中國工業(yè)水價結(jié)構(gòu)性改革研究：水資源費(fèi)的視角

謝慧明 強(qiáng)朦朦 沈滿洪,

(1.寧波大學(xué) 商學(xué)院， 浙江 寧波 315211；2.浙江大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 浙江 杭州 310027)

一、 引 言

水資源對生命的孕育、社會的變遷、經(jīng)濟(jì)的發(fā)展乃至國家間的戰(zhàn)爭都有著不可忽視的影響[1]。我國水資源十分稀缺，為解決水資源短缺問題，我國政府通過興建水利工程和區(qū)域調(diào)水等方式來增加水資源供給。根據(jù)《2015年全國水利發(fā)展統(tǒng)計公報》，我國已建成各類水庫9.8萬座，規(guī)模以上(流量為5立方米每秒以上)水閘10.4萬座，并通過南水北調(diào)等大型水資源配置工程來解決水資源短缺問題。水資源的供給側(cè)管理在一定程度上緩解了地區(qū)水資源短缺，但問題并沒有徹底解決，以水權(quán)交易和水價改革為核心的需求側(cè)管理也需加強(qiáng)。鑒于水權(quán)交易還面臨著技術(shù)、制度、管理等方面的局限[2-3]，而水價較易調(diào)控，因而水價成為節(jié)水的重要政策工具。

《中共中央關(guān)于制定國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展第十個五年計劃的建議》指出，新時期(2000年以后)水價改革的目標(biāo)在于建立既能充分體現(xiàn)我國水資源緊缺狀況又能以節(jié)水和合理配置水資源、提高用水效率、促進(jìn)水資源可持續(xù)利用為核心的水價機(jī)制。建立健全水價機(jī)制并不僅是提高水價，還包括水價分類、水價征收、水價構(gòu)成等方面的改革。然而，水價改革普遍存在“以調(diào)代改”或“只調(diào)不改”的現(xiàn)象[4]；水價結(jié)構(gòu)的突出問題包括水價分類中用水結(jié)構(gòu)不夠細(xì)化缺少對高污染、高耗水行業(yè)的規(guī)定，水價征收中水量結(jié)構(gòu)不科學(xué)、基礎(chǔ)水量太高、各階梯的水量區(qū)間較小等[5-7]。此外，水價構(gòu)成中內(nèi)部結(jié)構(gòu)不科學(xué)、水資源費(fèi)及其占水價比重偏低問題也非常突出，尤其是工業(yè)領(lǐng)域。

水價結(jié)構(gòu)性調(diào)整對用水需求影響的研究主要圍繞以下三方面展開：一是用水結(jié)構(gòu)調(diào)整，二是水量結(jié)構(gòu)調(diào)整，三是水價內(nèi)部結(jié)構(gòu)調(diào)整。首先，基于用水結(jié)構(gòu)對水價進(jìn)行分類可以統(tǒng)籌考慮不同用水戶的承受能力，且能對不同用水戶產(chǎn)生節(jié)水激勵作用，細(xì)化用水結(jié)構(gòu)更有助于節(jié)水[7-8]。其次，合理的水量結(jié)構(gòu)及水價階梯既能提高低收入階層的節(jié)水意識，也能更好地減少高收入階層的用水量，三階水量結(jié)構(gòu)下的階梯水價比單一水量計價更節(jié)水[9-10]，不合理的水量結(jié)構(gòu)會降低農(nóng)業(yè)產(chǎn)值，而且在損失效率的同時也無法體現(xiàn)公平[11-12]。最后，水價內(nèi)部結(jié)構(gòu)不合理現(xiàn)象也較突出，調(diào)整水價內(nèi)部結(jié)構(gòu)能更好地釋放節(jié)水紅利[13-14]。水資源費(fèi)及其占水價比重對用水需求的影響研究集中體現(xiàn)為水價政策對用水需求的影響，此類研究主要遵循兩種思路：一種是以數(shù)學(xué)規(guī)劃的方法通過模擬水價提高后用水需求的變化來考察兩者之間的關(guān)系；另一種是通過計量模型測度用水需求的價格彈性，若用水需求的價格無彈性或彈性較小，則提高水價無益于降低用水需求。

