基于RCM的水权交易试点对水资源利用效率影响评估*

2022-07-01闫瑞雯王永瑜

兰州财经大学学报 2022年2期

● 闫瑞雯，王永瑜

（兰州财经大学统计学院，甘肃兰州 730020）

作为典型的缺水型国家，我国十分重视水资源管理，特别将节水置于水利水务工作的优先位置。《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》提出，要全面提高资源利用效率，在水资源利用方面实施国家节水行动，建立水资源刚性约束制度，强化农业节水增效、工业节水减排和城镇节水降损，鼓励再生水利用，单位GDP用水量下降16%左右①新华社.中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要[EB/OL].(2021-03-14)[2021-11-29].http://www.gov.cn/xinwen/2021-03/14/content_5592884.htm.。党的十八届三中全会确立了使市场在资源配置中发挥决定性作用的改革方向，明确提出推行水权交易制度。2014年7月，水利部印发《水利部关于开展水权试点工作的通知》，明确在宁夏、江西、湖北、内蒙古、河南、甘肃和广东7省（区）分别开展水权确权和交易试点工作②水利部.水利部召开水权试点工作启动会[EB/OL].(2014-07-23)[2021-11-29].http://www.gov.，其中内蒙古、河南、甘肃和广东4省（区）重点进行水权交易试点。截至2017年年底，水权交易试点工作基本完成。除国家试点省（区）外，其他各省（自治区、直辖市）也相继自发展开水权交易探索。在此背景下，探究水权交易政策对试点省（区）水资源利用效率的影响，对全面推行水权交易政策，提高水资源利用效率具有重要理论和现实意义。

一、文献综述

围绕该研究主题，现有文献主要从水资源利用效率评价、水权交易和我国水权交易试点三个方面进行研究。在水资源利用效率评价方面，主要有两种思路：一是构建水资源利用效率综合评价指标体系[1-2]；二是构建全要素投入产出系统。多数学者基于全要素水资源利用效率思想，通过构建全要素投入产出系统测算水资源利用效率。其中，部分学者运用了以SFA（随机前沿分析）为代表的参数方法。Ferro等利用普查数据对拉丁美洲各地工业水行业效率进行了前沿分析，并且提出了适合该地各区域用水效率提升的路径[3]。张凯等将水资源承载力作为投入要素，构建SFA效率测算模型测度了2003—2017年中国大陆31个省（自治区、直辖市）的水资源利用效率[4]。任玉芬等采用基于面板数据的随机前沿模型计算了我国283个主要城市2000—2014年的水资源利用效率和水环境压力，发现我国主要地级市水资源利用效率普遍不高，且给出了相关政策建议[5]。由于水资源在使用和处理过程中存在环境和生产过程间复杂的交互关系，通常难以运用明确的函数形式对水资源利用效率进行参数方法评价，因此，更多学者使用以DEA（数据包络分析）为代表的非参数方法测算水资源利用相对效率。Thanassoulis率先使用DEA方法测度了英国的用水效率[6]，之后，沿用该方法国外学者分别测算了澳大利亚、美国及西班牙等国的用水效率。国内学者分别以城市[7]、省域[8]、流域[9]和全国[10]为研究尺度，采用传统DEA模型[8]、超效率DEA模型[11]、三阶段 DEA模型[12]、SBM 模型[13]、非期望产出 SESBM模型[14]和网络DEA模型[15]等各种DEA及其改进方法，对农业用水[8]、工业用水[7]和总体用水效率[13]进行了多层次、多角度的评价并取得丰富的研究成果。

