乡村振兴下水权改革的节水效应及对用水效率的影响

田贵良，赵秋雅，吴 正

（1.河海大学商学院，江苏 南京 211100； 2.河海大学经济与金融学院，江苏 南京 211100； 3.江苏长江保护与高质量发展研究基地，江苏 南京 210024）

中国共产党第十九次全国代表大会报告提出的“乡村振兴战略”是政治、经济、社会、文化和生态“五位一体”全面发展的系统工程。生态环境在农业生产、农村发展、农民生活中起到基础性作用［1］。水资源作为社会经济发展、社会群体生存不可或缺且无法替代的生态资源要素之一，由于其公共性、稀缺性等属性，常常陷入“公地悲剧”，部分地区水资源短缺与浪费现象并存［2］。此时，在用水权确权的基础上构建水权交易市场，赋予水资源商品属性，不仅能够增强水权的排他性，提高水资源价值，更能通过市场机制充分优化水资源配置，提高水资源配置效率和效益，实现水资源节约与经济发展的“双赢”局面［3-4］。早在20世纪80年代，澳大利亚、美国、西班牙、巴西与智利等国家就已开始建设水权市场制度［5-6］。中国也于2000年出现第一例水权交易案例，即浙江东阳与义乌的水权转让事件，至此，水权制度、水权市场等问题成为中国水利改革中重点关注问题之一［7］。水权交易实践的涌现推动了国家有关水权制度的出台，中国从21世纪初开始进行一系列水权水市场制度改革探索，国务院于2005年颁布的《深化经济体制改革的意见》提出建立初始水权分配制度，开展水权交易工作。水利部同年颁布的《关于水权转让的若干意见》《关于印发水权制度建设框架的通知》进一步规定了水权的交易原则、交易范围、交易费用与交易年限等。2014年3月，原中央财经领导小组第五次会议上提出了“节水优先、空间均衡、系统治理、两手发力”新时期十六字治水方针，要求推动水权制度，明确水权归属，培育水权交易市场。水利部随后颁布《关于开展水权试点工作的通知》，选择在宁夏、江西、湖北、内蒙古、河南、甘肃和广东7个省份启动水权试点，在水资源所有权为国家所有的基础上，通过行政分配、先占优先等方式明晰水资源使用权，通过总量管控制度倒逼节约用水，要求各行政区在不突破总量指标的前提下进行水权转换，进一步促成水权交易［8］。基于国家水权试点的经验，山东、浙江、新疆等10个省份开始进行水权改革探索，并启动省级水权试点，通过制定“因地制宜”的水权制度，进而实现优化水资源配置、促进水权交易市场建立等目标［9］。中共中央、国务院于2018年颁布的《中共中央国务院关于实施乡村振兴战略的意见》更是要求实施国家农业节水行动与水资源消耗总量和强度双控行动等，健全水生生态保护修复制度。而水权改革试图通过明确水权、建立水权交易市场等途径促进农业节水、优化水资源配置，一定程度上可达到乡村振兴对农村用水效率，推行农业节水生产方式的内在要求。那么，水权改革是否能有效促进农业节水？是否能有效改善用水效率？对这一问题的研究不仅有助于理解水权改革与乡村振兴的关系，还能对水权改革在全国层面的推行提供政策依据。

1 文献综述与理论机制

1.1 文献综述

现有文献大多关注初始水权分配以及水资源利用效率，有学者在考虑多方利益关系的基础上，建立水权综合分配指标体系［10-11］，并采用数学模型进行水权分配［12-14］。然而，协调多方利益，构建一个透明的协商分配机制较为困难［15］，有学者进一步将可拓理论引入水库初始水权，利用物元可拓模型对水库的行业和区域进行水权分配。基于初始水权分配，国外学者多采用DEA模型测算本国用水效率［16-18］，有学者将巴基斯坦农民分为买家组、自用者兼卖家组和自用组三组，并采用DEA模型分别测算三组水市场交易者的用水效率，研究发现买家组和卖家组的用水效率高于自用组，且买家组用水效率最高，参与水市场可以提高农民的用水效率［17］。国内也有学者将DEA模型用于测算中国各地区总体用水效率［19-21］。考虑到投入与产出的松弛性问题，有学者进一步采用SBM-DEA模型计算中国各省用水效率，研究发现发达地区省份的用水效率较高，人均用水量、农业部门增加值等外部因素对水资源利用效率具有负面影响［19］。大多学者主要从投入产出角度研究水资源配置效率，较少学者从产权角度分析水权带来的环境效益及经济效益。

