中国工业水价结构性改革研究：水资源费的视角

谢慧明 强朦朦 沈满洪,

(1.宁波大学 商学院， 浙江 宁波 315211；2.浙江大学 经济学院， 浙江 杭州 310027)

一、 引 言

水资源对生命的孕育、社会的变迁、经济的发展乃至国家间的战争都有着不可忽视的影响[1]。我国水资源十分稀缺，为解决水资源短缺问题，我国政府通过兴建水利工程和区域调水等方式来增加水资源供给。根据《2015年全国水利发展统计公报》，我国已建成各类水库9.8万座，规模以上(流量为5立方米每秒以上)水闸10.4万座，并通过南水北调等大型水资源配置工程来解决水资源短缺问题。水资源的供给侧管理在一定程度上缓解了地区水资源短缺，但问题并没有彻底解决，以水权交易和水价改革为核心的需求侧管理也需加强。鉴于水权交易还面临着技术、制度、管理等方面的局限[2-3]，而水价较易调控，因而水价成为节水的重要政策工具。

《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十个五年计划的建议》指出，新时期(2000年以后)水价改革的目标在于建立既能充分体现我国水资源紧缺状况又能以节水和合理配置水资源、提高用水效率、促进水资源可持续利用为核心的水价机制。建立健全水价机制并不仅是提高水价，还包括水价分类、水价征收、水价构成等方面的改革。然而，水价改革普遍存在“以调代改”或“只调不改”的现象[4]；水价结构的突出问题包括水价分类中用水结构不够细化缺少对高污染、高耗水行业的规定，水价征收中水量结构不科学、基础水量太高、各阶梯的水量区间较小等[5-7]。此外，水价构成中内部结构不科学、水资源费及其占水价比重偏低问题也非常突出，尤其是工业领域。

水价结构性调整对用水需求影响的研究主要围绕以下三方面展开：一是用水结构调整，二是水量结构调整，三是水价内部结构调整。首先，基于用水结构对水价进行分类可以统筹考虑不同用水户的承受能力，且能对不同用水户产生节水激励作用，细化用水结构更有助于节水[7-8]。其次，合理的水量结构及水价阶梯既能提高低收入阶层的节水意识，也能更好地减少高收入阶层的用水量，三阶水量结构下的阶梯水价比单一水量计价更节水[9-10]，不合理的水量结构会降低农业产值，而且在损失效率的同时也无法体现公平[11-12]。最后，水价内部结构不合理现象也较突出，调整水价内部结构能更好地释放节水红利[13-14]。水资源费及其占水价比重对用水需求的影响研究集中体现为水价政策对用水需求的影响，此类研究主要遵循两种思路：一种是以数学规划的方法通过模拟水价提高后用水需求的变化来考察两者之间的关系；另一种是通过计量模型测度用水需求的价格弹性，若用水需求的价格无弹性或弹性较小，则提高水价无益于降低用水需求。

第一种思路中比较常见的模型为可计算一般均衡模型(CGE)和系统动力学(SD)。有评估结果表明，水价改革对北京市总体价格水平几乎无影响，对生产的影响具有异质性，对用水量的影响与用水需求的价格弹性密切相关[15]。另有研究表明，适当提高水价对北京市物价水平、经济增长、产业结构及居民生活水平的影响并不显著，但可以有效地增加水务企业的收入并显著降低用水量[16]。国外文献中运用CGE模型进行模拟的结果同样表明，提高水费或水价有助于降低居民用水需求和提高用水效率[17]，然而提升农业水价可能会降低农民收入[18-19]。基于SD方法的水资源费生态经济效应也十分显著，表现在农业节水和污水减排等方面[20]。

第二种思路是研究用水需求与水价关系时比较常用的办法。在居民生活用水方面，有研究表明，居民生活水价对降低用水需求有显著影响，价格弹性约为-0.49[21]。也有学者采用联立方程模型在处理用水价格与用水需求的内生性问题后估计了居民生活用水的价格弹性，约为-2.43[22]。还有研究表明，不同收入阶层用水户的价格弹性存在显著差异，相较于高收入阶层，低收入阶层对水价更为敏感[23-24]。国外相关研究也表明用水需求对水价十分敏感[25-26]。相较于生活用水与农业用水，关于工业用水需求弹性的研究较少。以北京市为例，1990—2000年万元工业产值用水量的价格弹性介于-0.593和-0.395之间[27]，适当提高工业水价可以有效降低工业用水需求[28]。早期国外相关研究也表明工业水价对工业用水需求的影响十分显著[29-31]，而且工业用水需求的价格弹性往往比居民生活用水的价格弹性更大[32]。

