鄉村振興下水權改革的節水效應及對用水效率的影響

田貴良，趙秋雅，吳 正

（1.河海大學商學院，江蘇 南京 211100； 2.河海大學經濟與金融學院，江蘇 南京 211100； 3.江蘇長江保護與高質量發展研究基地，江蘇 南京 210024）

中國共產黨第十九次全國代表大會報告提出的“鄉村振興戰略”是政治、經濟、社會、文化和生態“五位一體”全面發展的系統工程。生態環境在農業生產、農村發展、農民生活中起到基礎性作用［1］。水資源作為社會經濟發展、社會群體生存不可或缺且無法替代的生態資源要素之一，由于其公共性、稀缺性等屬性，常常陷入“公地悲劇”，部分地區水資源短缺與浪費現象并存［2］。此時，在用水權確權的基礎上構建水權交易市場，賦予水資源商品屬性，不僅能夠增強水權的排他性，提高水資源價值，更能通過市場機制充分優化水資源配置，提高水資源配置效率和效益，實現水資源節約與經濟發展的“雙贏”局面［3-4］。早在20世紀80年代，澳大利亞、美國、西班牙、巴西與智利等國家就已開始建設水權市場制度［5-6］。中國也于2000年出現第一例水權交易案例，即浙江東陽與義烏的水權轉讓事件，至此，水權制度、水權市場等問題成為中國水利改革中重點關注問題之一［7］。水權交易實踐的涌現推動了國家有關水權制度的出臺，中國從21世紀初開始進行一系列水權水市場制度改革探索，國務院于2005年頒布的《深化經濟體制改革的意見》提出建立初始水權分配制度，開展水權交易工作。水利部同年頒布的《關于水權轉讓的若干意見》《關于印發水權制度建設框架的通知》進一步規定了水權的交易原則、交易范圍、交易費用與交易年限等。2014年3月，原中央財經領導小組第五次會議上提出了“節水優先、空間均衡、系統治理、兩手發力”新時期十六字治水方針，要求推動水權制度，明確水權歸屬，培育水權交易市場。水利部隨后頒布《關于開展水權試點工作的通知》，選擇在寧夏、江西、湖北、內蒙古、河南、甘肅和廣東7個省份啟動水權試點，在水資源所有權為國家所有的基礎上，通過行政分配、先占優先等方式明晰水資源使用權，通過總量管控制度倒逼節約用水，要求各行政區在不突破總量指標的前提下進行水權轉換，進一步促成水權交易［8］?；趪宜畽嘣圏c的經驗，山東、浙江、新疆等10個省份開始進行水權改革探索，并啟動省級水權試點，通過制定“因地制宜”的水權制度，進而實現優化水資源配置、促進水權交易市場建立等目標［9］。中共中央、國務院于2018年頒布的《中共中央國務院關于實施鄉村振興戰略的意見》更是要求實施國家農業節水行動與水資源消耗總量和強度雙控行動等，健全水生生態保護修復制度。而水權改革試圖通過明確水權、建立水權交易市場等途徑促進農業節水、優化水資源配置，一定程度上可達到鄉村振興對農村用水效率，推行農業節水生產方式的內在要求。那么，水權改革是否能有效促進農業節水？是否能有效改善用水效率？對這一問題的研究不僅有助于理解水權改革與鄉村振興的關系，還能對水權改革在全國層面的推行提供政策依據。

1 文獻綜述與理論機制

1.1 文獻綜述

現有文獻大多關注初始水權分配以及水資源利用效率，有學者在考慮多方利益關系的基礎上，建立水權綜合分配指標體系［10-11］，并采用數學模型進行水權分配［12-14］。然而，協調多方利益，構建一個透明的協商分配機制較為困難［15］，有學者進一步將可拓理論引入水庫初始水權，利用物元可拓模型對水庫的行業和區域進行水權分配。基于初始水權分配，國外學者多采用DEA模型測算本國用水效率［16-18］，有學者將巴基斯坦農民分為買家組、自用者兼賣家組和自用組三組，并采用DEA模型分別測算三組水市場交易者的用水效率，研究發現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，參與水市場可以提高農民的用水效率［17］。國內也有學者將DEA模型用于測算中國各地區總體用水效率［19-21］?？紤]到投入與產出的松弛性問題，有學者進一步采用SBM-DEA模型計算中國各省用水效率，研究發現發達地區省份的用水效率較高，人均用水量、農業部門增加值等外部因素對水資源利用效率具有負面影響［19］。大多學者主要從投入產出角度研究水資源配置效率，較少學者從產權角度分析水權帶來的環境效益及經濟效益。