事实上，基于产权激励理论，水权改革通过明晰产权等方式增强水资源使用权与灌溉设施所有权的安全性，提高了水资源价值，进而提升农户节水设施投资积极性［22-23］。不仅显著提升了试点地区的用水效率，还促进了地区经济发展。有学者通过静态分析的研究发现，与未试点时期（2013年）相比，2016年全宁夏地区农田灌溉水有效利用系数增加了0.047，在用水总量减少7.2亿m3的前提下，GDP年均增长7.6%，有效促进了经济社会发展提质增效和水生态环境修复改善［24］。由于静态分析难以衡量水权改革的动态效应，也有学者通过2007、2012和2017年三期追踪微观数据，构建双重差分模型（DID）发现，水资源使用权确权登记有利于农户采用节水灌溉方式，进而实现水权改革的节水效应［23］。但三期截面数据难以进行平行趋势检验，Zhang等［8］进一步利用1998—2018年省级面板数据，通过双重差分法（DID）定量研究发现，水权改革主要通过农业技术创新与水权转向高用水产业两条路径降低农业用水量。

现有研究有助于深入挖掘水权改革的经济效益与环境效益，为研究提供了极有价值的线索，然而仍有以下问题值得进一步思考。首先，水权作为持有者，尤其是农村居民的一项财产权，通过水权交易改善水资源利用效率与配置效率、增加农村收入等，是实现乡村振兴的一种重要方式和途径。然而，现有文献主要关注水权效率测算、水权价格测算等相关问题，部分研究重点考察水权改革结果，未揭露水权改革对乡村发展的影响路径。事实上，打开二者的“黑箱”是优化水权改革，提高水资源利用效率，助力乡村振兴的关键。其次，由于水权改革难以测度，探究水权改革政策效果的研究虽采用计量模型，但模型中的内生性问题有待进一步处理。尽管有学者采用双重差分法，但三期截面数据难以进行平行趋势检验，且仅通过用水量降低衡量节水忽视了经济、人口等外部因素影响，模型估计结果的无偏性依旧值得商榷。最后，由于地区间资源禀赋、产业结构、市场化程度等差异，水权改革在不同地区间实施效果存在差异。因此，有必要进一步探究水权改革异质性效果。

鉴于此，文章首先在构建理论分析框架的基础上，采用2003—2019年17期省级层面的长期面板数据，以水权改革为外生冲击，构建双重差分模型探究水权改革与农业节水及用水效率的因果关系。其次，通过平行趋势检验的基础上采用排除其他政策影响、安慰剂检验等一系列稳健性检验，缓解模型中的内生性问题。最后，构建三重差分模型揭示水权改革的异质性效果。文章的研究有助于理解水权改革与乡村振兴的联系，在理论层面可补充现有文献对水权制度改革影响农业节水、水资源配置及乡村居民生活水平的机制研究；在实践层面不仅能为非水权试点省份提供水权实施的经验与依据，更能为进一步优化水权改革政策，缓解水资源供需矛盾提供理论基础，对促进节水型社会建设、更有效实施乡村振兴战略等具有重要的现实意义。

1.2 理论机制与研究假说

依据现代产权理论，明晰产权可以解决外部性问题，即在产权明晰的前提下，经济活动主体对他人造成的外部性影响可以通过市场交易得到缓解［25］。原因在于，明晰的产权可以缓解市场中信息不对称等问题，有效降低交易费用，进而提高经济效率。在用水权不明晰时，用水主体使用水资源往往无须考虑水资源的权属问题，不仅会导致水资源的过度消耗，更会产生因产权不清晰的水事纠纷。为改善过往水权用水定额的产权归属问题及水权定额的可交易性问题［26］，水权改革在通过水资源使用权确权登记等措施明晰水权使用权的基础上，实施超额累进加价征收等措施要求对超出水权额度部分高价收费，并赋予了用水户对水权额度内节余水量的流转权能［23］。这不仅可激励用水主体产生节水意识，实现乡村节水，更能提升水权的交易价值，促进水权交易市场的完善，进而实现乡村振兴。具体来说，超额部分的高价收费措施一定程度上强化了水资源的稀缺性，提升了水权交易价值与农业生产的灌溉用水成本［27］。此时，农户作为理性决策者，都倾向于转换原有粗放型灌溉方式，选择投资灌溉效率更高的灌溉设施，以节约单位面积的灌溉用水，从而维持农业收入［28］。尽管前期农户购置节水灌溉设施需要投入大量资金，将增加农业生产经营成本，造成农户采用节水设施的动机降低。但事实上，水权确权强化水资源使用权的安全性，有助于提高农户关于水权与节水灌溉措施所有权的安全性心理预期，农户往往预期灌溉设施的长期回报会弥补短期投资成本［29］。因此，水权改革将激励农户采用节水灌溉措施，有效改善乡村水资源浪费问题，为实施乡村振兴战略提供水安全保障［23，30］。有研究显示，作为国家级水权试点的宁夏地区到2015年实现水权转让量4.94亿m3，有效改善了灌区农业灌溉设施，提高了农业用水效率，减少了农户水费支出［31］。此外，农户采用节水灌溉措施大概率会降低农业生产中灌溉用水的使用，农户可通过出售剩余水权获得财政性收入，一定程度上改善了农村居民的生活水平，进而从生活层面助力中国乡村振兴战略的全面实施。