在水权交易研究方面，由于美国[16]、澳大利亚[17]等国家较早进行了水权交易市场实践，国外学者率先对水权交易开展了深入的理论和实证研究[18-23]。国内学者借鉴国外水权交易理论分析经验，在水权交易方面也相继展开大量研究，如对水权和水权交易概念进行了广泛探讨[24-27]，对中国水权交易实践和水权交易运行机制等问题进行了深入研究[28-32]。近年来，国内学者对水权交易在实现水资源优化配置方面的研究也比较丰富。胡晓寒等分析了我国农业用水户之间的水权交易效率，结果表明水权交易能够促进实现水资源优化配置[33]。陆文聪等以节水和水资源优化配置为目标，对不同状态下水权交易的配置效率和节水效果进行的分析比较得出，政府主导的交易机制在水资源配置和节水效果上更有效率[34]。曾雪婷等以节水为目标，运用不确定规划法分析了开孔河流域水权交易，发现水权交易可以在保证收益的前提下实现节水[35]。张晓军等通过构建跨行业水权交易体系模型，以工业和农业水权交易为例验证了水权交易在我国能够实现水资源最优配置[36]。

当前关于我国水权交易试点研究的文献相对较少，已有成果主要是对试点工作经验的总结。田贵良总结和比较了各试点省(区)水权改革的做法和经验，提出全国各地应因地制宜推广水权改革、完善水资源监控计量体系、建立多种类型的水权交易平台、规范水权交易价格形成机制等对策建议[37]。关于我国水权交易政策实施对于水资源利用效率效果的研究也屈指可数。田贵良等对我国水权交易政策实施前后的水资源利用效率进行了简单对比分析，结果表明总体上我国水权交易政策对水资源利用效率具有积极作用[38]。Chen等通过构建基于水资源系统的混合网络结构DEA模型测度了我国水资源利用效率，并利用双重差分（DID）模型检验了水权交易政策对水资源利用效率的作用效果，发现水权交易政策有效提高了水资源系统的综合水效率[39]。吴凤平等在采用考虑非期望产出的超效率SBM模型测算了中国大陆30个省（自治区、直辖市）水资源利用效率的基础上，利用双重差分模型检验发现水权交易政策能够显著提升水资源利用效率[40]。

综上所述，现有文献虽然在水资源利用效率评价、水权交易和我国水权交易试点研究等方面成果显著，但由于水权交易及其对水资源利用效率影响的复杂性，在以下两个方面尚存在不足，需继续深入研究：第一，学者们在利用以DEA为代表的方法测算多期水资源利用效率时，均以决策单元各期投入产出数据分别构造当期生产前沿面，但是参照不同时期生产前沿面测算得到的水资源利用效率缺乏跨期可比性；第二，鲜有研究关注我国水权交易政策对水资源利用效率的实际影响。因此，研究主要从以下两个角度对现有研究进行改进和补充：第一，改进水资源利用效率测度方法，运用考虑非期望产出的超效率全局SBM模型测度水资源利用效率，有效避免测度结果跨期不可比问题。第二，丰富水权交易影响水资源利用效率的实证研究。与现有文献运用双重差分模型检验政策实施效果不同，研究将水权交易试点政策作为一项“自然实验”，基于回归控制法进行反事实分析，评估水权交易政策对试点省（区）水资源利用效率的影响。

二、可交易水资源利用效率提升机理分析

根据科斯定理，市场经济条件下可以通过市场转移水资源使用权，实现水资源有效配置，提高水资源利用效率。关于其作用机理，黄锡生等认为不同用水主体间用水效益存在差异，在节水前提下，用水主体可通过比较用水收益与成本，利用水权交易获得节水收益，达到促进水资源从低效益用途向高效益用途转移，提高利用效率[41]。

图1刻画了水权交易提高水资源利用效率的经济原理。假设节水型社会用水总量为Q1Q2，MAC1和MAC2分别表示用水主体1、2的边际治理成本（marginal abatement cost）。当社会初始水价为P1时，用水主体1、2的期望用水量分别为Q1Q3和Q2Q4，改变用水量则会增加用水成本。此时社会期望用水总量大于实际用水总量，导致水资源竞争性使用，产生负外部性，降低社会总福利。