事實上，基于產權激勵理論，水權改革通過明晰產權等方式增強水資源使用權與灌溉設施所有權的安全性，提高了水資源價值，進而提升農戶節水設施投資積極性［22-23］。不僅顯著提升了試點地區的用水效率，還促進了地區經濟發展。有學者通過靜態分析的研究發現，與未試點時期（2013年）相比，2016年全寧夏地區農田灌溉水有效利用系數增加了0.047，在用水總量減少7.2億m3的前提下，GDP年均增長7.6%，有效促進了經濟社會發展提質增效和水生態環境修復改善［24］。由于靜態分析難以衡量水權改革的動態效應，也有學者通過2007、2012和2017年三期追蹤微觀數據，構建雙重差分模型（DID）發現，水資源使用權確權登記有利于農戶采用節水灌溉方式，進而實現水權改革的節水效應［23］。但三期截面數據難以進行平行趨勢檢驗，Zhang等［8］進一步利用1998—2018年省級面板數據，通過雙重差分法（DID）定量研究發現，水權改革主要通過農業技術創新與水權轉向高用水產業兩條路徑降低農業用水量。

現有研究有助于深入挖掘水權改革的經濟效益與環境效益，為研究提供了極有價值的線索，然而仍有以下問題值得進一步思考。首先，水權作為持有者，尤其是農村居民的一項財產權，通過水權交易改善水資源利用效率與配置效率、增加農村收入等，是實現鄉村振興的一種重要方式和途徑。然而，現有文獻主要關注水權效率測算、水權價格測算等相關問題，部分研究重點考察水權改革結果，未揭露水權改革對鄉村發展的影響路徑。事實上，打開二者的“黑箱”是優化水權改革，提高水資源利用效率，助力鄉村振興的關鍵。其次，由于水權改革難以測度，探究水權改革政策效果的研究雖采用計量模型，但模型中的內生性問題有待進一步處理。盡管有學者采用雙重差分法，但三期截面數據難以進行平行趨勢檢驗，且僅通過用水量降低衡量節水忽視了經濟、人口等外部因素影響，模型估計結果的無偏性依舊值得商榷。最后，由于地區間資源稟賦、產業結構、市場化程度等差異，水權改革在不同地區間實施效果存在差異。因此，有必要進一步探究水權改革異質性效果。

鑒于此，文章首先在構建理論分析框架的基礎上，采用2003—2019年17期省級層面的長期面板數據，以水權改革為外生沖擊，構建雙重差分模型探究水權改革與農業節水及用水效率的因果關系。其次，通過平行趨勢檢驗的基礎上采用排除其他政策影響、安慰劑檢驗等一系列穩健性檢驗，緩解模型中的內生性問題。最后，構建三重差分模型揭示水權改革的異質性效果。文章的研究有助于理解水權改革與鄉村振興的聯系，在理論層面可補充現有文獻對水權制度改革影響農業節水、水資源配置及鄉村居民生活水平的機制研究；在實踐層面不僅能為非水權試點省份提供水權實施的經驗與依據，更能為進一步優化水權改革政策，緩解水資源供需矛盾提供理論基礎，對促進節水型社會建設、更有效實施鄉村振興戰略等具有重要的現實意義。