基于此，文章提出研究假说H1。

H1：在其他条件不变的情况下，水权改革将有效促进农业节水情况。

水权改革试图通过允许水权交易等方式充分发挥市场机制对水资源配置的调配作用［32］，促使农村生态资源转化为生态资本，生态优势进而转变为经济优势，进而助力乡村振兴。具体来说，考虑到用水存在经济成本，为避免从交易市场弥补对水资源的需求，经济活动主体倾向于主动提高水资源利用效率节约水资源消耗。若水权交易价格符合经济活动主体的预期，拥有富余水权的经济活动主体会受到市场机制的引导，可能会在水权交易市场出售剩余水权。此时，卖方通过交易将富余水权转变为个人利益，买方通过交易缓解了急需水资源的问题。由此，水权交易通过市场经济提高了水权买卖双方的福利水平，优化了水资源的配置，最终提高了社会整体福利水平。但由于水资源市场的价格形成机制往往依托于各方信息整合，水权买卖双方之间往往存在信息不对称、委托代理等问题，可能会产生同质水权不同价格的问题［33-34］，进而严重影响水权交易公允价格的形成［35］，从而阻碍潜在的水权交易者的参与，降低市场活跃度［36］。为此，水权改革在通过明晰水权缓解水权交易主体不易识别等问题的基础上，搭建中国水权交易所、水权收储中心等水权交易平台，试图透明化水权交易双方信息，缓解水权交易中信息不对称等问题，有效减少了水权交易的交易费用，有利于通过市场机制实现水资源在利益相关者之间更加公平有效的分配，进而改善水资源配置效率［37］。譬如，2021年5月江西省永修县云山水库与江西云山集团军山水厂在江西省产权交易所进行取水权交易，交易总额达44万元。此次交易不仅利用市场机制实现水资源优化配置，还在国家实施乡村振兴战略背景下，为南方丰水地区通过水权水市场改革促进水资源节约利用提供了新的思路。更关键的是，水权交易更可实现水资源的多元化价值。具体来说，一方面，各行政区在不超过总量指标的前提下，可将水权在不同行业间转换。譬如，在中国黄河宁蒙河段，工业部门为获取可交易水量，倾向于出资改善农业用水渠漏水渗水等状况，通过节约农业用水促成农工业间水权转换，最终提高水资源利用效率。另一方面，跨流域水权交易不仅可优化水资源配置，更可既解部分地区缺水问题，促进经济发展。譬如，中国平顶山市与新密市的首例跨流域交易，既解决了新密市的水资源短缺问题，也通过水权交易提升了平顶山市节余水量价值，为平顶山市带来经济增收。

基于此，文章提出研究假说H2。

H2：在其他条件不变的情况下，水权改革将有效优化水资源配置。

通过上述分析，文章构建的理论机制见图1。

图1 乡村振兴战略下水权改革的节水效应及对用水效率的影响理论机制图

2 模型设定与数据说明

2.1 模型设定

水利部于2014年颁布的《关于开展水权试点工作的通知》，要求在全国7个省份实施水权改革，为研究构建双重差分模型提供了有利条件。因此，文章将宁夏、江西、湖北、内蒙古、河南、甘肃、广东7个国家级水权试点作为处理组，其余省份作为参照组。此时，可通过试点省与非试点省，以及水权改革实施前后的双重差异来评估水权改革对乡村振兴的影响效应，有效缓解了模型中可能存在的反向因果、制度测度偏误、遗漏变量等内生性问题。模型构建如下：