综上所述，已有研究一方面甚少从水资源费及其占水价比重的视角来剖析水价内部结构对用水需求的具体影响；另一方面也鲜有揭示水资源费对用水需求的影响机制并实证检验该机制的显著性水平。本文试图运用更为科学的计量方法分析水价内部的结构调整，即提高水资源费及其占水价比重对工业用水需求的影响。本文的创新主要有二：一是基于水资源费内涵，在内生性分析框架下构建了水资源费方程；二是基于网络公开的政策信息量化了水资源费制度强度，并实证考察了水资源费相关变量对工业用水需求的具体影响。

二、 基本事实与研究假说

(一) 基本事实

工业用水主要包括两大部分：一是工业生产用水，包括生产过程中制造、加工、冷却、洗涤以及空调、锅炉等用水;二是厂内员工的生活用水。工业用水需求量大且对水质要求较低是其来源广泛的主要原因，其来源包括地表水、地下水、自来水、海水、城市污水回流水、其他水等。其中，地表水、地下水与自来水三者比重较大。根据2008年第二次经济普查年鉴的数据，全国规模以上工业企业地表水的用水比重占到70.18%，地下水占12.44%，而自来水比重仅为15.63%。根据《中国经济普查年鉴2008》，除天津和广东等少数省区市外，其余省区市均以地表水与地下水为主，且地表水所占比重最大，有18个省区市的地表水比重超过了50%。这些地表水和地下水既包括工业企业从水库或其他水利工程的自取水，也包括利用自供水系统自取的水，统称为自备用水。由此可见，仅仅调控自来水价格是无法减少自备用水的。相反，自来水价格的提高可能会导致工业企业增加自备用水，进而增加区域用水总量[33]。

水价包括水资源费、工程水价与污水处理费三部分*水价在无特殊情况下均指终端水价。用水户使用公共供水时实际缴纳的即为终端水价，包括水资源费、工程水价与污水处理费。现实中，为方便计收，水资源费与污水处理费由供水企业代收。因此，水价的三个部分是作为一个整体作用于自来水的。。这三部分对用水需求的影响既紧密联系又相互独立。若水价改革的目标在于减少自来水使用，那么在现行体制下无论提高哪部分价格，最终节水效果都是相同的。如果水价改革的目标在于减少自备用水使用，则政府只能选择提高水资源费。提高工程水价基本无用，因为它已经被用水企业内化*当企业使用自备用水时，政府会根据计量设施测量的水量收取水资源费，这时无工程水价。。在这三部分水价中，只有水资源费既可以通过影响终端水价间接作用于自来水，又可以直接作用于自备用水。工业用水结构和水价结构的关系如图1所示，其中虚线旨在刻画水价结构指标的构造思路。政府减少工业用水总量的关键在于调节水资源费。如果不是以提高水资源费而是以提高工程水价的方式来提高水价，那么水价实际作用到工业用水需求的就只能是自来水部分。因此，水资源费对工业节水极为重要，一味地提高水价并不一定能促进工业节水。

图1 工业用水结构和水价结构的关系

(二) 研究假说

根据基本事实的描述，自备用水在工业用水中占据十分重要的位置，而且通过自备用水渠道实现工业节水的价格手段只能调整水资源费及其结构。水资源费是终端水价(即自来水价格)的重要组成部分，是自备用水水价的全部，因为工业企业使用自备用水时其工程水价等已内化为经营成本。因此，为了实现工业节水的目标，工业水价结构调整的思路主要有二：一是改变水资源费的标准，包括地表水水资源费和地下水水资源费；二是调整水资源费占终端水价的比重，包括地表水水资源费占终端水价比重和地下水水资源费占终端水价比重。

水资源费对工业用水需求的影响有三个途径。首先，水资源费通过影响终端水价进而影响工业企业的自来水需求；其次，地表水水资源费通过影响地表水需求进而影响工业企业的自备用水需求；再次，地下水水资源费通过影响地下水需求进而影响工业企业的自备用水需求。根据价格与需求之间的反向变动关系，水资源费与工业用水需求量之间一般存在负相关关系。然而，这一负相关关系或存在结构差异。假定地表水需求=F(地表水水资源费，地下水水资源费，终端水价)，地下水需求=G(地表水水资源费，地下水水资源费，终端水价)。当然，工业用水需求及其结构还受到经济发展水平、产业结构、水资源禀赋等因素的影响，它们将在实证研究中被逐一检验。F和G为连续可微需求函数。根据需求法则，地表水水资源费负向作用于地表水需求，地下水水资源费负向作用于地下水需求，那么有:

现实中，工业企业能够相对灵活地选择使用地表水或地下水，因此两者之间的替代关系显而易见。此时，提高地表水水资源费可能增加地下水的需求，而提高地下水水资源费反而增加地表水的需求。因此有:

在给定工业用水需求由自来水、地表水和地下水三部分构成且自来水价格是一个整体(终端水价中的水资源费不单独产生作用)时，工业用水需求与地表水水资源费和地下水水资源费的关系如下：

在给定工业用水需求与地表水或地下水水资源费的关系时，有：

假说1：当工业用水需求与地表水水资源费负相关时，地表水水资源费对地表水需求的作用要远大于其对地下水需求的影响；当工业用水需求与地下水水资源费正相关时，地下水水资源费对地表水需求的作用要远大于其对地下水需求的影响。

从水资源费视角进一步研究水价结构时，考察地表水水资源费占终端水价的比重和地下水水资源费占终端水价的比重对工业用水需求的影响,能为工业水价结构性改革提供新的思路。终端水价虽然由工程水价、污水处理费和水资源费三部分组成，但实际上三者边界无法清晰界定，且终端水价中的水资源费比重也无法确定。因此，使用地表水水资源费或地下水水资源费去近似地替代终端水价中的水资源费是一种可行的办法，也符合一些实际情况。在一些引水工程中，水价所包含的水资源费有时就是地表水水资源费，如南水北调中线工程等。当取地表水水资源费作为终端水价中水资源费的近似替代时，地表水水资源费的调整一方面直接作用于自备用水中的地表水需求，另一方面通过终端水价间接作用于自来水，其间接作用可以通过地表水水资源费占终端水价的比重来刻画。同理，地下水水资源费的调整也会影响终端水价中的水资源费占比结构，从而影响自来水需求进而作用于工业用水需求。假定工业用水需求与水资源费及其结构之间的函数关系如下:

工业用水需求 =地表水需求+地下水需求+自来水需求

=F(地表水水资源费，地下水水资源费，终端水价)+

G(地表水水资源费，地下水水资源费，终端水价)+

其中H为连续可微自来水需求函数。根据上述假设，工业用水需求与地表水水资源费和地下水水资源费之间的关系为:

假说2：当工业用水需求与地表水水资源费负相关时，地表水水资源费占比对工业用水需求的正向影响减少了地表水水资源费对工业用水需求的影响；当工业用水需求与地下水水资源费正相关时，地下水水资源费占比对工业用水需求的正向影响放大了地下水水资源费对工业用水需求的影响。

三、 模型与数据

(一) 模型

设定水价与用水需求关系模型主要有两种方法：一是双对数模型，二是吉尔里模型。前者适用于测量用水需求的收入与价格弹性，后者多用于预测[24]。与此同时，有观点认为水价影响用水需求而用水需求不影响水价[21]，另一种观点则认为两者互相影响[22]。一些研究认为水价、水资源费与用水需求之间无相互影响，最主要的原因在于水价与水资源费并不完全由市场决定，而受行政影响较多。然而，对一般性商品来说，价格与需求之间存在相互影响不足为奇。以水资源费为例，国家征收水资源费的根本目的是抑制用水需求的增长，有关部门也可根据用水需求调节水价或水资源费。鉴于此，本文将在内生性分析框架下选择双对数模型来研究水价、水资源费和工业用水需求之间的关系，并构建工业用水需求方程、工业水价方程、工业地表水水资源费方程和工业地下水水资源费方程。