1.2 理論機制與研究假說

依據現代產權理論，明晰產權可以解決外部性問題，即在產權明晰的前提下，經濟活動主體對他人造成的外部性影響可以通過市場交易得到緩解［25］。原因在于，明晰的產權可以緩解市場中信息不對稱等問題，有效降低交易費用，進而提高經濟效率。在用水權不明晰時，用水主體使用水資源往往無須考慮水資源的權屬問題，不僅會導致水資源的過度消耗，更會產生因產權不清晰的水事糾紛。為改善過往水權用水定額的產權歸屬問題及水權定額的可交易性問題［26］，水權改革在通過水資源使用權確權登記等措施明晰水權使用權的基礎上，實施超額累進加價征收等措施要求對超出水權額度部分高價收費，并賦予了用水戶對水權額度內節余水量的流轉權能［23］。這不僅可激勵用水主體產生節水意識，實現鄉村節水，更能提升水權的交易價值，促進水權交易市場的完善，進而實現鄉村振興。具體來說，超額部分的高價收費措施一定程度上強化了水資源的稀缺性，提升了水權交易價值與農業生產的灌溉用水成本［27］。此時，農戶作為理性決策者，都傾向于轉換原有粗放型灌溉方式，選擇投資灌溉效率更高的灌溉設施，以節約單位面積的灌溉用水，從而維持農業收入［28］。盡管前期農戶購置節水灌溉設施需要投入大量資金，將增加農業生產經營成本，造成農戶采用節水設施的動機降低。但事實上，水權確權強化水資源使用權的安全性，有助于提高農戶關于水權與節水灌溉措施所有權的安全性心理預期，農戶往往預期灌溉設施的長期回報會彌補短期投資成本［29］。因此，水權改革將激勵農戶采用節水灌溉措施，有效改善鄉村水資源浪費問題，為實施鄉村振興戰略提供水安全保障［23，30］。有研究顯示，作為國家級水權試點的寧夏地區到2015年實現水權轉讓量4.94億m3，有效改善了灌區農業灌溉設施，提高了農業用水效率，減少了農戶水費支出［31］。此外，農戶采用節水灌溉措施大概率會降低農業生產中灌溉用水的使用，農戶可通過出售剩余水權獲得財政性收入，一定程度上改善了農村居民的生活水平，進而從生活層面助力中國鄉村振興戰略的全面實施。

基于此，文章提出研究假說H1。

H1：在其他條件不變的情況下，水權改革將有效促進農業節水情況。

水權改革試圖通過允許水權交易等方式充分發揮市場機制對水資源配置的調配作用［32］，促使農村生態資源轉化為生態資本，生態優勢進而轉變為經濟優勢，進而助力鄉村振興。具體來說，考慮到用水存在經濟成本，為避免從交易市場彌補對水資源的需求，經濟活動主體傾向于主動提高水資源利用效率節約水資源消耗。若水權交易價格符合經濟活動主體的預期，擁有富余水權的經濟活動主體會受到市場機制的引導，可能會在水權交易市場出售剩余水權。此時，賣方通過交易將富余水權轉變為個人利益，買方通過交易緩解了急需水資源的問題。由此，水權交易通過市場經濟提高了水權買賣雙方的福利水平，優化了水資源的配置，最終提高了社會整體福利水平。但由于水資源市場的價格形成機制往往依托于各方信息整合，水權買賣雙方之間往往存在信息不對稱、委托代理等問題，可能會產生同質水權不同價格的問題［33-34］，進而嚴重影響水權交易公允價格的形成［35］，從而阻礙潛在的水權交易者的參與，降低市場活躍度［36］。為此，水權改革在通過明晰水權緩解水權交易主體不易識別等問題的基礎上，搭建中國水權交易所、水權收儲中心等水權交易平臺，試圖透明化水權交易雙方信息，緩解水權交易中信息不對稱等問題，有效減少了水權交易的交易費用，有利于通過市場機制實現水資源在利益相關者之間更加公平有效的分配，進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與江西云山集團軍山水廠在江西省產權交易所進行取水權交易，交易總額達44萬元。此次交易不僅利用市場機制實現水資源優化配置，還在國家實施鄉村振興戰略背景下，為南方豐水地區通過水權水市場改革促進水資源節約利用提供了新的思路。更關鍵的是，水權交易更可實現水資源的多元化價值。具體來說，一方面，各行政區在不超過總量指標的前提下，可將水權在不同行業間轉換。譬如，在中國黃河寧蒙河段，工業部門為獲取可交易水量，傾向于出資改善農業用水渠漏水滲水等狀況，通過節約農業用水促成農工業間水權轉換，最終提高水資源利用效率。另一方面，跨流域水權交易不僅可優化水資源配置，更可既解部分地區缺水問題，促進經濟發展。譬如，中國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題，也通過水權交易提升了平頂山市節余水量價值，為平頂山市帶來經濟增收。

基于此，文章提出研究假說H2。

H2：在其他條件不變的情況下，水權改革將有效優化水資源配置。

通過上述分析，文章構建的理論機制見圖1。

圖1 鄉村振興戰略下水權改革的節水效應及對用水效率的影響理論機制圖

2 模型設定與數據說明

2.1 模型設定

水利部于2014年頒布的《關于開展水權試點工作的通知》，要求在全國7個省份實施水權改革，為研究構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、內蒙古、河南、甘肅、廣東7個國家級水權試點作為處理組，其余省份作為參照組。此時，可通過試點省與非試點省，以及水權改革實施前后的雙重差異來評估水權改革對鄉村振興的影響效應，有效緩解了模型中可能存在的反向因果、制度測度偏誤、遺漏變量等內生性問題。模型構建如下：

