè)節(jié)水情況的測(cè)度方式并不會(huì)對(duì)研究的實(shí)證結(jié)果造成實(shí)質(zhì)性的影響，基準(zhǔn)回歸結(jié)果依然具有穩(wěn)健性。

3.3.4 排除其他政策干擾

考慮到國(guó)家為貫徹落實(shí)“節(jié)水優(yōu)先、空間均衡、系統(tǒng)治理、兩手發(fā)力”十六字治水方針，在水權(quán)改革實(shí)施的同時(shí)，也頒布了其他促進(jìn)節(jié)水的治水政策以助力鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的全面推進(jìn)，故基準(zhǔn)回歸模型中設(shè)置的水權(quán)改革虛擬變量可能包含其他治水政策、節(jié)水政策的沖擊，進(jìn)而高估水權(quán)改革的政策效果，因此，我們將進(jìn)一步排除其他政策干擾。

中國(guó)于2016年在河北省開始試行水資源費(fèi)改稅改革試點(diǎn)，力求促進(jìn)水資源的合理開發(fā)與利用，水資源費(fèi)改稅的實(shí)施，有效改善了河北省不合理用水需求，節(jié)水效果明顯。為此，2017年中國(guó)進(jìn)一步增加了北京、天津、山東、陜西、山西、內(nèi)蒙古、河南、四川、寧夏作為新一批水資源稅改試點(diǎn)地區(qū)，進(jìn)一步探索水資源稅改革工作全國(guó)推廣的可行性。因此，為排除水資源費(fèi)改稅政策對(duì)水資源節(jié)水情況及配置效率的影響，參考趙艾鳳等［41］設(shè)置水資源費(fèi)改稅改革虛擬變量的做法，以2017年為時(shí)間節(jié)點(diǎn)，以推行水資源費(fèi)改稅試點(diǎn)的21個(gè)省份為控制組，以水資源費(fèi)改稅試點(diǎn)擴(kuò)圍的9個(gè)省份作為處理組，設(shè)置水資源費(fèi)改稅虛擬變量，并加入回歸模型（1）進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果見表4列（5）和列（6），結(jié)果顯示，控制水資源費(fèi)改稅政策時(shí)，水權(quán)改革依舊在1%水平上負(fù)向影響萬(wàn)元GDP用水量（GWI），正向影響節(jié)水灌溉面積（SWL），影響系數(shù)分別為-104.431、0.120，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果的系數(shù)相差較小，說(shuō)明進(jìn)一步排除水資源費(fèi)改稅政策效果后，基準(zhǔn)回歸結(jié)果依舊具有穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

3.3.5 安慰劑檢驗(yàn)

前文雖控制了省份間可觀測(cè)的系統(tǒng)性差異，如資源稟賦程度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等，并排除了其他政策干擾，但值得思考的是，此效應(yīng)是否受到其他不可觀測(cè)因素的干擾？對(duì)此，文章進(jìn)一步構(gòu)建一系列反事實(shí)框架對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)（Placebo Test）。若在構(gòu)建假想的政策處理下同樣觀察到水資源配置效率提高和節(jié)水情況改善，則說(shuō)明節(jié)水效應(yīng)的產(chǎn)生可能源于其他不可觀測(cè)因素，而非水權(quán)改革政策的推行。

首先，利用Bootstrap技術(shù)隨機(jī)將各省份隨機(jī)分配為處理組和參照組，按模型（1）重復(fù)回歸500次?；貧w結(jié)果證實(shí)，虛構(gòu)的交互性對(duì)萬(wàn)元GDP用水量（GWI）、節(jié)水灌溉面積（SWL）的影響系數(shù)的t值呈近似正態(tài)分布，即t值多集中在0附近，極少分布在±3、±4周圍，說(shuō)明在隨機(jī)500次實(shí)驗(yàn)中，構(gòu)造的虛假水權(quán)改革對(duì)萬(wàn)元GDP用水量（GWI）、節(jié)水灌溉面積（SWL）的回歸系數(shù)顯著為正和顯著為負(fù)的占比均較小，是小概率事件，結(jié)果見圖4和圖5。其次，提前政策實(shí)施年份，將各省實(shí)施水權(quán)改革的時(shí)間分別提前三年、五年和七年，構(gòu)建虛假的時(shí)間虛擬變量pre3、pre5和pre7，根據(jù)基準(zhǔn)模型（1）進(jìn)行回歸估計(jì)。水權(quán)改革政策提前3年、5年和7年的估計(jì)結(jié)果如表5列（1）—列（6）所示，pre3、pre5和pre7對(duì)萬(wàn)元GDP用水量（GWI）、節(jié)水灌溉面積（SWL）的影響均不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。這意味著除真正推行水權(quán)改革的年份，無(wú)論將水權(quán)時(shí)間提前3年、5年，還是7年，虛假的水權(quán)政策均不存在節(jié)水效應(yīng)，亦不會(huì)提高水資源配置效率。