图1 水权交易提高水资源利用效率原理图

在水权交易背景下，假设用水主体1、2经水权分配后初始用水量分别为Q1Q5和Q2Q5，与各自期望用水量相比，用水主体1、2因减少用水分别付出成本AQ3Q5C和DQ5Q4B。显然用水主体2的成本低于主体1，因此主体2能以高于成本的价格出售用水权给主体1获利，主体1以低于自身成本的价格购买用水权获得高于分配的用水量，当两用水主体减少用水的边际治理成本相等时，即MAC1(Q*)=MAC2(Q*)，水权交易完成，在交易均衡价格P*处达到局部均衡，且两用水主体通过水权交易均获得节水好处。

经过水权交易，用水总量Q1Q2在两用水主体间重新分配，与各自期望用水量相比，两用水主体减少用水的总成本变为AQ3Q4BE，比水权交易前减少了面积CED，表明水资源得到优化配置，社会水资源利用效率提高。

三、研究方法

（一）非期望产出超效率全局SBM模型

传统DEA是径向、角度模型，在计算效率时会忽略投入或产出，不符合客观实际，且可能高估决策单元的效率值。为克服上述问题，Tone构建了非径向、非角度DEA模型，即SBM模型[42]。SBM模型中有效率的决策单元值均为1，为比较有效率决策单元，Tone进一步构建了超效率SBM模型[43]。随着绿色生产方式成为社会生产追求的目标，对生产效率的研究也由只考虑期望经济产出转向同时关注非期望产出。

研究基于Tone提出的非期望产出SBM模型[44]，参考成刚推导的非期望产出超效率SBM模型公式[45]，构建考虑非期望产出的超效率全局SBM模型。该模型不仅规避了传统DEA模型径向和角度的缺陷，而且有效解决了水资源利用效率跨期不可比问题，同时还由于考虑了非期望产出能进一步比较有效决策单元。当规模报酬不变的效率计算结果与可变条件下结果不同时，Zheng等的研究表明规模报酬可变的效率值更符合实际[46]。因此，研究在规模报酬可变条件下构建相关模型。

假设有n个决策单元，每个决策单元均包括投入、期望产出和非期望产出三种要素，分别用X=(xij)∈Rm×n、Y=(ykj)∈Rs1×n和Z=(zlj)∈Rs2×n表示投入、期望产出和非期望产出向量，m，s1，s2分别代表投入、期望产出和非期望产出变量个数。生产可能集为：P={(x,y,z)|x≥XΛ,y≤YΛ,z≥ZΛ,X＞0,Y＞0,Z＞0,Λ＞0}，其中前三个不等式分别表示实际投入水平大于前沿水平、实际期望产出水平小于前沿水平和实际非期望产出水平大于前沿水平，Λ=[λ1,λ2,L,λn]∈Rn表示权系数向量。

在规模报酬可变条件下，考虑非期望产出的超效率全局SBM模型（Global-Un-Super-SBM-VRS）如下：

式（1）中，sx∈ Rm和分别表示投入和非期望产出过剩量，表示期望产出短缺量，E表示决策单元效率值，在规模报酬可变条件下满足。超效率模型针对有效决策单元，故式（1）中E均大于等于1。其他决策单元效率值可通过规模报酬可变条件下非期望产出全局SBM模型（Global-Un-SBM-VRS）计算得出。公式如下：

（二）回归控制法

当前主流的政策评估方法有双重差分法（DID）和合成控制法（Synthetic Control Method）两种。尽管这两种方法都被广泛应用，但各自均存在一定局限性。其中，双重差分法需要各种假设条件，复杂的现实情况往往难以满足，因此很多研究无法运用；合成控制法最大的局限是要求合成控制权重在0-1之间，当无法找到合适的权重对控制组进行加权平均拟合时则该方法失效。Hsiao等提出一种利用面板数据估计平均处理效果的新方法，即，回归控制法（Regression Control Method）[47]。该方法对合成控制法进行了改进，特别适用于试点较少的政策效果评估。陈浩耀等的研究表明回归控制法不仅在估计效果上优于合成控制法，而且具有更高的可靠性和稳健性[48]。因此，研究将运用回归控制法进行水权交易政策效果评估。