第一種思路中比較常見的模型為可計算一般均衡模型(CGE)和系統(tǒng)動力學(xué)(SD)。有評估結(jié)果表明，水價改革對北京市總體價格水平幾乎無影響，對生產(chǎn)的影響具有異質(zhì)性，對用水量的影響與用水需求的價格彈性密切相關(guān)[15]。另有研究表明，適當(dāng)提高水價對北京市物價水平、經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及居民生活水平的影響并不顯著，但可以有效地增加水務(wù)企業(yè)的收入并顯著降低用水量[16]。國外文獻(xiàn)中運(yùn)用CGE模型進(jìn)行模擬的結(jié)果同樣表明，提高水費(fèi)或水價有助于降低居民用水需求和提高用水效率[17]，然而提升農(nóng)業(yè)水價可能會降低農(nóng)民收入[18-19]?；赟D方法的水資源費(fèi)生態(tài)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)也十分顯著，表現(xiàn)在農(nóng)業(yè)節(jié)水和污水減排等方面[20]。

第二種思路是研究用水需求與水價關(guān)系時比較常用的辦法。在居民生活用水方面，有研究表明，居民生活水價對降低用水需求有顯著影響，價格彈性約為-0.49[21]。也有學(xué)者采用聯(lián)立方程模型在處理用水價格與用水需求的內(nèi)生性問題后估計了居民生活用水的價格彈性，約為-2.43[22]。還有研究表明，不同收入階層用水戶的價格彈性存在顯著差異，相較于高收入階層，低收入階層對水價更為敏感[23-24]。國外相關(guān)研究也表明用水需求對水價十分敏感[25-26]。相較于生活用水與農(nóng)業(yè)用水，關(guān)于工業(yè)用水需求彈性的研究較少。以北京市為例，1990—2000年萬元工業(yè)產(chǎn)值用水量的價格彈性介于-0.593和-0.395之間[27]，適當(dāng)提高工業(yè)水價可以有效降低工業(yè)用水需求[28]。早期國外相關(guān)研究也表明工業(yè)水價對工業(yè)用水需求的影響十分顯著[29-31]，而且工業(yè)用水需求的價格彈性往往比居民生活用水的價格彈性更大[32]。

綜上所述，已有研究一方面甚少從水資源費(fèi)及其占水價比重的視角來剖析水價內(nèi)部結(jié)構(gòu)對用水需求的具體影響；另一方面也鮮有揭示水資源費(fèi)對用水需求的影響機(jī)制并實(shí)證檢驗(yàn)該機(jī)制的顯著性水平。本文試圖運(yùn)用更為科學(xué)的計量方法分析水價內(nèi)部的結(jié)構(gòu)調(diào)整，即提高水資源費(fèi)及其占水價比重對工業(yè)用水需求的影響。本文的創(chuàng)新主要有二：一是基于水資源費(fèi)內(nèi)涵，在內(nèi)生性分析框架下構(gòu)建了水資源費(fèi)方程；二是基于網(wǎng)絡(luò)公開的政策信息量化了水資源費(fèi)制度強(qiáng)度，并實(shí)證考察了水資源費(fèi)相關(guān)變量對工業(yè)用水需求的具體影響。

二、 基本事實(shí)與研究假說

(一) 基本事實(shí)

工業(yè)用水主要包括兩大部分：一是工業(yè)生產(chǎn)用水，包括生產(chǎn)過程中制造、加工、冷卻、洗滌以及空調(diào)、鍋爐等用水;二是廠內(nèi)員工的生活用水。工業(yè)用水需求量大且對水質(zhì)要求較低是其來源廣泛的主要原因，其來源包括地表水、地下水、自來水、海水、城市污水回流水、其他水等。其中，地表水、地下水與自來水三者比重較大。根據(jù)2008年第二次經(jīng)濟(jì)普查年鑒的數(shù)據(jù)，全國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)地表水的用水比重占到70.18%，地下水占12.44%，而自來水比重僅為15.63%。根據(jù)《中國經(jīng)濟(jì)普查年鑒2008》，除天津和廣東等少數(shù)省區(qū)市外，其余省區(qū)市均以地表水與地下水為主，且地表水所占比重最大，有18個省區(qū)市的地表水比重超過了50%。這些地表水和地下水既包括工業(yè)企業(yè)從水庫或其他水利工程的自取水，也包括利用自供水系統(tǒng)自取的水，統(tǒng)稱為自備用水。由此可見，僅僅調(diào)控自來水價格是無法減少自備用水的。相反，自來水價格的提高可能會導(dǎo)致工業(yè)企業(yè)增加自備用水，進(jìn)而增加區(qū)域用水總量[33]。