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乡村振兴的指标。treati为组别虚拟变量，如果省份i为水权改革试点，该变量取值为1，否则取0；timet为政策时间变量，当样本观测值位于2014年及之后时，该变量取值为1，否则取0。Conit为控制变量，参照已有文献，选择人口密度、城市化程度、水资源禀赋、农业机械总动力、有效灌溉面积、人均生产总值、产业结构、农林水利支出、居民消费价格指数［8，36］，ωj为第j（j=1，…，J）个控制变量的系数；γt代表时间固定效应，用以控制时间趋势的影响；μi代表省份固定效应，控制所有省份层面不随时间变化的因素；εit为随机扰动项。在以上估计式中，着重关注系数β1，若其显著为正，则说明水权改革可激励节水，进而促进乡村振兴。

2.2 变量选择

2.2.1 被解释变量

根据理论机制的分析，水权改革主要通过激励农村节水及优化水资源利用效率实现促进乡村振兴作用。由此，文章选择水资源利用效率与水资源节水情况作为被解释变量，其中，选取节水灌溉面积（SWL）衡量乡村农业节水情况，水资源配置效率则参考鲍超等［38］的做法，选取万元GDP用水量（GWI）测度，不仅一定程度上可以反映农业部门与工业部门的水资源配置情况，还可有效避免仅通过用水量测度遗漏经济、人口等外部因素问题。其中，万元GDP用水量（GWI）通过省份用水总量/地区生产总值计算得到，各省份用水总量、地区生产总值均来自《中国统计年鉴》。为剔除价格变动因素的影响，地区生产总值已折算成2003年不变价，以保证数据的可比性。若观察到节水灌溉面积（SWL）增加，万元GDP用水量（GWI）减少，则可以认为水权改革有效优化了水资源配置效率，促进了乡村农业节水，一定程度上助力了乡村振兴。

2.2.2 控制变量

为缓解遗漏变量而造成的内生性问题，综合相关理论与文献，选取人力资本、物质资本、市场因素三个层面控制变量。具体来说，人力资本包括人口密度（POP）、城市化程度（CIT），其中：城市化程度（CIT）选用农业人口占比衡量［38-39］，农业人口占比、人口密度均来自《中国统计年鉴》。物质资本包括地均水资源量（LW）、农业机械总动力（POW）、有效灌溉面积（WLA）［36，40］，其中：有效灌溉面积（WLA）来源于《中国环境统计年鉴》，地均水资源量（LW）通过水资源总量/省份面积得到，农业机械总动力来自《中国统计年鉴》。经济因素包括人均生产总值（GDP）、产业结构（IDS）、农林水利支出（WAC）、居民消费价格指数（CPI）。其中：产业结构（IDS）选用第一产业产值占地区生产总值的比重衡量，第一产业产值占地区生产总值的比重、人均生产总值、农林水利支出、居民消费价格指数均来自《中国统计年鉴》。为消除价格变动的影响，人均生产总值、农林水利支出以2003年为基期折算成不变价。

为了减少异常值的影响及增加数据的平滑性，模型中节水灌溉面积、地均水资源量、农业机械总动力、有效灌溉面积、人均生产总值、农林水利支出等，选连续性变量均进行对数化处理。

2.3 数据说明

为综合考察水权改革对乡村振兴的影响机制，文章构建全国30个省份（未包括西藏及港澳台地区）17年的面板数据。具体来说，首先，为获取更多的参照组样本，以提高估计结果的无偏性与有效性，将《中国环境统计年鉴》所有调查年份都包含在内，即将样本时间跨度设定为2003—2019年，并剔除数据缺失较多的西藏自治区及港澳台地区。研究所使用的全国30个省份17年的面板数据可有效识别水权改革的长期动态效应。数据主要来自《中国统计年鉴》与《中国环境统计年鉴》，由国家统计局的专业团队调查统计，一定程度上减少了系统性误差，且数据的核心指标保持不变，可比性强。相关变量及其描述性统计见表1。

