青島市工業與農業部門間潛在水權交易規模測算

孫江永,段治平

(山東科技大學經濟管理學院,山東 青島 266590)

中國共產黨十八屆三中全會明確了市場在資源配置中的決定性作用。盡管“十二五”規劃綱要已提出我國要深化資源性產品價格改革,建立健全能夠靈活反映市場供求關系、資源稀缺程度和環境損害成本的資源性產品價格形成機制,促進結構調整、資源節約和環境保護。但是,目前反映我國水資源市場供求關系的水權價格形成機制仍然缺失嚴重。隨著經濟增長對水資源需求的持續增加,水資源的供給短缺狀況越來越嚴重,生態環境狀況的持續惡化制約著地表水和地下水進一步開采的空間。除了跨區域調水、收集雨水、海水淡化、節約用水等措施,水權交易尤其是在部門之間的水權交易可以在一定程度上緩解水資源短缺對地區經濟增長的瓶頸約束。

水權是為了滿足居民生活和經濟活動的清潔用水充分供給而設立的一種制度安排,水權的建立和完善對于水資源短缺的發展中國家的經濟發展和解決貧困問題具有積極意義[1]。Speed[2]把中國當前的水權分為區域水權、取水權和用水戶水權,比較研究了中國和澳大利亞的水權交易體系改革。中國和澳大利亞都有著同樣遭受干旱和水源供給不足的現實。然而,澳大利亞和中國卻選擇了不同的水權交易方式。澳大利亞的用水戶可以出讓當年的水分配量,也可以出讓長期水權,澳大利亞的這種水權交易體系有利于用水戶根據季節變動做出短期靈活的調整，也有利于做出長期的結構調整,從而能夠帶來明顯的收益。中國的水權交易剛剛起步,還沒有形成系統的交易框架。中國水權在不同縣域之間、灌溉區和工業之間的水權交易都是在政府的主導而不是市場主導下完成的。Zheng等[3]具體研究了內蒙古杭錦旗灌區的水權交易,認為在當前的水權交易體制下通過水票、用水環節的監督以及用水戶協會的職能發揮能夠促進水權在農戶間的合理配置。

國內對水權交易的研究大多集中在理論模擬研究和案例研究。胡鞍鋼等[4]從政治經濟學的視角提出準市場分配水資源的思路,將流域水資源劃分為生態水、基本用水和多樣化用水三部分,認為部分多樣化用水可以進入市場交易。孟戈等[5]通過構建水權交易數學模型證明水權交易既可以改善有限水量的整體使用效率,也可以改善用水戶的凈收益,水權可交易時的用水效率高于水權不可交易時的用水效率。但是,由于水的特性,在水權交易過程中存在較大的外部效應,這會造成交易費用過高,從而使得水權交易變得不可行。羅慧等[6]將水量權和污染權有機結合,認為建立一種準市場的水權交易機制既可以保證生態用水又能解決水短缺和水污染問題。最近,美國斯坦福大學格雷琴·戴利牽頭進行北京市的“稻改旱”工程,農民拿到補貼以后,將水稻田變為玉米地,可以大幅度減少水的消耗,但是補貼額度則高于兩者收入的差距。目前水權交易中存在水權交易價格不合理問題,市場中雙方談判的情境因素對水權交易有重要影響,在不同市場條件下水權交易價格也存在很大差異[7]。

綜合現有有關水權的研究現狀,大多數文獻對于中國水權交易的研究局限于定性研究,或者對已實施水權交易的地區進行經驗研究,對于尚未實施水權交易的地區部門間潛在水權交易規模關注不夠。農業用水量大、產出低、節水潛力大,工業部門及城市水需求不斷增長,供求矛盾突出。這對于缺水嚴重的中國北方沿海城市而言,水權交易使得地區拓展最大可能性生產邊界成為可能?；诖?筆者擬以青島市為例測算農業部門與工業部門之間的潛在水權交易規模。

1 潛在水權交易規模測算的實證框架

水資源是各部門生產不可缺少的投入,考慮到水資源投入后工業部門的CD生產函數擴展為

p=α0kα1lα2wα3

(1)