表5 安慰劑檢驗(yàn)

圖4 安慰劑檢驗(yàn)（GWI）

圖5 安慰劑檢驗(yàn)（SWL）

上述結(jié)果均可說(shuō)明節(jié)水效應(yīng)并非來(lái)自于其他不可觀測(cè)因素，安慰劑檢驗(yàn)通過(guò)。

4 異質(zhì)性分析

上述結(jié)果僅證實(shí)了水權(quán)改革對(duì)鄉(xiāng)村水資源利用情況的平均影響，然而水資源稟賦、農(nóng)業(yè)依賴度、市場(chǎng)化程度等因素會(huì)差異化水權(quán)改革的節(jié)水效應(yīng)。因此，文章通過(guò)構(gòu)建三重差分模型（DDD）揭示水權(quán)改革節(jié)水效應(yīng)的異質(zhì)性效果。

4.1 水資源稟賦差異

水資源是中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的關(guān)鍵要素，地區(qū)水資源稟賦一定程度上會(huì)差異化地區(qū)經(jīng)濟(jì)與農(nóng)業(yè)發(fā)展水平。具體來(lái)說(shuō)，由于地區(qū)水資源的稀缺性，水權(quán)改革往往較難促進(jìn)水資源稟賦較差地區(qū)的農(nóng)業(yè)節(jié)水，而高水資源稟賦地區(qū)由于其豐富的水資源量，將更易通過(guò)調(diào)整地區(qū)用水結(jié)構(gòu)、減少農(nóng)業(yè)灌溉用水量等方式實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)節(jié)水［8］。因此，較之于高水資源稟賦地區(qū)，水權(quán)改革在低水資源稟賦地區(qū)的節(jié)水效應(yīng)及對(duì)用水效率的影響可能較弱?？紤]到人均水資源量不僅是衡量水資源稟賦的常用指標(biāo)，還能體現(xiàn)不同地區(qū)基于人口輸入的水資源適應(yīng)程度，因此，選取人均水資源量衡量地區(qū)水資源稟賦情況，通過(guò)人均水資源量（PW）與treat×time相乘，得到相乘項(xiàng)DPW，并加入模型（1）進(jìn)行回歸。表6列（1）、列（2）回歸結(jié)果表示，相乘項(xiàng)DPW在1%水平上負(fù)向影響萬(wàn)元GDP用水量（GWI），在1%水平上正向影響節(jié)水灌溉面積（SWL），影響系數(shù)分別為-12.532、0.018。該結(jié)果說(shuō)明，較之人均水資源量較低的地區(qū)，水權(quán)改革的節(jié)水效應(yīng)及對(duì)用水效率的影響在人均水資源量豐富地區(qū)實(shí)現(xiàn)效果更好。