1.工业用水需求方程

(1)被解释变量。需求方程主要考察的是价格对用水量的影响，因此，被解释变量为工业用水总量(water)，按新鲜水取用量计，不包括企业内部的重复用水量。

(2)主要解释变量与控制变量。主要解释变量有三个：终端水价(price)、地表水水资源费(sfee)、地下水水资源费(gfee)。与此同时，影响工业用水需求的因素还包括工业经济发展水平、工业产业结构与节水技术[34-35]。一般用地区工业增加值(add)代表工业经济发展水平，工业经济发展水平越高，其用水需求越高，预期符号为正。工业产业结构(zd)对用水量的影响方向不确定，一般考察国有工业企业比重对用水量的影响，使用国有工业企业工业增加值与地区工业增加值之比来表示。它对工业用水量的影响可能有两种结果：一方面，国有企业可能因为具有资金雄厚、政府扶持等优势来引进新技术而提高整个地区的用水效率，减少了用水需求；另一方面，国有企业可能因为竞争压力小、机构臃肿等原因反而拉低整个地区的用水效率，增加了用水需求。节水技术是影响工业用水需求的又一重要因素。有学者用R&D投入强度来刻画，但实际上它并不能准确反映地区工业节水技术水平。一般而言，一个地区水资源稀缺程度越高，地区在节水方面的投入越高，其节水技术水平也往往越高。本文采用地区虚拟变量的方式来刻画节水技术水平。按照水资源稀缺程度由高到低的顺序，可以将各省区市水资源状况分为四类：水资源丰富区(富水区)、脆弱区、缺水区与严重缺水区*王晓青采用专家打分法，通过人均水资源量、单位面积水资源量、人均供水量与万元GDP水资源量四个指标全面衡量地区水资源稀缺程度。根据其研究结果，水资源丰富区包括广东、广西、福建、浙江、江西、湖南、海南、重庆、西藏；水资源脆弱区包括云南、贵州、四川、上海、安徽、湖北、新疆；缺水区包括黑龙江、吉林、辽宁、宁夏、青海、北京、江苏、河南；严重缺水区包括山东、山西、陕西、甘肃、内蒙古、河北、天津。参见王晓青《中国水资源短缺地域差异研究》，载《自然资源学报》2001年第6期，第516-520页。。记富水区为area1，脆弱区为area2，缺水区为area3。相应地，四类节水技术水平根据水资源稀缺程度得以明确，富水区节水技术水平最低，而严重缺水区的节水技术水平最高。该指标在一定程度上也能反映地区用水习惯和政策导向等地区因素，预期符号为正。此外，工业企业规模(idl)也会显著影响工业用水需求，本文采用地区工业增加值与地区生产总值的比值表示[36]。为更好地控制工业企业的规模效应，模型加入了工业企业规模的平方项(idl2)。至此，工业用水需求方程的模型设定如下：

(1)

2.工业水价方程

(1)被解释变量。本文采用城市终端水价作为被解释变量，即水资源费、工程水价与污水处理费之和。

(2)解释变量。学界关于水价影响因素的研究较少，综合已有文献来看，影响工业水价的因素主要为企业的供水成本[21-22]。首先，城市供水企业的取水成本会影响水价，本文使用水库容量(sk)表示。水库容量越大，获取水资源的成本越低，水价也越低，预期符号为负。其次，水务企业输配水成本也会影响水价，本文用人均城市供水管道长度(pl)表示。人均城市供水管道长度越长，城市供水企业的成本越高，水价越高，预期符号为正。再次，考虑到地区在制定水价的过程中可能会引入经济发展水平因素，模型将加入经济发展水平变量——人均地区生产总值(pgdp)，预期符号为正。最后，地区水资源的稀缺程度显著影响水价。水资源越稀缺，则水务企业的取水成本越高，水价越高，用area1、area2与area3表示，预期符号为负。因此，水价方程设定如下：

ln priceit=α0+α1ln waterit+α2ln pgdpit+α3ln plit+α4ln skit+α5area1it+α6area2it+α7area3it+εit

(2)

3.工业水资源费方程

由水资源费的构成可知，水资源费的影响因素主要有地区水资源的稀缺性、水资源费的所有权价格与劳动补偿价值[37-39]。考虑到政府征收水资源费的实际情况，地区经济发展水平也将显著影响水资源费。中国30个省区市工业水资源费起征、调整和水平情况表明：

首先，水资源的稀缺程度显著影响水资源费。水资源费的起征时间明显早于其他地区的有上海、山东、山西、河北、天津，其中四个属于严重缺水区，上海市最先对深井水征收水资源费*上海市出台最早关于水资源费的法规为1979年颁布的《上海市深井管理办法》。；另外，像北京、吉林、江苏、广西、甘肃等地水资源费征收工作的开展时间也较早。这表明我国水资源费制度的出台和变革实质上是一种由水资源稀缺所导致的诱致性制度变迁。一般而言，水资源费调整次数越多，标准越接近合理水平，缺水地区如北京、天津、山西、辽宁、江苏等地的调整次数明显多于其他地区，水资源较为富裕的地区，如浙江、安徽、江西、广东、广西等，调整次数明显偏少。从地表水与地下水水资源费的高低也可以看出，大多数缺水地区水资源费要高于富水地区。