式中：p為工業部門的產出；k為工業部門的資本；l為工業部門的勞動；w為工業用水；α0是農業部門的技術參數。

考慮到農業生產除了受資本、勞動等要素的投入影響以外,還明顯受到土地規模的影響,因此,農業部門CD生產函數擴展為

q=β0mβ1eβ2fβ3gβ4rβ5

(2)

式中：q為農業部門的產出；m為農業生產的機械投入；e為農業生產的勞動投入；f為農業生產的化肥投入；g為農業生產的土地投入；r為農業用水；β0為工業部門的技術參數。

工業部門和農業部門的實證方程可以分別表示為

(3)

ln(qit)=ln(β0)+β1ln(mit)+β2ln(lit)+

β3ln(fit)+β4ln(git)+β5ln(rit)+vit

(4)

式中：i為第i個地區；t為第t年；uit為工業部門實證方程的隨機誤差項；vit為農業部門實證方程的隨機誤差項。

如果在實證研究中選擇面板數據的個體固定效應模型,則式(3)和式(4)的截距項變換為ln(αi)和ln(βi)。后文的實證研究將選擇2007—2011年山東省17個地市的相應統計指標進行參數估計,截面的個體數量明顯大于時點個數,因此固定效應模型中的ln(αi)和ln(βi)可在一定程度上控制地區間技術效率差異。

同一種資源在不同部門達到最優配置的理想條件是在不同部門的邊際收益相等。農業部門的特征決定了農業部門的水價承受能力比工業部門低,同時考慮到農業在國民經濟和人們生活中的基礎性地位,因此現實中不可能以邊際收益相等作為水資源在農業部門與工業部門進行配置達到均衡的條件。因此,需要對邊際收益相等的條件進行修正。修正的方法是將水權交易后的農業部門水邊際收益乘以修正系數θ。農業部門的水價承受能力比工業部門低,其主要原因是水資源給農業部門帶來的邊際收益比工業部門低,因此一般情況下θ>1。在后文的實證研究中θ的取值主要參照工業實際用水價格和農業實際用水價格來確定。

假設農業部門向工業部門轉讓的水權交易規模為Δw,基于前文的分析Δw滿足:

(5)

2 生產函數估計結果

2.1 數據來源及處理

選擇山東省17個地區的工業與農業的投入產出狀況估計兩部門的生產函數,然后以青島市為例考察工業部門與農業部門之間潛在的水權交易規模。對于工業部門生產函數的估計,用工業增加值衡量工業部門的產出,用工業部門的固定資產凈值年均余額衡量其資本投入,用工業部門年末從業人員平均人數衡量其勞動投入,用工業部門的實際用水規模衡量其水資源投入。對于農業部門生產函數的估計,用農業增加值衡量農業部門的產出,用農業機械總動力衡量農業生產的機械投入,用農業從業人員人數衡量農業生產的勞動投入,用農用化肥施用量衡量農業生產的化肥投入,用農作物播種面積衡量農業生產的土地投入,用農業用水量衡量其水資源投入?！渡綎|統計年鑒(2008—2012)》提供了2007—2011年山東省17個地市的相應統計指標。

《山東統計年鑒》提供的工業增加值、農業增加值和工業固定資產凈值年均余額均為當年價格衡量的名義值,分別用工業生產者出廠價格指數、農村居民消費價格指數和固定資產投資價格指數對上述變量的名義值進行平減,得到相應變量的實際值,用實際值進行參數估計。工業生產者出廠價格指數、農村居民消費價格指數和固定資產投資價格指數的統計數據來源于《山東統計年鑒2012》。

2.2 生產函數回歸結果

回歸估計所用軟件為Eviews 6.0,分別選擇面板數據的混合估計模型、個體固定效應模型和個體隨機效應模型,利用式(3)和式(4)分別對2個部門的生產函數進行估計。工業部門和農業部門的生產函數估計結果分別如表1、表2所示。對相應模型殘差項進行單位根的LLC檢驗、ADF檢驗和PP檢驗,對于兩部門的檢驗結果均表明殘差項都不含有單位根,這可以排除虛假回歸對參數估計的影響。