回归控制法的基本思想是：将政策实施对象作为处理组，其余未实施政策的对象作为控制组，由于一些影响不同经济体的潜在“共同因子”使得不同个体间存在截面相关性，因此可以利用政策发生前的相关数据构造处理组未实施政策的“反事实结果”，以估计政策效应。具体而言，假设某地区（i=1）实施了一项政策，k-1个地区没有实施该政策，和分别表示地区i在未实施政策和实施政策条件下被解释变量取值，政策在T0+1(1≤T0＜T)实施，研究地区为i=1,…,k，样本时间为t=1,…,T。政策实施地区的政策效果可表示为，其中为观测值，表示无法被观测。由于可构造因子模型表示地区i在没有实施政策条件下的被解释变量[51]，即：

其中，xit表示M×1维可观测控制变量，β为M×1维常数向量，ft表示同时影响不同个体的N×1维“共同因子”，bi为对应的N×1维“因子载荷”，表示“共同因子”对不同个体的影响水平，εit是随机扰动项。

进一步通过适当变换消除不可观测项b'if，得到：

其中，δ1是常数项，υ1t是随机扰动项，是zt=(P2t,…,Pkt,x1t,L,xmt)中的任一子集，zt中的元素均可观测，因此可根据一定方法选择最优的，并通过回归拟合得到处理组未实施政策的“反事实结果”，进而估计政策处理效应。

由于研究中数据量较大，鉴于Lasso方法在计算上比许多传统的变量选择方法效率更高，且Li等的研究表明在高维数据下使用Lasso方法选择更稳定可靠[49]，因此，研究将首先运用Lasso方法选择得到次优的，然后根据AICC信息准则选取最优的，之后基于政策实施前（t=1,…,T0）的数据对方程（4）进行回归拟合，得到政策实施后处理对象的“反事实结果”：

在回归方法的选取上，由于post-lasso OLS方法综合使用Lasso和OLS方法进行回归，拟合效果更好[50]，而政策发生前“反事实结果”和处理对象拟合效果良好是回归控制法准确评估政策效应的关键，因此，将运用post-lasso OLS方法估计“反事实结果”。最后，可得政策实施的处理效应估计值：

四、水资源利用效率测度

（一）指标选取和数据来源

基于中国大陆31个省（自治区、直辖市）2005—2019年的面板数据，运用考虑非期望产出的超效率全局SBM模型测度水资源利用效率，在指标选取上，参考运用考虑非期望产出的DEA方法测算地区水资源利用效率的相关文献[14,50]，选取劳动力、资本和用水量作为投入指标，地区生产总值作为期望产出指标，废水中化学需氧量（COD）排放量和氨氮排放量作为非期望产出指标。其中，劳动力投入用各省历年全社会年末从业人数表示；资本投入用各省历年资本存量（一般采用永续盘存法估算）表示，为使结果更切合实际，将基于张军等所使用的方法[51]得到各省2003年资本存量，以此为初始值，以2005年为基期，借鉴陈普等的处理方法利用各省历年固定资本折旧数据计算2005—2019年资本存量值[52]；用水量为各省历年用水总量；地区生产总值为以2005年为基期剔除价格因素的实际地区生产总值；废水中排放的化学需氧量和氨氮排放量分别为各省历年废水中化学需氧量排放总量和氨氮排放量。相关指标数据均来自EPS数据库、各省（自治区、直辖市）历年统计年鉴和国家统计局网站，为研究方便，部分缺失数据利用线性插值算法插补得到。