水價包括水資源費(fèi)、工程水價與污水處理費(fèi)三部分*水價在無特殊情況下均指終端水價。用水戶使用公共供水時實(shí)際繳納的即為終端水價，包括水資源費(fèi)、工程水價與污水處理費(fèi)?，F(xiàn)實(shí)中，為方便計收，水資源費(fèi)與污水處理費(fèi)由供水企業(yè)代收。因此，水價的三個部分是作為一個整體作用于自來水的。。這三部分對用水需求的影響既緊密聯(lián)系又相互獨(dú)立。若水價改革的目標(biāo)在于減少自來水使用，那么在現(xiàn)行體制下無論提高哪部分價格，最終節(jié)水效果都是相同的。如果水價改革的目標(biāo)在于減少自備用水使用，則政府只能選擇提高水資源費(fèi)。提高工程水價基本無用，因?yàn)樗呀?jīng)被用水企業(yè)內(nèi)化*當(dāng)企業(yè)使用自備用水時，政府會根據(jù)計量設(shè)施測量的水量收取水資源費(fèi)，這時無工程水價。。在這三部分水價中，只有水資源費(fèi)既可以通過影響終端水價間接作用于自來水，又可以直接作用于自備用水。工業(yè)用水結(jié)構(gòu)和水價結(jié)構(gòu)的關(guān)系如圖1所示，其中虛線旨在刻畫水價結(jié)構(gòu)指標(biāo)的構(gòu)造思路。政府減少工業(yè)用水總量的關(guān)鍵在于調(diào)節(jié)水資源費(fèi)。如果不是以提高水資源費(fèi)而是以提高工程水價的方式來提高水價，那么水價實(shí)際作用到工業(yè)用水需求的就只能是自來水部分。因此，水資源費(fèi)對工業(yè)節(jié)水極為重要，一味地提高水價并不一定能促進(jìn)工業(yè)節(jié)水。

圖1 工業(yè)用水結(jié)構(gòu)和水價結(jié)構(gòu)的關(guān)系

(二) 研究假說

根據(jù)基本事實(shí)的描述，自備用水在工業(yè)用水中占據(jù)十分重要的位置，而且通過自備用水渠道實(shí)現(xiàn)工業(yè)節(jié)水的價格手段只能調(diào)整水資源費(fèi)及其結(jié)構(gòu)。水資源費(fèi)是終端水價(即自來水價格)的重要組成部分，是自備用水水價的全部，因?yàn)楣I(yè)企業(yè)使用自備用水時其工程水價等已內(nèi)化為經(jīng)營成本。因此，為了實(shí)現(xiàn)工業(yè)節(jié)水的目標(biāo)，工業(yè)水價結(jié)構(gòu)調(diào)整的思路主要有二：一是改變水資源費(fèi)的標(biāo)準(zhǔn)，包括地表水水資源費(fèi)和地下水水資源費(fèi)；二是調(diào)整水資源費(fèi)占終端水價的比重，包括地表水水資源費(fèi)占終端水價比重和地下水水資源費(fèi)占終端水價比重。