4.2 農(nóng)業(yè)依賴程度差異

農(nóng)業(yè)依賴程度體現(xiàn)了地區(qū)生產(chǎn)偏好，往往農(nóng)業(yè)生產(chǎn)依賴程度較低地區(qū)的農(nóng)戶傾向投入邊際收益更高的非農(nóng)部門，非農(nóng)就業(yè)帶來(lái)的勞動(dòng)力要素再配置將造成農(nóng)戶家庭面臨較為嚴(yán)格的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力約束［42］，因此，水權(quán)改革較難激勵(lì)促進(jìn)非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)型地區(qū)進(jìn)行農(nóng)業(yè)節(jié)水。而農(nóng)業(yè)依賴度高地區(qū)往往農(nóng)業(yè)發(fā)展較好，更易實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)種植的規(guī)模效應(yīng)，不僅可通過(guò)調(diào)整種植結(jié)構(gòu)、設(shè)置農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉設(shè)備等途徑促進(jìn)農(nóng)業(yè)節(jié)水，農(nóng)業(yè)的規(guī)模效應(yīng)還可加快農(nóng)業(yè)節(jié)水進(jìn)程。因此，水權(quán)改革的節(jié)水效應(yīng)及對(duì)用水效率的影響可能在農(nóng)業(yè)依賴程度高地區(qū)的效果更好?？紤]到農(nóng)業(yè)用水量一定程度上不僅可以體現(xiàn)地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展程度，還可反映地區(qū)農(nóng)業(yè)種植產(chǎn)品的需水量。因此，選用農(nóng)業(yè)用水量衡量地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)依賴程度，并在模型（1）中設(shè)置農(nóng)業(yè)用水量（FW）與交互項(xiàng)treat×time的相乘項(xiàng)DFW。表6列（3）、列（4）結(jié)果表示，相乘項(xiàng)DFW在1%水平上負(fù)向影響萬(wàn)元GDP用水量（GWI），在1%水平上正向影響節(jié)水灌溉面積（SWL），影響系數(shù)分別為-19.081、0.024。該結(jié)果說(shuō)明，水權(quán)改革的節(jié)水效應(yīng)在農(nóng)業(yè)用水量高的地區(qū)更加明顯。

4.3 市場(chǎng)化程度差異

市場(chǎng)化改革是中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中的關(guān)鍵驅(qū)動(dòng)因素之一，鑒于地區(qū)間發(fā)展不均衡等原因，各地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程存在較大差異，而地區(qū)間市場(chǎng)化程度的高低是水權(quán)交易市場(chǎng)完善的重要影響因素之一。通常情況下，地區(qū)市場(chǎng)化程度愈高，水權(quán)交易市場(chǎng)愈完善，水權(quán)改革更易通過(guò)市場(chǎng)機(jī)制優(yōu)化水資源配置、促進(jìn)水資源的可持續(xù)利用［43］。此外，市場(chǎng)化程度一定程度上可以反映地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，相較于經(jīng)濟(jì)發(fā)展較弱地區(qū)，發(fā)達(dá)地區(qū)的政府更易通過(guò)推行適應(yīng)性政策激勵(lì)該地區(qū)農(nóng)戶、企業(yè)等采用節(jié)水灌溉設(shè)施等，且地區(qū)層面適應(yīng)性政策的實(shí)行一定程度上能緩解改善灌溉設(shè)施產(chǎn)生的生產(chǎn)成本，進(jìn)而從環(huán)境、經(jīng)濟(jì)等多個(gè)層面助力鄉(xiāng)村振興。對(duì)此，選用市場(chǎng)化指數(shù)衡量地區(qū)市場(chǎng)化程度，原因在于，市場(chǎng)化指數(shù)是一個(gè)以指數(shù)形式衡量市場(chǎng)化進(jìn)程的指數(shù)體系，且對(duì)不同來(lái)源、不同口徑的原始數(shù)據(jù)按照統(tǒng)一的方式進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理以便于進(jìn)行橫向和縱向比較，很好地反映地區(qū)市場(chǎng)化程度的差異?；诖耍谀Ｐ停?）中設(shè)置市場(chǎng)化指數(shù)（MK）與交互項(xiàng)treat×time的相乘項(xiàng)DMK。表6列（5）、列（6）結(jié)果表示，相乘項(xiàng)DMK均在1%水平上負(fù)向影響萬(wàn)元GDP用水量（GWI）、正向影響節(jié)水灌溉面積（SWL），影響系數(shù)分別為-12.309、0.023。該結(jié)果說(shuō)明，水權(quán)改革的節(jié)水效應(yīng)在市場(chǎng)化交易水平高的地區(qū)更明顯。