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鄉村振興的指標。treati為組別虛擬變量，如果省份i為水權改革試點，該變量取值為1，否則取0；timet為政策時間變量，當樣本觀測值位于2014年及之后時，該變量取值為1，否則取0。Conit為控制變量，參照已有文獻，選擇人口密度、城市化程度、水資源稟賦、農業機械總動力、有效灌溉面積、人均生產總值、產業結構、農林水利支出、居民消費價格指數［8，36］，ωj為第j（j=1，…，J）個控制變量的系數；γt代表時間固定效應，用以控制時間趨勢的影響；μi代表省份固定效應，控制所有省份層面不隨時間變化的因素；εit為隨機擾動項。在以上估計式中，著重關注系數β1，若其顯著為正，則說明水權改革可激勵節水，進而促進鄉村振興。

2.2 變量選擇

2.2.1 被解釋變量

根據理論機制的分析，水權改革主要通過激勵農村節水及優化水資源利用效率實現促進鄉村振興作用。由此，文章選擇水資源利用效率與水資源節水情況作為被解釋變量，其中，選取節水灌溉面積（SWL）衡量鄉村農業節水情況，水資源配置效率則參考鮑超等［38］的做法，選取萬元GDP用水量（GWI）測度，不僅一定程度上可以反映農業部門與工業部門的水資源配置情況，還可有效避免僅通過用水量測度遺漏經濟、人口等外部因素問題。其中，萬元GDP用水量（GWI）通過省份用水總量/地區生產總值計算得到，各省份用水總量、地區生產總值均來自《中國統計年鑒》。為剔除價格變動因素的影響，地區生產總值已折算成2003年不變價，以保證數據的可比性。若觀察到節水灌溉面積（SWL）增加，萬元GDP用水量（GWI）減少，則可以認為水權改革有效優化了水資源配置效率，促進了鄉村農業節水，一定程度上助力了鄉村振興。

2.2.2 控制變量

為緩解遺漏變量而造成的內生性問題，綜合相關理論與文獻，選取人力資本、物質資本、市場因素三個層面控制變量。具體來說，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）選用農業人口占比衡量［38-39］，農業人口占比、人口密度均來自《中國統計年鑒》。物質資本包括地均水資源量（LW）、農業機械總動力（POW）、有效灌溉面積（WLA）［36，40］，其中：有效灌溉面積（WLA）來源于《中國環境統計年鑒》，地均水資源量（LW）通過水資源總量/省份面積得到，農業機械總動力來自《中國統計年鑒》。經濟因素包括人均生產總值（GDP）、產業結構（IDS）、農林水利支出（WAC）、居民消費價格指數（CPI）。其中：產業結構（IDS）選用第一產業產值占地區生產總值的比重衡量，第一產業產值占地區生產總值的比重、人均生產總值、農林水利支出、居民消費價格指數均來自《中國統計年鑒》。為消除價格變動的影響，人均生產總值、農林水利支出以2003年為基期折算成不變價。

為了減少異常值的影響及增加數據的平滑性，模型中節水灌溉面積、地均水資源量、農業機械總動力、有效灌溉面積、人均生產總值、農林水利支出等，選連續性變量均進行對數化處理。

2.3 數據說明

為綜合考察水權改革對鄉村振興的影響機制，文章構建全國30個省份（未包括西藏及港澳臺地區）17年的面板數據。具體來說，首先，為獲取更多的參照組樣本，以提高估計結果的無偏性與有效性，將《中國環境統計年鑒》所有調查年份都包含在內，即將樣本時間跨度設定為2003—2019年，并剔除數據缺失較多的西藏自治區及港澳臺地區。研究所使用的全國30個省份17年的面板數據可有效識別水權改革的長期動態效應。數據主要來自《中國統計年鑒》與《中國環境統計年鑒》，由國家統計局的專業團隊調查統計，一定程度上減少了系統性誤差，且數據的核心指標保持不變，可比性強。相關變量及其描述性統計見表1。