表1 描述性统计分析

3 实证结果

3.1 基准回归结果

表2列（1）、列（3）的结果显示，在不控制其他变量时，水权改革对万元GDP用水量（GWI）在1%水平上具有负向影响，表示水权改革试点有效降低了生产环节的用水量水平，而对节水灌溉面积（SWL）在1%水平上具有正向影响。为缓解因遗漏变量产生的内生性问题，表2列（2）、列（4）进一步加入控制变量，结果发现，水权改革依旧在1%水平上对万元GDP用水量（GWI）具有负向影响，在1%水平上对节水灌溉面积（SWL）具有正向影响，影响系数分别为-107.312、0.111，该结果说明无论是否添加控制变量，水权改革均有效改善了农户节水情况，提高水资源的配置效率。究其原因，水权改革在强化林地产权的安全性与排他性的基础上，赋予水权交易权能，增加了水权的交易价值，有效激励农户或用水体采用节水措施，以通过交易剩余水权获取水权交易收益，进一步优化了水资源配置情况。譬如，宁夏试点地区在推行水权改革之后，枸杞种植由漫灌或畦灌转换为滴灌，田间净灌溉定额可减少180 m3/亩（1亩≈0.067公顷）；舟塔乡滴灌节水改造后，农田灌溉水有效利用系数提高了0.24，每万亩枸杞种植的节水潜力为716.00万m3，有效改善了农业用水效率，促进了农业节水。基于此，试点区可交易的水量高达716.00万m3，完全可以满足宁夏京能中宁电厂的需求。进一步地，在水利厅、当地政府和电厂三方的磋商下，宁夏试点地区完成了一起农业与工业间的水权交易，不仅促进农业节水，提高农业用水效率，还能有效改善水资源的配置效率，为水权改革助力乡村振兴提供政策思路。可见，基准回归结果在实践层面也得到了很好的验证。

表2 基准回归结果

3.2 平行趋势检验

双重差分法（DID）成立的重要前提假设是满足“平行趋势假定”，即在水权改革政策实施前，处理组与参照组的各项家庭收入的变化趋势一致，否则DID模型将无法剔除时间层面差异，基准回归结果会存在偏差。因此，文章采用事件分析法（event study）对（1）式进行扩展，构建动态双重差分模型。需强调的是，此方法不仅可以观察水权改革节水效应的持续性，还可检验平行趋势假定，动态DID模型设定如下：

模型（2）中：wri，t-k表示水权改革第k（k=1，…，K）期的前置项，用于检验处理组与参照组在实施水权改革前是否有相同的趋势，若系数Fk均不显著则说明，在水权改革之前处理组与参照组之间没有显著的系统性差异，则平行趋势假定成立。wri，t+m表示水权改革第m（m=1，…，M）期的滞后项，用于识别水权改革的持续性影响。其他变量设定与模型（1）式一致。

回归结果见图2、图3，在受到水权改革政策冲击前，构造的水权改革虚拟变量对万元GDP用水量（GWI）、节水灌溉面积（SWL）的影响基本不具有统计学意义。可见水权改革前万元GDP用水量（GWI）、节水灌溉面积（SWL）在参照组与处理组之间未呈现显著差异，平行趋势假定得以验证。进一步观察图2、图3，在水权改革之后，参照组与处理组间万元GDP用水量（GWI）、节水灌溉面积（SWL）呈现显著差异，且对万元GDP用水量（GWI）的影响系数逐年递减，对节水灌溉面积（SWL）的影响系数逐年递增，该结果说明，水权改革有效改善了水资源配置效率，促进乡村节水，且影响效果具有一定的持续性。

图2 平行趋势检验（GWI）

图3 平行趋势检验（SWL）

3.3 稳健性检验

3.3.1 剔除省级水权试点影响

在设立国家级水权试点后，山东、浙江等省份也启动了省级水权试点，具体包括：山东、浙江、新疆、福建、辽宁、河北、湖南、陕西、山西、吉林。各试点省都根据本省资源禀赋情况、经济发展情况等制定了符合本省发展的水权改革政策。若将省级试点省放入对照组中，可能会低估水权试点的政策效果。因此，为排除省级试点的影响，进行如下处理，首先，将省级水权试点放入处理组进行回归，其次，在参照组中剔除省级水权试点进行回归。