（二）结果分析

运用考虑非期望产出的超效率全局SBM模型测算中国大陆31个省（自治区、直辖市）2005—2019年的水资源利用效率，部分结果如表1所示。

表1 中国大陆31省水资源利用效率

根据测算结果，近十几年我国水资源利用效率平均值约为0.45，从时间变化趋势上看，水资源利用效率平均变化呈现“先降后升”的U型趋势——以2015年为拐点，我国水资源利用效率平均值从2005年的0.46下降到2015年的0.41，之后逐年显著上升，在2019年达到0.52。总之，整体水资源利用效率仍有较大提升空间。从各省水资源利用效率变化来看，我国水资源利用效率地区差异悬殊，主要呈现三种变化趋势：以北京、天津、广东和上海为代表的经济较发达省（市）水资源利用效率远高于其他省，近年来基本维持在较高水平；以江苏、浙江和山东为代表的东部沿海各省水资源利用效率变化趋势较为一致，在2015年之前基本呈现缓慢增长的趋势，从2015年开始增长幅度显著提升，2019年均达到水资源利用有效水平；其他各省水资源利用效率多数低于全国平均值，虽近年来均呈现不同程度的上升趋势，但效果不甚明显，总之水资源利用效率提升空间较大。从各省水资源利用效率平均值排名来看，北京、天津、广东、上海、江苏、浙江和山东等经济发达地区水资源利用效率排名靠前，其原因主要在于其经济发展有效推动了产业结构优化和提高了节水技术投资，有利于提高水资源利用效率。另外，青海和西藏两省（区）水资源利用效率平均值排名位于前列，且两省（区）近十几年水资源利用效率均高于全国平均值，深入分析发现两省（区）人均水资源量居于全国前两位，可见水资源禀赋对提高水资源利用效率具有积极作用。

为进一步分析水权交易试点省（区）的水资源利用效率变化趋势，绘制内蒙古、河南、甘肃和广东4省（区）水资源利用效率变化趋势图（图2）。如图2所示，各试点省（区）水资源利用效率变化存在显著差异。其中，广东水资源利用效率远高于其他3个试点省（区），自2005年到2006年在显著提升后，基本维持在水资源利用有效水平，虽在2014年出现下降趋势，但2015年迅速提升并平稳保持有效水平；与广东相比，内蒙古、河南和甘肃水资源利用效率比较接近。其中，河南水资源利用效率从2013年开始转降为升，并在2015年大幅增长；内蒙古和甘肃的水资源利用效率变化相近，在2015年之前缓慢下降，之后呈现上升趋势。2015年水权交易试点工作已正式开始，各试点省（区）水资源利用效率变化情况一定程度反映了水权交易政策对水资源利用效率的提升作用。

图2 水权交易试点省（区）水资源利用效率变化趋势

但是上述对水资源利用效率变化趋势的分析还不足以证明水权交易政策对试点省（区）水资源利用效率的积极影响，接下来将运用回归控制法定量评估水权交易政策对各试点省（区）水资源利用效率的实际影响。

五、水权交易政策对试点省（区）水资源利用效率影响的评估

（一）指标选取与数据来源

2014年我国提出在7省（区）开展水权交易试点工作，在2014年10月底前各地具体工作方案得以批复，且仅在内蒙古、河南、甘肃和广东4省（区）进行水权交易试点，因此，将2015年之前作为政策实施前时期，2015年及之后作为政策实施的后时期，将内蒙古、河南、甘肃和广东4省（区）作为处理组，其余27个省（自治区、直辖市）作为控制组。此外，由于研究是使用水资源利用效率衡量水权交易政策对各试点省（区）的实际影响，因此选取影响水资源利用效率的因素作为构造处理组“反事实结果”的可能控制变量。通过梳理研究水资源利用效率影响因素的文献[53-55]，发现经济发展水平、人口规模、水资源禀赋和产业结构等因素均会影响水资源利用效率。基于此，将选取地区生产总值、城镇化率和常住人口、用水总量和水资源总量，以及第一、二产业分别占地区生产总值的比重，分别表示经济发展水平、人口规模、水资源禀赋和产业结构，作为回归控制法的控制变量指标，其中，地区生产总值是以2005年为基期剔除价格变动的实际值。相关数据来自EPS数据库、各省（自治区、直辖市）历年统计年鉴和国家统计局网站。

（二）结果分析

回归控制法的核心是构造在政策发生前与处理对象真实值拟合效果良好的“反事实结果”。基于水权交易政策发生前的相关数据，研究将首先运用Lasso方法分别选择4个水权交易试点省（区）的“反事实结果”次优模型，然后根据AICC信息准则确定最优模型，之后分别以4个试点省（区）水资源利用效率为被解释变量，各自最优模型为解释变量，采用post-lasso OLS方法拟合得到水权交易政策发生前各试点省（区）水资源利用效率的“反事实结果”。最优模型及拟合结果见表2。