表1 描述性統計分析

3 實證結果

3.1 基準回歸結果

表2列（1）、列（3）的結果顯示，在不控制其他變量時，水權改革對萬元GDP用水量（GWI）在1%水平上具有負向影響，表示水權改革試點有效降低了生產環節的用水量水平，而對節水灌溉面積（SWL）在1%水平上具有正向影響。為緩解因遺漏變量產生的內生性問題，表2列（2）、列（4）進一步加入控制變量，結果發現，水權改革依舊在1%水平上對萬元GDP用水量（GWI）具有負向影響，在1%水平上對節水灌溉面積（SWL）具有正向影響，影響系數分別為-107.312、0.111，該結果說明無論是否添加控制變量，水權改革均有效改善了農戶節水情況，提高水資源的配置效率。究其原因，水權改革在強化林地產權的安全性與排他性的基礎上，賦予水權交易權能，增加了水權的交易價值，有效激勵農戶或用水體采用節水措施，以通過交易剩余水權獲取水權交易收益，進一步優化了水資源配置情況。譬如，寧夏試點地區在推行水權改革之后，枸杞種植由漫灌或畦灌轉換為滴灌，田間凈灌溉定額可減少180 m3/畝（1畝≈0.067公頃）；舟塔鄉滴灌節水改造后，農田灌溉水有效利用系數提高了0.24，每萬畝枸杞種植的節水潛力為716.00萬m3，有效改善了農業用水效率，促進了農業節水。基于此，試點區可交易的水量高達716.00萬m3，完全可以滿足寧夏京能中寧電廠的需求。進一步地，在水利廳、當地政府和電廠三方的磋商下，寧夏試點地區完成了一起農業與工業間的水權交易，不僅促進農業節水，提高農業用水效率，還能有效改善水資源的配置效率，為水權改革助力鄉村振興提供政策思路。可見，基準回歸結果在實踐層面也得到了很好的驗證。

表2 基準回歸結果

3.2 平行趨勢檢驗

雙重差分法（DID）成立的重要前提假設是滿足“平行趨勢假定”，即在水權改革政策實施前，處理組與參照組的各項家庭收入的變化趨勢一致，否則DID模型將無法剔除時間層面差異，基準回歸結果會存在偏差。因此，文章采用事件分析法（event study）對（1）式進行擴展，構建動態雙重差分模型。需強調的是，此方法不僅可以觀察水權改革節水效應的持續性，還可檢驗平行趨勢假定，動態DID模型設定如下：

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

回歸結果見圖2、圖3，在受到水權改革政策沖擊前，構造的水權改革虛擬變量對萬元GDP用水量（GWI）、節水灌溉面積（SWL）的影響基本不具有統計學意義?？梢娝畽喔母锴叭f元GDP用水量（GWI）、節水灌溉面積（SWL）在參照組與處理組之間未呈現顯著差異，平行趨勢假定得以驗證。進一步觀察圖2、圖3，在水權改革之后，參照組與處理組間萬元GDP用水量（GWI）、節水灌溉面積（SWL）呈現顯著差異，且對萬元GDP用水量（GWI）的影響系數逐年遞減，對節水灌溉面積（SWL）的影響系數逐年遞增，該結果說明，水權改革有效改善了水資源配置效率，促進鄉村節水，且影響效果具有一定的持續性。

圖2 平行趨勢檢驗（GWI）

圖3 平行趨勢檢驗（SWL）

3.3 穩健性檢驗

3.3.1 剔除省級水權試點影響

在設立國家級水權試點后，山東、浙江等省份也啟動了省級水權試點，具體包括：山東、浙江、新疆、福建、遼寧、河北、湖南、陜西、山西、吉林。各試點省都根據本省資源稟賦情況、經濟發展情況等制定了符合本省發展的水權改革政策。若將省級試點省放入對照組中，可能會低估水權試點的政策效果。因此，為排除省級試點的影響，進行如下處理，首先，將省級水權試點放入處理組進行回歸，其次，在參照組中剔除省級水權試點進行回歸。

省級水權試點作為處理組的回歸結果見表3列（1）、列（2），結果顯示，代表水權改革的交互項對萬元GDP用水量（GWI）在1%水平上具有負向影響，而對節水灌溉面積（SWL）在1%水平上具有正向影響，影響系數分別為-102.750、0.202。而在參照組中剔除省級水權試點的回歸結果見表3列（3）、列（4），交互項仍在1%水平上負向影響萬元GDP用水量（GWI），正向影響節水灌溉面積（SWL），影響系數分別為-118.625、0.180，相較于基準回歸結果系數（-107.312、0.111），影響效果增強。該結果說明，剔除省級試點后，全國水權試點的政策效果更好，說明全國水權試點比省級水權試點的政策效果更顯著。原因可能是，由于國家水權試點由中央直接領導，地方政府更有激勵推行水權試點，而省級試點主要由省政府自發推行，實施激勵相較于國家級水權試點較弱，國家水權試點省份的水權改革廣度和深度均遠高于省級試點省份。因而，在水權交易改革對用水環境的影響上，國家試點省份遠高于省級試點省份。因此，將省級試點省份放入處理組時，水權試點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水權試點的影響，水權改革的政策效果顯著提高?？梢姡瑢⑹〖壦畽嘣圏c放入參照組會低估水權改革的政策效果，但無論將省級水權試點放入處理組，還是將省級水權試點剔除，水權改革的節水效應依舊顯著。