其次，水资源所有权价格与劳动补偿价值也是影响水资源费的重要因素。水资源所有权价格和劳动补偿价值很难刻画，但它们与地区水资源费制度建设的好坏有密切关系。制度的刻画方法有很多，本文基于地区文件数构造水资源费制度强度[40-41]。在区域水资源费制度实施过程中，有些省份出台了全省性的规范性和指导性文件，而有些省份没有出台相应的政策文件或只在局部地级市或县级市出台了相应的政策文件，前者的地区水资源费制度强度要高于后者，因此有地区水资源费制度强度指标(iwps-rs)[41]:

(3)

i为第i个省区市，t为年份(1978—2013年)。在特定年份，某省区市出台了相应的文件，那么该省区市所包含的所有地级市均被界定为有相应的政策文件。同一年内，只有县级市有相应政策时，其上一级地级市被界定为有相应的政策文件。同一区域内，不同年份有不同的政策文件，那么相应年份均有可供加总的地级市个数。地级市名称根据政策文件内容加以确定，省区市所包括的地级市个数根据《中国统计年鉴2014》行政区划的数据来确定。式(3)只是给出了每年各地区新增的制度强度。制度强度具有累计特征。尽管我国水资源有偿使用制度是1988年正式建立的，但山西和上海等地在1979年已经开始试点。为确保数据的准确性，地区水资源费制度强度从1978年开始计算。累计制度强度指标(iwps-ap)设定为：

(4)

T=1979,1980,…，2013。各地水资源费制度强度指标通过网络搜索得到，为了克服因地区网络化程度、搜索引擎好坏等因素对制度变量的干扰，本文使用地区信息化指数(informatization development index，idi)对累计制度强度指标进行平减处理。利用信息化指数平减后得到最终的地区水资源费制度强度wp：

wpi,t=iwps-api,t/idii,t

(5)

图2为2000—2013年水资源丰富区、脆弱区、缺水区与严重缺水区水资源费制度强度变化情况。可以看出，大多数年份水资源费制度强度呈现出严重缺水区>缺水区>脆弱区>富水区的情况，符合预期分析。这一方面验证了水资源费制度强度的测度方法较为合理，另一方面也尝试在制度层面刻画水资源的所有权价格和劳动补偿价值。

图2 2000—2013年富水区、脆弱区、缺水区与严重缺水区的水资源费制度强度

最后，经济发展水平对水资源费的影响同样有证可考。例如，同样严重缺水的天津、内蒙古、山西、山东，由于天津经济发展水平较高，其水资源费也较高；再比如一些富水区，浙江和广东的水资源费就比同样是富水区的广西和海南要高。

综上所述，水资源费有两个方程，即地表水水资源费方程和地下水水资源费方程：

ln sfeeit=α0+α1ln waterit+α2ln pgdpit+α3area1it+α4area2it+α5area3it+α6wpit+α7ln pwrit+εit

(6)

ln gfeeit=α0+α1ln waterit+α2ln pgdpit+α3area1it+α4area2it+α5area3it+α6wpit+α7ln pwrit+εit

(7)

式(6)和式(7)中，被解释变量分别为地表水水资源费(sfee)与地下水水资源费(gfee)。解释变量包括水资源稀缺程度、水资源费制度强度和经济发展水平等。首先，水资源费与地区水资源稀缺程度显著相关，水资源越稀缺，水资源费越高，使用area1、area2、area3表示，同时也用于控制地区个体效应，预期符号为负。若用水资源费制度强度(wp)来表征水资源所有权价格与劳动补偿价值，预期符号为正。地方政府在制定水资源费时也会考虑地区人均水资源量(pwr)和经济发展水平，人均水资源量越大，相应的水资源费就越低，预期符号为负；经济越发达，居民和企业的承受能力越强，为使水资源费发挥调节作用，相应的标准也将提高，预期符号为正。

(二) 数据

基于统计口径的一致性和数据的可得性，本文选取了2000—2013年中国30个省区市的面板数据(未包括西藏及港澳台地区)。在这一阶段，国内水的商品属性已经明确，各地区的水价和水资源费也都进行了较大幅度调整，因而可以避免因水价和水资源费单一或较低所造成的样本偏误。地区生产总值和工业增加值数据分别来源于《中国统计年鉴》和《中国工业经济统计年鉴》。用水数据来源于中国国家统计局及各地区水资源公报。工业水价数据来源于《中国物价年鉴》和中国水网(http://www.h2o-china.com/)。由于无法获得每个省区市更准确的水价数据，用每个省份省会城市的工业水价代替。由于不同月份的水价可能不同，因此采用加权平均的方法处理。例如，某年份前n个月的水价为p1，后(12-n)个月的水价为p2，则该年份的名义水价为：

(8)