省级水权试点作为处理组的回归结果见表3列（1）、列（2），结果显示，代表水权改革的交互项对万元GDP用水量（GWI）在1%水平上具有负向影响，而对节水灌溉面积（SWL）在1%水平上具有正向影响，影响系数分别为-102.750、0.202。而在参照组中剔除省级水权试点的回归结果见表3列（3）、列（4），交互项仍在1%水平上负向影响万元GDP用水量（GWI），正向影响节水灌溉面积（SWL），影响系数分别为-118.625、0.180，相较于基准回归结果系数（-107.312、0.111），影响效果增强。该结果说明，剔除省级试点后，全国水权试点的政策效果更好，说明全国水权试点比省级水权试点的政策效果更显著。原因可能是，由于国家水权试点由中央直接领导，地方政府更有激励推行水权试点，而省级试点主要由省政府自发推行，实施激励相较于国家级水权试点较弱，国家水权试点省份的水权改革广度和深度均远高于省级试点省份。因而，在水权交易改革对用水环境的影响上，国家试点省份远高于省级试点省份。因此，将省级试点省份放入处理组时，水权试点的政策效果并未显著提高，而将其从参照组中剔除以排除省级水权试点的影响，水权改革的政策效果显著提高。可见，将省级水权试点放入参照组会低估水权改革的政策效果，但无论将省级水权试点放入处理组，还是将省级水权试点剔除，水权改革的节水效应依旧显著。

表3 剔除省级水权试点影响结果

3.3.2 加入基准变量缓解选择影响

尽管前文剔除了省级水权试点的影响效果，但处理组与参照组间的固有差异仍需注意。为此，本部分在基准回归中加入基准变量与时间线性趋势的交叉项，从线性角度控制了省份间固有的特征差异随着时间趋势产生的影响，一定程度上再度缓解了由于处理组与对照组因选择不随机造成的估计偏差。其中，基准变量包括省份水资源情况、人口情况、经济发展水平等特征，选择各省份的水资源总量、总人口数、地区生产总值作为这些先决因素的代理变量，回归结果见表4列（1）、列（2）。在加入基准变量与时间趋势交互项后，交互项treat×time对在1%水平上负向影响万元GDP用水量（GWI），正向影响节水灌溉面积（SWL），与基准回归结果一致，但较之基准回归结果，影响效果减小。该结果表明先决因素会影响水权改革的政策效果，但在控制不同地区所发生的非线性趋势变化对农村水资源配置效率和节水情况的影响下，水权改革的节水效应依旧存在，证实估计结果具有稳健性。上述方法初步控制了选择不随机造成的估计偏差，然而却无法进一步厘清水权改革在不同资源禀赋省份间的差异性效果。对此，文章将在异质性检验部分进一步讨论水权改革节水效应及对用水效率影响的异质性效果。

3.3.3 更换被解释变量

考虑到农业用水量与节水量直接体现农业用水情况，可以反映农业节水情况，一定程度上能体现农业用水效率［8］，因此，进一步采用农业用水量（FWU）、节水量（SAW）重新测度水资源配置效率及农业节水情况。回归结果见表4列（3）、列（4），表征水权改革的交互项treat×time分别在10%水平上对农业用水量（FWU）具有负向影响、1%水平上对节水量（SAW）具有正向影响，影响系数分别为-7.219、1.189。该结果说明，相较于对照组，水权改革有效减少了处理组7.219亿m3的农业用水量，并提高了处理组1.189亿m3的节水量，水权改革的节水效应十分显著。因此，更换水资源配置效率及农业节水情况的测度方式并不会对研究的实证结果造成实质性的影响，基准回归结果依然具有稳健性。

3.3.4 排除其他政策干扰

考虑到国家为贯彻落实“节水优先、空间均衡、系统治理、两手发力”十六字治水方针，在水权改革实施的同时，也颁布了其他促进节水的治水政策以助力乡村振兴战略的全面推进，故基准回归模型中设置的水权改革虚拟变量可能包含其他治水政策、节水政策的冲击，进而高估水权改革的政策效果，因此，我们将进一步排除其他政策干扰。

中国于2016年在河北省开始试行水资源费改税改革试点，力求促进水资源的合理开发与利用，水资源费改税的实施，有效改善了河北省不合理用水需求，节水效果明显。为此，2017年中国进一步增加了北京、天津、山东、陕西、山西、内蒙古、河南、四川、宁夏作为新一批水资源税改试点地区，进一步探索水资源税改革工作全国推广的可行性。因此，为排除水资源费改税政策对水资源节水情况及配置效率的影响，参考赵艾凤等［41］设置水资源费改税改革虚拟变量的做法，以2017年为时间节点，以推行水资源费改税试点的21个省份为控制组，以水资源费改税试点扩围的9个省份作为处理组，设置水资源费改税虚拟变量，并加入回归模型（1）进行回归。回归结果见表4列（5）和列（6），结果显示，控制水资源费改税政策时，水权改革依旧在1%水平上负向影响万元GDP用水量（GWI），正向影响节水灌溉面积（SWL），影响系数分别为-104.431、0.120，与基准回归结果的系数相差较小，说明进一步排除水资源费改税政策效果后，基准回归结果依旧具有稳健性。