表3 剔除省級水權試點影響結果

3.3.2 加入基準變量緩解選擇影響

盡管前文剔除了省級水權試點的影響效果，但處理組與參照組間的固有差異仍需注意。為此，本部分在基準回歸中加入基準變量與時間線性趨勢的交叉項，從線性角度控制了省份間固有的特征差異隨著時間趨勢產生的影響，一定程度上再度緩解了由于處理組與對照組因選擇不隨機造成的估計偏差。其中，基準變量包括省份水資源情況、人口情況、經濟發展水平等特征，選擇各省份的水資源總量、總人口數、地區生產總值作為這些先決因素的代理變量，回歸結果見表4列（1）、列（2）。在加入基準變量與時間趨勢交互項后，交互項treat×time對在1%水平上負向影響萬元GDP用水量（GWI），正向影響節水灌溉面積（SWL），與基準回歸結果一致，但較之基準回歸結果，影響效果減小。該結果表明先決因素會影響水權改革的政策效果，但在控制不同地區所發生的非線性趨勢變化對農村水資源配置效率和節水情況的影響下，水權改革的節水效應依舊存在，證實估計結果具有穩健性。上述方法初步控制了選擇不隨機造成的估計偏差，然而卻無法進一步厘清水權改革在不同資源稟賦省份間的差異性效果。對此，文章將在異質性檢驗部分進一步討論水權改革節水效應及對用水效率影響的異質性效果。

3.3.3 更換被解釋變量

考慮到農業用水量與節水量直接體現農業用水情況，可以反映農業節水情況，一定程度上能體現農業用水效率［8］，因此，進一步采用農業用水量（FWU）、節水量（SAW）重新測度水資源配置效率及農業節水情況。回歸結果見表4列（3）、列（4），表征水權改革的交互項treat×time分別在10%水平上對農業用水量（FWU）具有負向影響、1%水平上對節水量（SAW）具有正向影響，影響系數分別為-7.219、1.189。該結果說明，相較于對照組，水權改革有效減少了處理組7.219億m3的農業用水量，并提高了處理組1.189億m3的節水量，水權改革的節水效應十分顯著。因此，更換水資源配置效率及農業節水情況的測度方式并不會對研究的實證結果造成實質性的影響，基準回歸結果依然具有穩健性。

3.3.4 排除其他政策干擾

考慮到國家為貫徹落實“節水優先、空間均衡、系統治理、兩手發力”十六字治水方針，在水權改革實施的同時，也頒布了其他促進節水的治水政策以助力鄉村振興戰略的全面推進，故基準回歸模型中設置的水權改革虛擬變量可能包含其他治水政策、節水政策的沖擊，進而高估水權改革的政策效果，因此，我們將進一步排除其他政策干擾。

中國于2016年在河北省開始試行水資源費改稅改革試點，力求促進水資源的合理開發與利用，水資源費改稅的實施，有效改善了河北省不合理用水需求，節水效果明顯。為此，2017年中國進一步增加了北京、天津、山東、陜西、山西、內蒙古、河南、四川、寧夏作為新一批水資源稅改試點地區，進一步探索水資源稅改革工作全國推廣的可行性。因此，為排除水資源費改稅政策對水資源節水情況及配置效率的影響，參考趙艾鳳等［41］設置水資源費改稅改革虛擬變量的做法，以2017年為時間節點，以推行水資源費改稅試點的21個省份為控制組，以水資源費改稅試點擴圍的9個省份作為處理組，設置水資源費改稅虛擬變量，并加入回歸模型（1）進行回歸?；貧w結果見表4列（5）和列（6），結果顯示，控制水資源費改稅政策時，水權改革依舊在1%水平上負向影響萬元GDP用水量（GWI），正向影響節水灌溉面積（SWL），影響系數分別為-104.431、0.120，與基準回歸結果的系數相差較小，說明進一步排除水資源費改稅政策效果后，基準回歸結果依舊具有穩健性。