表2 水权交易政策实施前各试点省（区）水资源利用效率“反事实结果”拟合情况

水权交易政策实施前，试点省（区）水资源利用效率“反事实结果”与真实值拟合良好是回归控制法准确评估政策效果的关键前提，因此与“反事实结果”最优模型中单个解释变量的显著性相比，最优模型的整体拟合情况对评估政策效果更重要。从表2可以看出，在水权交易政策实施之前，内蒙古、河南、甘肃和广东4个水权交易试点省（区）“反事实结果”最优模型的拟合优度R2分别为 0.9983、0.9774、0.9741 和 0.8553，表明各水权交易试点省（区）水资源利用效率的“反事实结果”与真实值拟合度均较高，最优模型选取合适，回归控制法可以较为准确评估水权交易政策的效果。

在水资源利用效率“反事实结果”与真实值拟具体来看，在水权交易政策正式实施前，内蒙古水资源利用效率“反事实结果”的拟合优度R2为0.9983，拟合效果非常好，图3更直观显示了拐点部分也得到了很好的拟合，表明“反事实结果”充分再现了内蒙古水资源利用效率逐年下降的趋势，用水情况不容乐观。2015年水权交易政策正式实施后，“反事实结果”与真实水资源利用效率合良好的前提之下，进一步采用post-lasso OLS方法估计水权交易政策实施后各试点省（区）水资源利用效率的反事实预测值，而由于反事实预测值是假设试点省（区）在未实施水权交易政策情况下水资源利用效率的估计值，因此反事实预测值和真实值的差距显示的是水权交易政策的作用效果。各试点省（区）水权交易政策效应值具体如表3所示。各试点省（区）水资源利用效率的反事实预测值和真实值的变化趋势如图3所示，其中实线表示试点省（区）水资源利用效率的真实值，虚线表示反事实预测值，为更清晰显示水权交易政策的作用效果，用垂直点线表示政策作用时点前一期。逐渐背离，“反事实结果”继续保持下降趋势，而真实水资源利用效率则开始由降转升并大幅上扬，表明水权交易政策有效提高了内蒙古水资源利用效率。表3数据显示，水权交易试点在内蒙古产生的政策效果从2015年的0.0124逐年增加到2019年的0.1186，2015—2019年平均政策效果为0.0656。

表3 水权交易试点省（区）政策效果

图3 水权交易试点省（区）水资源利用效率真实值和反事实预测值变化趋势

河南在水权交易政策实施前，水资源利用效率逐年下降，“反事实结果”的拟合优度R2为0.9774，拟合效果良好，说明“反事实结果”很好地复制了水权交易政策实施前河南水资源利用效率的下降趋势。如图3所示，河南在2014年水权交易试点提出已促使真实水资源利用效率转降为升，且在2015年水权交易政策真正落实后，真实水资源利用效率大幅提升，而“反事实结果”则主要呈现下降趋势，说明水权交易政策对提高河南水资源利用效率具有显著积极作用。与内蒙古类似，表3中水权交易试点在河南产生的政策效果也表现为逐年递增，从2015年的0.0229逐年增加到2019年的0.1934，2015—2019年平均政策效果为0.1137。

与内蒙古和河南相似，甘肃在水权交易政策实施前，水资源利用效率同样主要呈现逐年下降趋势，“反事实结果”的拟合优度R2为0.9741，拟合度较高，表明“反事实结果”较好复制了其真实水资源利用效率逐年下降的趋势。图3显示，2015年甘肃在水权交易政策实施后，“反事实结果”仍维持逐年下降趋势，而真实水资源利用效率在2015年之后显著增长，说明水权交易政策对甘肃水资源利用效率的积极影响虽然具有一定滞后性，但仍有效提升了其水资源利用效率。由表3数据可知，水权交易试点工作在甘肃产生的政策效果从2015年的0.0002逐年增加到2019年的0.0895，平均政策效果为0.0436。