表4 稳健性检验结果

3.3.5 安慰剂检验

前文虽控制了省份间可观测的系统性差异，如资源禀赋程度、经济发展水平等，并排除了其他政策干扰，但值得思考的是，此效应是否受到其他不可观测因素的干扰？对此，文章进一步构建一系列反事实框架对基准回归结果进行安慰剂检验（Placebo Test）。若在构建假想的政策处理下同样观察到水资源配置效率提高和节水情况改善，则说明节水效应的产生可能源于其他不可观测因素，而非水权改革政策的推行。

首先，利用Bootstrap技术随机将各省份随机分配为处理组和参照组，按模型（1）重复回归500次。回归结果证实，虚构的交互性对万元GDP用水量（GWI）、节水灌溉面积（SWL）的影响系数的t值呈近似正态分布，即t值多集中在0附近，极少分布在±3、±4周围，说明在随机500次实验中，构造的虚假水权改革对万元GDP用水量（GWI）、节水灌溉面积（SWL）的回归系数显著为正和显著为负的占比均较小，是小概率事件，结果见图4和图5。其次，提前政策实施年份，将各省实施水权改革的时间分别提前三年、五年和七年，构建虚假的时间虚拟变量pre3、pre5和pre7，根据基准模型（1）进行回归估计。水权改革政策提前3年、5年和7年的估计结果如表5列（1）—列（6）所示，pre3、pre5和pre7对万元GDP用水量（GWI）、节水灌溉面积（SWL）的影响均不具有统计学意义。这意味着除真正推行水权改革的年份，无论将水权时间提前3年、5年，还是7年，虚假的水权政策均不存在节水效应，亦不会提高水资源配置效率。

表5 安慰剂检验

图4 安慰剂检验（GWI）

图5 安慰剂检验（SWL）

上述结果均可说明节水效应并非来自于其他不可观测因素，安慰剂检验通过。

4 异质性分析

上述结果仅证实了水权改革对乡村水资源利用情况的平均影响，然而水资源禀赋、农业依赖度、市场化程度等因素会差异化水权改革的节水效应。因此，文章通过构建三重差分模型（DDD）揭示水权改革节水效应的异质性效果。

4.1 水资源禀赋差异

水资源是中国农业生产的关键要素，地区水资源禀赋一定程度上会差异化地区经济与农业发展水平。具体来说，由于地区水资源的稀缺性，水权改革往往较难促进水资源禀赋较差地区的农业节水，而高水资源禀赋地区由于其丰富的水资源量，将更易通过调整地区用水结构、减少农业灌溉用水量等方式实现农业节水［8］。因此，较之于高水资源禀赋地区，水权改革在低水资源禀赋地区的节水效应及对用水效率的影响可能较弱。考虑到人均水资源量不仅是衡量水资源禀赋的常用指标，还能体现不同地区基于人口输入的水资源适应程度，因此，选取人均水资源量衡量地区水资源禀赋情况，通过人均水资源量（PW）与treat×time相乘，得到相乘项DPW，并加入模型（1）进行回归。表6列（1）、列（2）回归结果表示，相乘项DPW在1%水平上负向影响万元GDP用水量（GWI），在1%水平上正向影响节水灌溉面积（SWL），影响系数分别为-12.532、0.018。该结果说明，较之人均水资源量较低的地区，水权改革的节水效应及对用水效率的影响在人均水资源量丰富地区实现效果更好。

4.2 农业依赖程度差异

农业依赖程度体现了地区生产偏好，往往农业生产依赖程度较低地区的农户倾向投入边际收益更高的非农部门，非农就业带来的劳动力要素再配置将造成农户家庭面临较为严格的农业劳动力约束［42］，因此，水权改革较难激励促进非农业生产型地区进行农业节水。而农业依赖度高地区往往农业发展较好，更易实现农业种植的规模效应，不仅可通过调整种植结构、设置农业节水灌溉设备等途径促进农业节水，农业的规模效应还可加快农业节水进程。因此，水权改革的节水效应及对用水效率的影响可能在农业依赖程度高地区的效果更好。考虑到农业用水量一定程度上不仅可以体现地区农业发展程度，还可反映地区农业种植产品的需水量。因此，选用农业用水量衡量地区农业生产依赖程度，并在模型（1）中设置农业用水量（FW）与交互项treat×time的相乘项DFW。表6列（3）、列（4）结果表示，相乘项DFW在1%水平上负向影响万元GDP用水量（GWI），在1%水平上正向影响节水灌溉面积（SWL），影响系数分别为-19.081、0.024。该结果说明，水权改革的节水效应在农业用水量高的地区更加明显。