表4 穩健性檢驗結果

3.3.5 安慰劑檢驗

前文雖控制了省份間可觀測的系統性差異，如資源稟賦程度、經濟發展水平等，并排除了其他政策干擾，但值得思考的是，此效應是否受到其他不可觀測因素的干擾？對此，文章進一步構建一系列反事實框架對基準回歸結果進行安慰劑檢驗（Placebo Test）。若在構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水情況改善，則說明節水效應的產生可能源于其他不可觀測因素，而非水權改革政策的推行。

首先，利用Bootstrap技術隨機將各省份隨機分配為處理組和參照組，按模型（1）重復回歸500次?；貧w結果證實，虛構的交互性對萬元GDP用水量（GWI）、節水灌溉面積（SWL）的影響系數的t值呈近似正態分布，即t值多集中在0附近，極少分布在±3、±4周圍，說明在隨機500次實驗中，構造的虛假水權改革對萬元GDP用水量（GWI）、節水灌溉面積（SWL）的回歸系數顯著為正和顯著為負的占比均較小，是小概率事件，結果見圖4和圖5。其次，提前政策實施年份，將各省實施水權改革的時間分別提前三年、五年和七年，構建虛假的時間虛擬變量pre3、pre5和pre7，根據基準模型（1）進行回歸估計。水權改革政策提前3年、5年和7年的估計結果如表5列（1）—列（6）所示，pre3、pre5和pre7對萬元GDP用水量（GWI）、節水灌溉面積（SWL）的影響均不具有統計學意義。這意味著除真正推行水權改革的年份，無論將水權時間提前3年、5年，還是7年，虛假的水權政策均不存在節水效應，亦不會提高水資源配置效率。

表5 安慰劑檢驗

圖4 安慰劑檢驗（GWI）

圖5 安慰劑檢驗（SWL）

上述結果均可說明節水效應并非來自于其他不可觀測因素，安慰劑檢驗通過。

4 異質性分析

上述結果僅證實了水權改革對鄉村水資源利用情況的平均影響，然而水資源稟賦、農業依賴度、市場化程度等因素會差異化水權改革的節水效應。因此，文章通過構建三重差分模型（DDD）揭示水權改革節水效應的異質性效果。

4.1 水資源稟賦差異

水資源是中國農業生產的關鍵要素，地區水資源稟賦一定程度上會差異化地區經濟與農業發展水平。具體來說，由于地區水資源的稀缺性，水權改革往往較難促進水資源稟賦較差地區的農業節水，而高水資源稟賦地區由于其豐富的水資源量，將更易通過調整地區用水結構、減少農業灌溉用水量等方式實現農業節水［8］。因此，較之于高水資源稟賦地區，水權改革在低水資源稟賦地區的節水效應及對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，還能體現不同地區基于人口輸入的水資源適應程度，因此，選取人均水資源量衡量地區水資源稟賦情況，通過人均水資源量（PW）與treat×time相乘，得到相乘項DPW，并加入模型（1）進行回歸。表6列（1）、列（2）回歸結果表示，相乘項DPW在1%水平上負向影響萬元GDP用水量（GWI），在1%水平上正向影響節水灌溉面積（SWL），影響系數分別為-12.532、0.018。該結果說明，較之人均水資源量較低的地區，水權改革的節水效應及對用水效率的影響在人均水資源量豐富地區實現效果更好。

4.2 農業依賴程度差異

農業依賴程度體現了地區生產偏好，往往農業生產依賴程度較低地區的農戶傾向投入邊際收益更高的非農部門，非農就業帶來的勞動力要素再配置將造成農戶家庭面臨較為嚴格的農業勞動力約束［42］，因此，水權改革較難激勵促進非農業生產型地區進行農業節水。而農業依賴度高地區往往農業發展較好，更易實現農業種植的規模效應，不僅可通過調整種植結構、設置農業節水灌溉設備等途徑促進農業節水，農業的規模效應還可加快農業節水進程。因此，水權改革的節水效應及對用水效率的影響可能在農業依賴程度高地區的效果更好。考慮到農業用水量一定程度上不僅可以體現地區農業發展程度，還可反映地區農業種植產品的需水量。因此，選用農業用水量衡量地區農業生產依賴程度，并在模型（1）中設置農業用水量（FW）與交互項treat×time的相乘項DFW。表6列（3）、列（4）結果表示，相乘項DFW在1%水平上負向影響萬元GDP用水量（GWI），在1%水平上正向影響節水灌溉面積（SWL），影響系數分別為-19.081、0.024。該結果說明，水權改革的節水效應在農業用水量高的地區更加明顯。