水资源费和水资源费制度强度测度的基础数据通过对各地物价局、财政厅和水利厅等网站进行拉网式搜索得到。在计算水资源费时，若省内各地区的水资源费不同，则对水资源费进行算术平均处理。地区信息化指数来源于《中国信息年鉴》。另外，稳健性检验时所引入的政府干预变量由财政支出与地区生产总值之比表示，其数据来源为《中国统计年鉴》。为剔除价格因素的影响，对相关变量进行了平减处理。人均地区生产总值采用GDP指数进行平减，工业增加值采用工业生产者出厂价格指数平减，水价和水资源费采用商品零售物价指数进行平减[27]。平减时统一以2000年为基期。相关变量的描述性统计如表1所示。

表1 数据的描述性统计

四、 实证考察

(一) 估计方法讨论

1.内生性检验

工业用水需求方程、工业水价方程、工业地表水水资源费方程和工业地下水水资源费方程的构建假设终端水价和水资源费与工业用水之间存在相互影响关系,这需要分别检验方程(1)、(2)、(6)、(7)中ln water、ln price、ln sfee与ln gfee是否为内生变量。以检验方程(1)中ln price、ln sfee与ln gfee是否是内生变量为例，基本思路为：首先寻找ln price、ln sfee与ln gfee的工具变量，可以采用方程(2)、(6)、(7)中除用水量之外的变量，即ln pgdp、ln pwr、ln pl、ln sk、area1、area2、area3、wp作为工具变量，通过hausman检验，验证ln price、ln sfee与ln gfee是否为内生变量。

不过，传统的hausman检验方法不适用于异方差的情形，而且在检验值为负的情况下，无法进行判别。因此，本文使用“杜宾—吴—豪斯曼检验”(Durbin-Wu-Hausman Test)。该检验在异方差的情况下也适用，结果更为稳健。检验结果为：方程(1)中，ln price、ln sfee与ln gfee存在内生性。其中，Durbin检验值为p(chi2=91.52)=0.000，Wu-Hausman检验值p(F=38.30)=0.000，两者都拒绝了变量为外生变量的原假设。同理，在方程(2)、(6)、(7)中用水量ln water的内生性检验也都在1%的水平上拒绝了变量为外生变量的检验，从而证明用水量与水价、水资源费之间相互影响。另外，为了验证上述结论的稳健性，本文还逐个检验了ln price、ln sfee、ln gfee与ln water之间的内生性，结果都表明水价和水资源费与用水量之间存在相互影响。

2.模型的识别条件

由于工业用水需求、水价与水资源费存在内生性问题，普通的面板估计方法将不符合经典计量经济学的假定，处理此问题的一个常见策略是使用联立方程估计。联立方程能够进行估计的前提是模型参数可识别，这由秩条件与阶条件决定。秩条件用来判断结构方程是否可识别，而阶条件用以判断结构方程是恰好识别还是过度识别。假设联立方程中的内生变量与先决变量的个数为G和K，第i个结构方程中包括的内生变量与先决变量的个数为Gi与Ki，秩条件要求每个结构方程中参数矩阵的秩等于G-1，阶条件要求每个结构方程K-Ki大于等于Gi-1。当K-Ki与Gi-1相等时，结构方程恰好识别；当K-Ki大于Gi-1时，结构方程过度识别。由于本文模型的内生变量个数G为4，则G-1=3正好等于识别方程的秩个数，因此模型是可识别的。从阶条件也可以看出，工业用水需求方程中K-Ki为16-11=5，而Gi-1=3，K-Ki大于Gi-1，属于过度识别。

3.两阶段与三阶段最小二乘法的选择

联立方程的估计方法有两种：一种是单一方程估计法，也被称作有限信息法，采用的是逐个方程估计，常见的估计方法包括普通最小二乘法(ols)和两阶段最小二乘法(2sls)，不过，由于模型变量具有内生性，不能采用普通最小二乘法；另一种是联合估计法，也被称作完整信息法，将整个联立方程当作一个系统来估计，同时得到所有方程的参数估计量，主要是三阶段最小二乘法(3sls)。两阶段最小二乘法与三阶段最小二乘法各有优点，当模型设置正确时，三阶段最小二乘法要比两阶段最小二乘法更有效率，但当模型设置不当时，可能会出现偏差。鉴于多个内生变量情形，本文以三阶段最小二乘法为主要估计方法；作为稳健性检验，本文也给出了二阶段最小二乘法的估计结果。此外，拉姆齐回归设定误差检验的原假设是模型不存在遗漏变量，一般可通过p值大于0.1来判断(即90%水平上无法拒绝原假设)。经检验，所有方程的p值都大于0.1，即模型不存在遗漏变量。