4.3 市场化程度差异

市场化改革是中国经济发展过程中的关键驱动因素之一，鉴于地区间发展不均衡等原因，各地区市场化进程存在较大差异，而地区间市场化程度的高低是水权交易市场完善的重要影响因素之一。通常情况下，地区市场化程度愈高，水权交易市场愈完善，水权改革更易通过市场机制优化水资源配置、促进水资源的可持续利用［43］。此外，市场化程度一定程度上可以反映地区经济发展水平，相较于经济发展较弱地区，发达地区的政府更易通过推行适应性政策激励该地区农户、企业等采用节水灌溉设施等，且地区层面适应性政策的实行一定程度上能缓解改善灌溉设施产生的生产成本，进而从环境、经济等多个层面助力乡村振兴。对此，选用市场化指数衡量地区市场化程度，原因在于，市场化指数是一个以指数形式衡量市场化进程的指数体系，且对不同来源、不同口径的原始数据按照统一的方式进行标准化处理以便于进行横向和纵向比较，很好地反映地区市场化程度的差异。基于此，在模型（1）中设置市场化指数（MK）与交互项treat×time的相乘项DMK。表6列（5）、列（6）结果表示，相乘项DMK均在1%水平上负向影响万元GDP用水量（GWI）、正向影响节水灌溉面积（SWL），影响系数分别为-12.309、0.023。该结果说明，水权改革的节水效应在市场化交易水平高的地区更明显。

表6 异质性分析

5 结论与政策建议

文章在理论分析水权改革对农业节水及用水效率影响的基础上，以水权改革为准自然实验，利用中国2003——2019年30个省份样本数据，构建双重差分模型（DID）定量分析了水权改革与农业节水及水资源用水效率间的因果关系。主要得出以下结论：①双重差分法（DID）回归结果显示，水权改革对农业灌溉节水面积具有显著的正向影响，对万元GDP用水量具有显著的负向影响，且国家级水权试点的政策效果要高于省级试点。②双重差分回归结果在进行平行趋势检验、排除其他政策干扰、安慰剂检验等一系列稳健性检验后，依旧具有稳健性。③水权改革节水效应及对用水效率影响的异质性结果证实，地区水资源禀赋、农业依赖度、市场化程度等会差异化水权改革的政策实施效果，在水资源禀赋高、农业依赖度高以及市场化程度高的地区，水权改革的节水效应更大，且提高水资源用水效率的效果更好。

基于文章的结论，得出以下启示：①水权改革通过明晰产权、完善水权交易制度等措施有效促进农业节水。因此，在全国层面推广水权改革的过程中，不仅应在健全区域内用水总量管控指标的基础上，明晰用水总量指标等信息，还需整合已有水权交易平台，统筹建立全国水权交易平台体系。由此缓解水权交易中信息不对称、委托代理等问题，有效降低水权交易成本，进而提高农户、企业等用水户通过节水行为进行水权交易的概率，有效助力乡村生态振兴。②水资源通过市场化交易是水权改革助力乡村振兴的重要途径之一。因此，在深化水权改革的进程中，不仅应积极引导地区间、行业间、用水户间开展多种形式的用水权交易，以优化水资源在行业间的配置效率，还应加快搭建水权收储平台、水生态银行等运营平台，并增加水期权、水期货等多种水衍生产品，通过创新水权交易模式增加水权交易量，充分发挥水资源要素的市场化配置，进而缓解水资源供需矛盾，助力乡村生态振兴。③研究发现水权改革促进了农业节水，改善了地区水资源用水效率，提高了水资源使用价值与交易价值，增加了社会化资本参与生态修复的概率，有利于乡村绿色种植和养殖、涉水康养等生态产业的发展，进而助力乡村产业振兴。此时，水资源的保护效益和资源优势将有效转化为经济效益，地方政府将更有激励深化水权改革，充分发挥政策的实施效果。④水权改革的政策效果因地区间水资源禀赋、农业依赖度、市场化程度等地区间差异存在明显异质性。因此，国家在完善水权改革相关政策时，应充分考虑到省份间资源禀赋、产业倾向和市场化程度等差异，探索制定差异化初始水权分配、水权交易市场管理办法等，力求实现水权改革的最佳政策效果。