4.3 市場化程度差異

市場化改革是中國經濟發展過程中的關鍵驅動因素之一，鑒于地區間發展不均衡等原因，各地區市場化進程存在較大差異，而地區間市場化程度的高低是水權交易市場完善的重要影響因素之一。通常情況下，地區市場化程度愈高，水權交易市場愈完善，水權改革更易通過市場機制優化水資源配置、促進水資源的可持續利用［43］。此外，市場化程度一定程度上可以反映地區經濟發展水平，相較于經濟發展較弱地區，發達地區的政府更易通過推行適應性政策激勵該地區農戶、企業等采用節水灌溉設施等，且地區層面適應性政策的實行一定程度上能緩解改善灌溉設施產生的生產成本，進而從環境、經濟等多個層面助力鄉村振興。對此，選用市場化指數衡量地區市場化程度，原因在于，市場化指數是一個以指數形式衡量市場化進程的指數體系，且對不同來源、不同口徑的原始數據按照統一的方式進行標準化處理以便于進行橫向和縱向比較，很好地反映地區市場化程度的差異?；诖?，在模型（1）中設置市場化指數（MK）與交互項treat×time的相乘項DMK。表6列（5）、列（6）結果表示，相乘項DMK均在1%水平上負向影響萬元GDP用水量（GWI）、正向影響節水灌溉面積（SWL），影響系數分別為-12.309、0.023。該結果說明，水權改革的節水效應在市場化交易水平高的地區更明顯。

表6 異質性分析

5 結論與政策建議

文章在理論分析水權改革對農業節水及用水效率影響的基礎上，以水權改革為準自然實驗，利用中國2003——2019年30個省份樣本數據，構建雙重差分模型（DID）定量分析了水權改革與農業節水及水資源用水效率間的因果關系。主要得出以下結論：①雙重差分法（DID）回歸結果顯示，水權改革對農業灌溉節水面積具有顯著的正向影響，對萬元GDP用水量具有顯著的負向影響，且國家級水權試點的政策效果要高于省級試點。②雙重差分回歸結果在進行平行趨勢檢驗、排除其他政策干擾、安慰劑檢驗等一系列穩健性檢驗后，依舊具有穩健性。③水權改革節水效應及對用水效率影響的異質性結果證實，地區水資源稟賦、農業依賴度、市場化程度等會差異化水權改革的政策實施效果，在水資源稟賦高、農業依賴度高以及市場化程度高的地區，水權改革的節水效應更大，且提高水資源用水效率的效果更好。

基于文章的結論，得出以下啟示：①水權改革通過明晰產權、完善水權交易制度等措施有效促進農業節水。因此，在全國層面推廣水權改革的過程中，不僅應在健全區域內用水總量管控指標的基礎上，明晰用水總量指標等信息，還需整合已有水權交易平臺，統籌建立全國水權交易平臺體系。由此緩解水權交易中信息不對稱、委托代理等問題，有效降低水權交易成本，進而提高農戶、企業等用水戶通過節水行為進行水權交易的概率，有效助力鄉村生態振興。②水資源通過市場化交易是水權改革助力鄉村振興的重要途徑之一。因此，在深化水權改革的進程中，不僅應積極引導地區間、行業間、用水戶間開展多種形式的用水權交易，以優化水資源在行業間的配置效率，還應加快搭建水權收儲平臺、水生態銀行等運營平臺，并增加水期權、水期貨等多種水衍生產品，通過創新水權交易模式增加水權交易量，充分發揮水資源要素的市場化配置，進而緩解水資源供需矛盾，助力鄉村生態振興。③研究發現水權改革促進了農業節水，改善了地區水資源用水效率，提高了水資源使用價值與交易價值，增加了社會化資本參與生態修復的概率，有利于鄉村綠色種植和養殖、涉水康養等生態產業的發展，進而助力鄉村產業振興。此時，水資源的保護效益和資源優勢將有效轉化為經濟效益，地方政府將更有激勵深化水權改革，充分發揮政策的實施效果。④水權改革的政策效果因地區間水資源稟賦、農業依賴度、市場化程度等地區間差異存在明顯異質性。因此，國家在完善水權改革相關政策時，應充分考慮到省份間資源稟賦、產業傾向和市場化程度等差異，探索制定差異化初始水權分配、水權交易市場管理辦法等，力求實現水權改革的最佳政策效果。