表6 異質(zhì)性分析

5 結(jié)論與政策建議

文章在理論分析水權(quán)改革對(duì)農(nóng)業(yè)節(jié)水及用水效率影響的基礎(chǔ)上，以水權(quán)改革為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用中國(guó)2003——2019年30個(gè)省份樣本數(shù)據(jù)，構(gòu)建雙重差分模型（DID）定量分析了水權(quán)改革與農(nóng)業(yè)節(jié)水及水資源用水效率間的因果關(guān)系。主要得出以下結(jié)論：①雙重差分法（DID）回歸結(jié)果顯示，水權(quán)改革對(duì)農(nóng)業(yè)灌溉節(jié)水面積具有顯著的正向影響，對(duì)萬(wàn)元GDP用水量具有顯著的負(fù)向影響，且國(guó)家級(jí)水權(quán)試點(diǎn)的政策效果要高于省級(jí)試點(diǎn)。②雙重差分回歸結(jié)果在進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)、排除其他政策干擾、安慰劑檢驗(yàn)等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，依舊具有穩(wěn)健性。③水權(quán)改革節(jié)水效應(yīng)及對(duì)用水效率影響的異質(zhì)性結(jié)果證實(shí)，地區(qū)水資源稟賦、農(nóng)業(yè)依賴度、市場(chǎng)化程度等會(huì)差異化水權(quán)改革的政策實(shí)施效果，在水資源稟賦高、農(nóng)業(yè)依賴度高以及市場(chǎng)化程度高的地區(qū)，水權(quán)改革的節(jié)水效應(yīng)更大，且提高水資源用水效率的效果更好。

基于文章的結(jié)論，得出以下啟示：①水權(quán)改革通過(guò)明晰產(chǎn)權(quán)、完善水權(quán)交易制度等措施有效促進(jìn)農(nóng)業(yè)節(jié)水。因此，在全國(guó)層面推廣水權(quán)改革的過(guò)程中，不僅應(yīng)在健全區(qū)域內(nèi)用水總量管控指標(biāo)的基礎(chǔ)上，明晰用水總量指標(biāo)等信息，還需整合已有水權(quán)交易平臺(tái)，統(tǒng)籌建立全國(guó)水權(quán)交易平臺(tái)體系。由此緩解水權(quán)交易中信息不對(duì)稱、委托代理等問(wèn)題，有效降低水權(quán)交易成本，進(jìn)而提高農(nóng)戶、企業(yè)等用水戶通過(guò)節(jié)水行為進(jìn)行水權(quán)交易的概率，有效助力鄉(xiāng)村生態(tài)振興。②水資源通過(guò)市場(chǎng)化交易是水權(quán)改革助力鄉(xiāng)村振興的重要途徑之一。因此，在深化水權(quán)改革的進(jìn)程中，不僅應(yīng)積極引導(dǎo)地區(qū)間、行業(yè)間、用水戶間開展多種形式的用水權(quán)交易，以優(yōu)化水資源在行業(yè)間的配置效率，還應(yīng)加快搭建水權(quán)收儲(chǔ)平臺(tái)、水生態(tài)銀行等運(yùn)營(yíng)平臺(tái)，并增加水期權(quán)、水期貨等多種水衍生產(chǎn)品，通過(guò)創(chuàng)新水權(quán)交易模式增加水權(quán)交易量，充分發(fā)揮水資源要素的市場(chǎng)化配置，進(jìn)而緩解水資源供需矛盾，助力鄉(xiāng)村生態(tài)振興。③研究發(fā)現(xiàn)水權(quán)改革促進(jìn)了農(nóng)業(yè)節(jié)水，改善了地區(qū)水資源用水效率，提高了水資源使用價(jià)值與交易價(jià)值，增加了社會(huì)化資本參與生態(tài)修復(fù)的概率，有利于鄉(xiāng)村綠色種植和養(yǎng)殖、涉水康養(yǎng)等生態(tài)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，進(jìn)而助力鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興。此時(shí)，水資源的保護(hù)效益和資源優(yōu)勢(shì)將有效轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)效益，地方政府將更有激勵(lì)深化水權(quán)改革，充分發(fā)揮政策的實(shí)施效果。④水權(quán)改革的政策效果因地區(qū)間水資源稟賦、農(nóng)業(yè)依賴度、市場(chǎng)化程度等地區(qū)間差異存在明顯異質(zhì)性。因此，國(guó)家在完善水權(quán)改革相關(guān)政策時(shí)，應(yīng)充分考慮到省份間資源稟賦、產(chǎn)業(yè)傾向和市場(chǎng)化程度等差異，探索制定差異化初始水權(quán)分配、水權(quán)交易市場(chǎng)管理辦法等，力求實(shí)現(xiàn)水權(quán)改革的最佳政策效果。