水資源費(fèi)對工業(yè)用水需求的影響有三個途徑。首先，水資源費(fèi)通過影響終端水價進(jìn)而影響工業(yè)企業(yè)的自來水需求；其次，地表水水資源費(fèi)通過影響地表水需求進(jìn)而影響工業(yè)企業(yè)的自備用水需求；再次，地下水水資源費(fèi)通過影響地下水需求進(jìn)而影響工業(yè)企業(yè)的自備用水需求。根據(jù)價格與需求之間的反向變動關(guān)系，水資源費(fèi)與工業(yè)用水需求量之間一般存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。然而，這一負(fù)相關(guān)關(guān)系或存在結(jié)構(gòu)差異。假定地表水需求=F(地表水水資源費(fèi)，地下水水資源費(fèi)，終端水價)，地下水需求=G(地表水水資源費(fèi)，地下水水資源費(fèi)，終端水價)。當(dāng)然，工業(yè)用水需求及其結(jié)構(gòu)還受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、水資源稟賦等因素的影響，它們將在實(shí)證研究中被逐一檢驗(yàn)。F和G為連續(xù)可微需求函數(shù)。根據(jù)需求法則，地表水水資源費(fèi)負(fù)向作用于地表水需求，地下水水資源費(fèi)負(fù)向作用于地下水需求，那么有:

現(xiàn)實(shí)中，工業(yè)企業(yè)能夠相對靈活地選擇使用地表水或地下水，因此兩者之間的替代關(guān)系顯而易見。此時，提高地表水水資源費(fèi)可能增加地下水的需求，而提高地下水水資源費(fèi)反而增加地表水的需求。因此有:

在給定工業(yè)用水需求由自來水、地表水和地下水三部分構(gòu)成且自來水價格是一個整體(終端水價中的水資源費(fèi)不單獨(dú)產(chǎn)生作用)時，工業(yè)用水需求與地表水水資源費(fèi)和地下水水資源費(fèi)的關(guān)系如下：

在給定工業(yè)用水需求與地表水或地下水水資源費(fèi)的關(guān)系時，有：

假說1：當(dāng)工業(yè)用水需求與地表水水資源費(fèi)負(fù)相關(guān)時，地表水水資源費(fèi)對地表水需求的作用要遠(yuǎn)大于其對地下水需求的影響；當(dāng)工業(yè)用水需求與地下水水資源費(fèi)正相關(guān)時，地下水水資源費(fèi)對地表水需求的作用要遠(yuǎn)大于其對地下水需求的影響。

從水資源費(fèi)視角進(jìn)一步研究水價結(jié)構(gòu)時，考察地表水水資源費(fèi)占終端水價的比重和地下水水資源費(fèi)占終端水價的比重對工業(yè)用水需求的影響,能為工業(yè)水價結(jié)構(gòu)性改革提供新的思路。終端水價雖然由工程水價、污水處理費(fèi)和水資源費(fèi)三部分組成，但實(shí)際上三者邊界無法清晰界定，且終端水價中的水資源費(fèi)比重也無法確定。因此，使用地表水水資源費(fèi)或地下水水資源費(fèi)去近似地替代終端水價中的水資源費(fèi)是一種可行的辦法，也符合一些實(shí)際情況。在一些引水工程中，水價所包含的水資源費(fèi)有時就是地表水水資源費(fèi)，如南水北調(diào)中線工程等。當(dāng)取地表水水資源費(fèi)作為終端水價中水資源費(fèi)的近似替代時，地表水水資源費(fèi)的調(diào)整一方面直接作用于自備用水中的地表水需求，另一方面通過終端水價間接作用于自來水，其間接作用可以通過地表水水資源費(fèi)占終端水價的比重來刻畫。同理，地下水水資源費(fèi)的調(diào)整也會影響終端水價中的水資源費(fèi)占比結(jié)構(gòu)，從而影響自來水需求進(jìn)而作用于工業(yè)用水需求。假定工業(yè)用水需求與水資源費(fèi)及其結(jié)構(gòu)之間的函數(shù)關(guān)系如下:

工業(yè)用水需求 =地表水需求+地下水需求+自來水需求

=F(地表水水資源費(fèi)，地下水水資源費(fèi)，終端水價)+

G(地表水水資源費(fèi)，地下水水資源費(fèi)，終端水價)+

其中H為連續(xù)可微自來水需求函數(shù)。根據(jù)上述假設(shè)，工業(yè)用水需求與地表水水資源費(fèi)和地下水水資源費(fèi)之間的關(guān)系為:

假說2：當(dāng)工業(yè)用水需求與地表水水資源費(fèi)負(fù)相關(guān)時，地表水水資源費(fèi)占比對工業(yè)用水需求的正向影響減少了地表水水資源費(fèi)對工業(yè)用水需求的影響；當(dāng)工業(yè)用水需求與地下水水資源費(fèi)正相關(guān)時，地下水水資源費(fèi)占比對工業(yè)用水需求的正向影響放大了地下水水資源費(fèi)對工業(yè)用水需求的影響。

三、 模型與數(shù)據(jù)

(一) 模型

設(shè)定水價與用水需求關(guān)系模型主要有兩種方法：一是雙對數(shù)模型，二是吉爾里模型。前者適用于測量用水需求的收入與價格彈性，后者多用于預(yù)測[24]。與此同時，有觀點(diǎn)認(rèn)為水價影響用水需求而用水需求不影響水價[21]，另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為兩者互相影響[22]。一些研究認(rèn)為水價、水資源費(fèi)與用水需求之間無相互影響，最主要的原因在于水價與水資源費(fèi)并不完全由市場決定，而受行政影響較多。然而，對一般性商品來說，價格與需求之間存在相互影響不足為奇。以水資源費(fèi)為例，國家征收水資源費(fèi)的根本目的是抑制用水需求的增長，有關(guān)部門也可根據(jù)用水需求調(diào)節(jié)水價或水資源費(fèi)。鑒于此，本文將在內(nèi)生性分析框架下選擇雙對數(shù)模型來研究水價、水資源費(fèi)和工業(yè)用水需求之間的關(guān)系，并構(gòu)建工業(yè)用水需求方程、工業(yè)水價方程、工業(yè)地表水水資源費(fèi)方程和工業(yè)地下水水資源費(fèi)方程。

1.工業(yè)用水需求方程

(1)被解釋變量。需求方程主要考察的是價格對用水量的影響，因此，被解釋變量為工業(yè)用水總量(water)，按新鮮水取用量計，不包括企業(yè)內(nèi)部的重復(fù)用水量。

(2)主要解釋變量與控制變量。主要解釋變量有三個：終端水價(price)、地表水水資源費(fèi)(sfee)、地下水水資源費(fèi)(gfee)。與此同時，影響工業(yè)用水需求的因素還包括工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與節(jié)水技術(shù)[34-35]。一般用地區(qū)工業(yè)增加值(add)代表工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，其用水需求越高，預(yù)期符號為正。工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(zd)對用水量的影響方向不確定，一般考察國有工業(yè)企業(yè)比重對用水量的影響，使用國有工業(yè)企業(yè)工業(yè)增加值與地區(qū)工業(yè)增加值之比來表示。它對工業(yè)用水量的影響可能有兩種結(jié)果：一方面，國有企業(yè)可能因?yàn)榫哂匈Y金雄厚、政府扶持等優(yōu)勢來引進(jìn)新技術(shù)而提高整個地區(qū)的用水效率，減少了用水需求；另一方面，國有企業(yè)可能因?yàn)楦偁帀毫π?、機(jī)構(gòu)臃腫等原因反而拉低整個地區(qū)的用水效率，增加了用水需求。節(jié)水技術(shù)是影響工業(yè)用水需求的又一重要因素。有學(xué)者用R&D投入強(qiáng)度來刻畫，但實(shí)際上它并不能準(zhǔn)確反映地區(qū)工業(yè)節(jié)水技術(shù)水平。一般而言，一個地區(qū)水資源稀缺程度越高，地區(qū)在節(jié)水方面的投入越高，其節(jié)水技術(shù)水平也往往越高。本文采用地區(qū)虛擬變量的方式來刻畫節(jié)水技術(shù)水平。按照水資源稀缺程度由高到低的順序，可以將各省區(qū)市水資源狀況分為四類：水資源豐富區(qū)(富水區(qū))、脆弱區(qū)、缺水區(qū)與嚴(yán)重缺水區(qū)*王曉青采用專家打分法，通過人均水資源量、單位面積水資源量、人均供水量與萬元GDP水資源量四個指標(biāo)全面衡量地區(qū)水資源稀缺程度。根據(jù)其研究結(jié)果，水資源豐富區(qū)包括廣東、廣西、福建、浙江、江西、湖南、海南、重慶、西藏；水資源脆弱區(qū)包括云南、貴州、四川、上海、安徽、湖北、新疆；缺水區(qū)包括黑龍江、吉林、遼寧、寧夏、青海、北京、江蘇、河南；嚴(yán)重缺水區(qū)包括山東、山西、陜西、甘肅、內(nèi)蒙古、河北、天津。參見王曉青《中國水資源短缺地域差異研究》，載《自然資源學(xué)報》2001年第6期，第516-520頁。。記富水區(qū)為area1，脆弱區(qū)為area2，缺水區(qū)為area3。相應(yīng)地，四類節(jié)水技術(shù)水平根據(jù)水資源稀缺程度得以明確，富水區(qū)節(jié)水技術(shù)水平最低，而嚴(yán)重缺水區(qū)的節(jié)水技術(shù)水平最高。該指標(biāo)在一定程度上也能反映地區(qū)用水習(xí)慣和政策導(dǎo)向等地區(qū)因素，預(yù)期符號為正。此外，工業(yè)企業(yè)規(guī)模(idl)也會顯著影響工業(yè)用水需求，本文采用地區(qū)工業(yè)增加值與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值表示[36]。為更好地控制工業(yè)企業(yè)的規(guī)模效應(yīng)，模型加入了工業(yè)企業(yè)規(guī)模的平方項(idl2)。至此，工業(yè)用水需求方程的模型設(shè)定如下：