如图3所示，广东水资源利用效率变化趋势与其他3个试点省（区）相比是截然不同，自2005年显著提升之后，广东水资源利用效率基本维持在水资源利用有效水平。水权交易政策实施前，“反事实结果”的拟合优度R2为0.8553，拟合效果较好，从图3也可看出“反事实结果”基本复制了广东水资源利用效率的变化趋势。2015年水权交易政策正式实施后，“反事实结果”表现为在逐年下降后趋于平稳变化，而真实水资源利用效率虽然在2014年出现明显降低，但2015年水权交易政策的实施使其迅速提升到有效水平并呈现出平稳上升的变化趋势，说明水权交易政策对广东水资源利用效率具有一定提升作用。同样，表3中数据展示了水权交易试点对广东水资源利用效率产生的逐年递增政策效果，从2015年的0.0586增加到2019年的0.3682，2015—2019年平均政策效果为0.2607。

（三）安慰剂检验

研究结果初步表明水权交易政策有效提高了各试点省（区）的水资源利用效率。然而，水权交易政策实施后，一些未观测因素同样可能导致真实水资源利用效率与“反事实结果”背离。为了排除其他因素的干扰和偶然性的发生，以下将对上述结果进行安慰剂检验。

安慰剂检验是Abadie等提出的一种类似秩检验的排序检验法[56]。依据其基本思想，研究中将假设所有省（自治区、直辖市）在2015年均实施了水权交易政策，使用回归控制法构造每个省的“反事实结果”，估计各省在假设条件下的政策效果，并与试点省(区)的政策效果进行比较，若非试点省的政策效果均小于试点省（区）的政策效果，则表明水权交易政策对试点省（区）水资源利用效

具体来看，水权交易政策实施前，内蒙古的“反事实结果”和真实值拟合效果非常好，MSPE值较小，因此剔除MSPE值超过内蒙古10倍的省（自治区、直辖市）（共18个）。由图4可知，2015年前各省水资源利用效率的差距变动程度相差不大，但水权交易政策实施后，内蒙古与其他省的差距开始逐渐变大，且水权交易政策处理效应高于其他省，表明水权交易政策提升内蒙古水资源利用效率作用显著，结合表4结果，水权交易政策处理效应逐年递增，且只有1/10，即10%的概率会出现内蒙古水资源利用效率真实值和“反事实结果”之间的显著变动差距。由此可见水权交易政率的提升效果显著。为了检验试点省（区）政策效果的统计显著性，可以进一步计算检验政策效果统计显著性的指标，公式如下：

式（7）中k为研究地区的个数，I(.)为示性函数，括号内的条件表示所有省的政策效果与试点省（区）的真实政策效果的比较，遍历所有省，当某个省的政策效果不小于试点省（区）的政策效果时，示性函数取值为1，否则为0，即，如果非试点省的政策效果均小于试点省（区）的政策效果，则P值为。将根据P值的大小判断水权交易政策对试点省（区）水资源利用效率提升效果的显著性水平。

回归控制法要求政策发生前“反事实结果”与真实值具有良好的拟合效果，在安慰剂检验中，一般以均方预测误差（MSPE）值衡量这一拟合效果的大小。为提高安慰剂检验分析的准确性，排除拟合效果较差的假处理地区对检验结果的干扰，需要剔除具有较大MSPE值的地区。根据各试点省（区）水权交易政策实施前不同的拟合情况，剔除MSPE值较大的省，最终安慰剂检验结果如图4所示。其中黑线表示水权交易政策对试点省（区）的政策处理效应，灰线表示水权交易政策对非试点省的安慰剂效应，垂直点线表示政策作用时点前一期。为检验水权交易政策对试点省（区）水资源利用效率提升效果的显著性水平，进一步计算检验政策效果统计显著性的指标P值，结果见表4。策提高内蒙古水资源利用效率的效应在10%的水平下显著。