(二) 回归结果

1.水资源费对工业用水需求的影响

表2给出了工业用水需求方程、工业水价方程、工业地表水水资源费方程与工业地下水水资源费方程3sls的估计结果。

表2 水资源费对工业用水需求影响的3sls估计结果

注：*表示p<0.1,**表示p<0.05,***表示p<0.01；括号里是标准误。下同。

先看工业地表水水资源费方程和工业地下水水资源费方程的估计结果。第一，工业用水需求都在1%的水平下正向影响工业地表水和地下水水资源费，符合理论预期。第二，地区人均水资源量与经济发展水平同样显著影响水资源费，与预期相似。弹性分析表明，地区经济发展水平对水资源费的影响要明显大于人均水资源量。不过，人均水资源量对地表水水资源费与地下水水资源费的影响机制却有所不同，人均水资源量对地表水水资源费的影响虽然为负，但并不显著，而对地下水水资源费的影响却十分显著。出现这种结果可能与地方政府的政策导向有关，地下水超采所带来的问题要比地表水严重得多，且政府对地下水进行了严格的总量控制。第三，地区水资源费制度显著正向影响水资源费，这也与预期相符。水资源费制度越完善意味着政府越重视，相应的水资源费也越高。第四，地区虚拟变量的影响同样符合理论预期，地区水资源越丰富，水资源费越低。与此同时，观察缺水地区area3对地下水水资源费影响时可以发现，尽管其系数不显著，但其符号已变正，这意味着地下水水资源费对地区水资源稀缺程度更敏感。

表2第3列为工业水价方程的估计结果。水务企业供水成本显著影响水价，人均供水管道越长，成本越高，水价也越高。地区水资源稀缺程度也显著影响水价。地区水资源越稀缺，水务企业的取水成本与机会成本都会上升，相应的水价也越高。另外，水库容量与地区经济发展水平对水价的影响并不显著。

最后，重点考察工业用水需求方程。在众多控制变量中，对工业用水需求影响最大的是工业增加值，这与已有研究和基本事实一致；其次是工业产业结构，即国有工业企业比重越大的地区的工业用水需求越大，这说明大部分地区的国有企业工业用水效率还处于较低水平；再次，工业发展规模也显著影响工业用水需求，最优规模出现在工业增加值约占GDP的1/3时(最优规模为5.928/(2×9.595))。就解释变量而言，与大多数研究结论一致，工业水价对降低用水需求有显著影响，且弹性高达-1.479；地表水水资源费的弹性为-0.539，且在1%的水平下显著，表明工业用水需求对水资源费非常敏感，以水资源费为核心的水价结构改革是合理的；地下水水资源费对工业用水需求同样具有显著影响，只不过呈正向影响，这意味着在省区市层面工业地表水与地下水确实存在替代关系。

表2表明工业用水需求与地表水水资源费负相关，此时地表水水资源费对地表水需求的作用要远大于其对地下水需求的影响；同时，工业用水需求与地下水水资源费正相关，地下水水资源费对地表水需求的作用要远大于其对地下水需求的影响。假说1得到验证。该结论揭示了地表水在工业用水中的地位十分突出，因为地表水和地下水水资源费均作用于地表水需求。

2.水资源费占水价比重对工业用水需求的影响

提高水资源费对降低工业用水需求有积极的影响，那么水资源费占水价比重又会如何通过影响水资源费的弹性进而影响工业用水？这可以通过增加地表水和地下水水资源费分别与水价结构的交叉项的方式来验证。记cross1=(ln sfee)×(sfee/price)，cross2=(ln gfee)×(gfee/price)。表3给出了具体的估计结果，其中cross1不显著，而cross2显著为正，这说明地下水水价占比对工业用水需求有影响，而地表水水价占比的影响不显著，可能是因为各省地表水水资源费占水价比值过低。在样本区间内，30个省区市地表水水资源费与水价之比平均值为5%左右，有21个省区市小于平均值水平，只有北京、天津、辽宁、河南等地占到了10%左右。相较而言，地下水水资源费占水价比重较高，平均值为14%左右。比较表2与表3，其他变量的显著性与正负号无变动，回归结果稳健。

表3表明工业用水需求与地表水水资源费负相关，地表水水资源费占比负向作用于工业用水需求但不显著。因此，以地表水水资源费代替终端水价中的水资源费所形成的水价结构对工业用水需求的影响存在放大的可能。与此同时，工业用水需求与地下水水资源费正相关，而且地下水水资源费占比对工业用水需求具有显著正向影响。因此，该情形下的水价结构放大了地下水水资源费对工业用水需求的影响，假说2的后半部分成立。