表1 工業部門生產函數估計結果

注:“—”表示沒有相應的變量、回歸結果或統計指標；解釋變量對應行括號中是對參數估計值顯著性進行統計檢驗的t統計量取值；AR2是修正的可決系數；LLC，ADF，PP對應三行中的數值是3種單位根檢驗統計量的取值。*、**、***分別表示顯著性水平為10%、5%和1%,下同。

表2 農業部門生產函數估計結果

對2個部門的個體隨機效應模型估計結果進行隨機效應的Hausman檢驗,檢驗結果都在1%的水平上拒絕原假設,所以與個體隨機效應模型相比較選擇個體固定效應模型更為合理。對2個部門的個體固定效應模型估計結果進行F檢驗,檢驗結果均拒絕了模型截矩項相等的原假設。為了得到更為穩健的潛在水權交易規模的測算值,同時考慮到混合估計模型的回歸結果與已有的實證研究結論更為吻合,筆者既選擇個體固定效應模型的參數估計值測算潛在水權交易規模,也選擇了混合估計模型的參數估計值測算潛在水權交易規模,并比較2種結果的異同以期得到更為穩健的研究結論。

在對工業部門的估計結果中,不論是混合估計模型的估計結果還是個體固定效應模型的估計結果均表明水資源對工業部門的產出產生了顯著影響,參數估計值在1%的顯著水平上通過了檢驗。在對農業部門的估計結果中,混合估計模型的估計結果表明水資源對農業產出的影響在5%的顯著性水平上通過了檢驗,個體固定效應模型的估計結果表明水資源對農業產出的影響在1%的顯著性水平上通過了檢驗。

3 潛在水權交易規模的測算

青島作為中國北方的一個沿海開放城市,在經濟快速發展的過程中飽受水資源短缺的困擾。雖然采取引黃濟青、海水淡化等水資源供給增加措施,但是水資源短缺形勢依然嚴峻,而部門之間的水權交易可以在一定程度上緩解水資源短缺的壓力。筆者以青島市為例測算農業部門和工業部門之間潛在的水權交易規模。

基于實證回歸得到的個體固定效應模型的參數估計值和2007—2011年青島市農業部門與工業部門的生產要素規模,根據邊際收益相等的理想條件可以得到2007—2011年青島市Δw的估計值分別為4.065 1億m3、3.606 0億m3、3.908 8億m3、4.171 3億m3和4.449 0億m3。與青島市農業部門在2007—2011年實際用水量相比,潛在水權交易規模估計值較大。以2007年為例,青島市該年度的農業部門實際用水為4.31億m3,潛在水權交易規模的測算值明顯過高。這印證了前文對水資源邊際收益相等的理想條件進行修正的必要性。造成潛在水權交易規模測算值較大的原因可能是沒有考慮到現實中水資源在農業部門和工業部門收益的差異。

基于表1中個體固定效應模型的參數估計值和個體固定效應模型截矩項的估計值,利用式(5)對青島市農業部門和工業部門間潛在水權交易規模進行測算。

為了提高計算結果的穩健性與可信度,筆者采取3種措施。①選擇青島市工業用水價格與農業用水價格的比值作為θ取值的參照。工業用水價格與農業用水價格差別越大,說明水資源給農業部門和工業部門帶來的收益差異越大。②θ取值選擇一個區間,而不僅僅是某一個特定的值。這主要是考慮到不同工業部門的用水價格存在差異,同一部門用水量基數內外的水價也存在差異(階梯水價)。因此,θ取值選擇一個區間更有利于捕捉相關因素變化對潛在水權交易規模的影響。③除了選擇個體固定效應模型估計值測算潛在水權交易規模以外,還選擇混合估計模型估計結果測算潛在水權交易規模。通過比較基于不同估計模型估計結果的測算值，以期得到更為穩健的研究結論。