河南在水权交易政策实施前“反事实结果”和真实值拟合的MSPE值为0.0001，剔除超过河南2倍的省（自治区、直辖市）（共8个）之后，如图4所示，2015年之前各省水资源利用效率的差距变动均基本在0附近波动且差距较小，2015年水权交易政策实施后，河南与其他省变化趋势形成鲜明对比，处理效应远高于其他省的安慰剂效应。这一结果表明水权交易政策对河南水资源利用效率具有显著积极影响，结合表4结果，水权交易政策效果显著且逐年增大，只有5%的概率会出现河南水资源利用效率真实值和“反事实结果”之间的明显变动差距。由此可见水权交易政策提高河南水资源利用效率的效应在5%的水平下显著。

图4 水权交易试点省（区）安慰剂检验

表4 水权交易试点省（区）政策效果显著性检验

甘肃在水权交易政策实施前MSPE值很小，与内蒙古类似，同样剔除超过甘肃10倍的省（自治区、直辖市）（共15个）之后，如图4所示，2015年之前甘肃“反事实结果”和真实值拟合效果非常好，各省水资源利用效率变动程度基本维持在0附近波动，2015年水权交易政策实施后，甘肃水权交易政策处理效应很快高于安慰剂效应且差距越来越大，明显位于各省的安慰剂效应上方。该结果表明，水权交易政策显著提高了甘肃水资源利用效率，结合表4结果，虽然2015年处理效应不显著，但从2016年开始处理效应逐年递增且有7.69%的概率会出现甘肃水资源利用效率真实值和“反事实结果”之间显著的的变动差距。可见甘肃水资源利用效率提高在10%的水平下显著。

对于广东而言，水权交易政策实施前，“反事实结果”和真实值拟合的MSPE值为0.0013，拟合效果较好，剔除MSPE值超过广东5倍的省（自治区、直辖市）（共7个）后，如图4所示，2015年前各省水资源利用效率的差距变动基本维持在0附近，水权交易政策实施后，广东水权交易政策处理效应显著高于安慰剂效应且差距逐渐变大，表明水权交易政策提升广东水资源利用效率作用显著，结合表4结果，水权交易政策处理效应逐年递增，且只有4.76%的概率会出现广东水资源利用效率真实值和“反事实结果”间显著的变动差距。由此可见水权交易政策在5%的水平下具有提高广东水资源利用效率的显著效应。

总体来看，水权交易政策对提高内蒙古、河南、甘肃和广东四个试点省（区）水资源利用效率的效果均在10%的统计水平下显著。进一步对比表3中各试点省（区）的政策效果大小，并结合表4中各试点省（区）历年政策效果的显著性水平，发现水权交易政策对试点省（区）水资源利用效率的提升作用具有区域差异性，其中广东和河南的政策效果显著高于内蒙古和甘肃。广东和河南经济发展水平较高，市场开放程度较好，创新意识和能力较强，取水用水技术较先进，容易建立较完善的市场配置水资源制度和机制，故水权交易政策推进效果相对显著。而内蒙古和甘肃地理区位相对较为偏僻，经济与技术发展较缓慢，市场活力度较低，因此其水权交易政策推进具有一定迟滞效应。

六、结论和建议

（一）结论

研究运用考虑非期望产出的超效率全局SBM模型测算了我国31个省（自治区、直辖市）2005—2019年的水资源利用效率，并运用回归控制法对水权交易政策进行反事实分析，结果表明：（1）近十几年我国水资源利用效率平均水平不高，提升空间较大；（2）从时间变化来看，以2015年为拐点水资源利用效率呈现“先降后升”的U型变化趋势；（3）从空间分布来看，各省水资源利用效率地区差异悬殊，这主要与各地经济发展水平、对外开放程度、产业结构及水资源禀赋等因素相关，整体呈现“东高西低、沿海高内陆低”的分布状态；（4）基于回归控制法的分析结果表明，水权交易政策具有显著提高试点省（区）水资源利用效率的作用，且政策效果受地区经济技术发展和市场活力的影响。