(三) 稳健性检验

本文采用以下两种方法对模型的稳健性进行检验：一是二阶段最小二乘法，二是增加变量。表4给出了二阶段最小二乘法的估计结果(回归系数的标准差略)，比照2sls与表2和表3的3sls估计结果可以发现，几乎所有变量的正负号与显著性都没有发生变化，研究结果十分稳健。

表3 水资源费占水价比重对工业用水需求影响的3sls估计结果

表4 采用2sls估计的稳健性检验

续表4

与此同时，在影响工业用水需求的因素中，除了已有研究中所涉及的因素，政府干预或许也会影响工业用水需求，一般用财政支出与地区生产总值之比(gov)表示。地区的政府干预越大，意味着市场化程度越低，其资源的配置可能会被扭曲，一些高新技术的研发与引进将落后，进而降低资源的利用效率[42-43]。因此，政府干预越大，地区工业用水需求越大，预期符号为正。表5给出了具体的估计结果。可以发现，在水资源费模型中(表5第2列)，政府干预正向显著影响工业用水需求，符合预期；在水资源费结构模型中(表5第6列)，政府干预变量不显著，但其值仍然为正。其他变量的显著性与正负号无明显变化，结果依然稳健。

表5 加入政府干预变量的稳健性检验结果

续表5

五、 结论与政策启示

水价改革是新时期水资源管理的重要市场手段，被政府寄予厚望。本文在克服水价和水资源费与用水需求之间的内生性问题后，基于2000—2013年间中国30个省区市的面板数据，通过联立方程模型研究了我国工业水价的结构性问题，主要是水价的内部结构以及与每一部分水价相关联的用水结构。研究表明：终端水价稳健且显著负向作用于工业用水需求，提高工业水价能够有效地减少工业用水需求；鉴于工业用水结构中自备用水比例远高于自来水，调整水资源费或水资源费在终端水价中的比重或许更有效；地表水水资源费负向作用于工业用水需求,而地下水水资源费正向作用于工业用水需求，提高地表水水资源费是工业节水的一种有效途径；以地表水水资源费和地下水水资源费代替终端水价中的水资源费所构造起来的水价结构放大了水资源费对工业用水需求的影响，降低地下水水资源费占终端水价的比重是工业节水的另一有效途径；最后，水资源费制度强度对工业用水需求的影响显著为负，在结构性分析框架下调节水资源费制度强度也是工业节水的重要思路。

第二，调结构更为重要。以地表水水资源费和地下水水资源费代替终端水价中的水资源费所构造起来的水价结构，包括地表水水资源费占终端水价比重和地下水水资源费占终端水价比重，放大了水资源费对工业用水需求的影响。在假说1和假说2所给定的分析框架中，水价结构放大或减少水资源费对工业用水需求的影响均有可能，然而实证研究表明现实中存在放大情形，尤其是在以地下水水资源费代替终端水价中的水资源费所构造的水价结构中。这主要有两方面原因：一是地下水水资源费要远高于地表水；二是地下水超采所造成的危害大，地下水的管制力度也更大。基于显著性水平的特征，工业节水的水价结构调整战略主要有三：(1)降低地下水水资源费以减少工业地表水需求；(2)提高地下水水资源费以减少工业地下水需求；(3)通过减少地下水水资源费占终端水价的比重来减少工业自来水需求。水价结构调整战略的前两种思路存在矛盾，故第三种思路显得尤为重要。然而，采用第三种思路需要打开终端水价的黑箱，推进水务集团改革。改革的关键在于明晰工程成本、污水处理费和水资源费的边界及其相应成本和费用在终端水价中的比例。

第三，调结构比提价费更为迫切。综合水资源费和水价结构对工业用水需求的影响，提高终端水价、提高地表水水资源费和减少地下水水资源费占终端水价的比重是实现工业节水的三大重要战略举措。然而，三大战略举措之间存在轻重缓急之分，这与工业用水结构密切相关。根据基本事实的描述，中国工业用水中自来水所占比重相对于自备用水而言较低，因此，旨在调整自来水比重的提高终端水价策略并非最为有效或最为急迫的政策；相反，能直接影响自备用水的提高地表水水资源费政策和降低地下水水资源费占终端水价比重的结构调整政策，更为迫切。当然，改变中国工业用水结构或影响工业发展的其他外在因素也会影响工业节水战略。工业水价结构性改革方案也将随着工业化进程的深入而不断调整。