表3 青島市潛在水權交易規模測算結果 億m3

根據《山東省物價局關于調整黃河下游引黃渠首工程供水價格的通知》可知，黃河下游引黃渠首工程供農業用水價格4～6月為0.012元/m3、其他月份為0.01元/m3;非農業用水價格4～6月為0.14元/m3、其他月份為0.12元/m3。根據青島市物價局2012年《現行水、電、氣、熱、公交等價格表》可知，青島市工業用水的價格在3.45～4.55元/m3之間,2012年以前的農業灌溉用水價格在0.2元/m3左右,以工業用水價格與農業用水價格之比確定θ的取值范圍,初步確定為17.25≤θ≤22.75。不同水源供農業用水價格存在差異。綜合以上,筆者選擇θ取值范圍進一步擴展為[15,30]。

圖1 基于個體固定效應模型的測算結果

簡化起見,θ取[15,30]范圍內的整數,首先利用個體固定效應模型的估計結果測算2007—2011年青島市農業部門向工業部門可轉讓的潛在水權交易規模。測算結果如表3所示,不同年份θ與Δw關系的趨勢如圖1所示。隨著θ取值增加,農業部門向工業部門可轉讓的水權交易規模逐漸下降,以2011年為例,θ=15時可轉讓的水權交易規模是1.436 2億m3,θ=20時可轉讓的水權交易規模為0.857 2億m3,θ=25時可轉讓的水權交易規模為0.426 6億m3,θ=30時可轉讓的水權交易規模為0.096 9億m3。測算結果表明,2007—2011年青島市農業部門向工業部門可轉讓的水權交易規?？傮w上在逐漸加大。以θ=20為例,2007年可轉讓水權規模是0.363 6億m3,2008年有小幅下降為0.294 6億m3,2009年為0.637 3億m3,2010年為0.709 2億m3,2011年則增長到0.857 2億m3。

為提高測算結果的可靠性與分析結論的穩健性,進一步選擇混合估計模型的參數估計值測算2007—2011年青島市農業部門向工業部門可轉讓的潛在水權交易規模。測算結果如表3所示。隨著θ取值增加,青島市農業部門向工業部門可轉讓的水權交易規模變動趨勢與基于個體固定效應模型參數估計值的測算結果變動趨勢非常相似。仍然以2011年為例,θ=15時可轉讓的水權規模為1.704 0億m3,θ=20時可轉讓的水權規模為1.169 5億m3,θ=25時可轉讓的水權規模為0.758 9億m3,θ=30時可轉讓的水權規模為0.435 3億m3。測算結果同樣表明,2007—2011年青島市農業部門向工業部門可轉讓的水權交易規?？傮w上在逐漸加大?；诨旌瞎烙嬆Ｐ蛥倒烙嬛禍y算的不同年份潛在水權交易規模與θ值之間的關系如圖2所示。

圖2 基于混合估計模型的測算結果

4 研究結論與政策含義

以水資源在不同部門邊際收益相等作為資源配置的均衡條件,考慮到水資源在農業部門與工業部門收益的差異,對資源配置的均衡條件進行修正。在農業部門和工業部門面板數據模型的參數估計值基礎上測算了青島市農業部門與工業部門之間的潛在水權交易規模。結果發現:①不論是農業部門還是工業部門,水資源都對產出產生了顯著影響,水資源是影響農業部門和工業部門產出的生產要素之一;②水權交易均衡狀態下工業部門與農業部門間水資源邊際收益差異越小,潛在水權交易規模越大;③水資源優化配置渠道和機制的缺失帶來的結果是,2007—2011年青島市農業部門和工業部門間潛在的水權交易規模越來越大,水資源配置的扭曲程度越來越嚴重。

以上研究結論的政策含義是:地方政府應該充分重視水資源對農業部門和工業部門產出的重要影響;充分完善用水指標在不同部門之間的分配機制,把部門間潛在的水權交易規模作為用水指標分配的重要參考依據,可以在一定程度上緩解水資源配置的扭曲對地區經濟增長的消極影響;對水權市場進行充分的論證,適時推出水權交易試點,通過市場機制和政府補貼機制促進水資源在部門間進行二次調配,有助于糾正水資源初次配置的扭曲。為避免水權轉讓淪為一般的商品交換,甚至因為轉讓混亂導致產業失調,在未來可能實現的水權直接交易過程中,政府應該對水權交易進行指導,讓水權交易向節能環保、農工平衡的方向發展。

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