(1)

2.工業(yè)水價方程

(1)被解釋變量。本文采用城市終端水價作為被解釋變量，即水資源費(fèi)、工程水價與污水處理費(fèi)之和。

(2)解釋變量。學(xué)界關(guān)于水價影響因素的研究較少，綜合已有文獻(xiàn)來看，影響工業(yè)水價的因素主要為企業(yè)的供水成本[21-22]。首先，城市供水企業(yè)的取水成本會影響水價，本文使用水庫容量(sk)表示。水庫容量越大，獲取水資源的成本越低，水價也越低，預(yù)期符號為負(fù)。其次，水務(wù)企業(yè)輸配水成本也會影響水價，本文用人均城市供水管道長度(pl)表示。人均城市供水管道長度越長，城市供水企業(yè)的成本越高，水價越高，預(yù)期符號為正。再次，考慮到地區(qū)在制定水價的過程中可能會引入經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平因素，模型將加入經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量——人均地區(qū)生產(chǎn)總值(pgdp)，預(yù)期符號為正。最后，地區(qū)水資源的稀缺程度顯著影響水價。水資源越稀缺，則水務(wù)企業(yè)的取水成本越高，水價越高，用area1、area2與area3表示，預(yù)期符號為負(fù)。因此，水價方程設(shè)定如下：

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

(2)

3.工業(yè)水資源費(fèi)方程

由水資源費(fèi)的構(gòu)成可知，水資源費(fèi)的影響因素主要有地區(qū)水資源的稀缺性、水資源費(fèi)的所有權(quán)價格與勞動補(bǔ)償價值[37-39]。考慮到政府征收水資源費(fèi)的實(shí)際情況，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也將顯著影響水資源費(fèi)。中國30個省區(qū)市工業(yè)水資源費(fèi)起征、調(diào)整和水平情況表明：

首先，水資源的稀缺程度顯著影響水資源費(fèi)。水資源費(fèi)的起征時間明顯早于其他地區(qū)的有上海、山東、山西、河北、天津，其中四個屬于嚴(yán)重缺水區(qū)，上海市最先對深井水征收水資源費(fèi)*上海市出臺最早關(guān)于水資源費(fèi)的法規(guī)為1979年頒布的《上海市深井管理辦法》。；另外，像北京、吉林、江蘇、廣西、甘肅等地水資源費(fèi)征收工作的開展時間也較早。這表明我國水資源費(fèi)制度的出臺和變革實(shí)質(zhì)上是一種由水資源稀缺所導(dǎo)致的誘致性制度變遷。一般而言，水資源費(fèi)調(diào)整次數(shù)越多，標(biāo)準(zhǔn)越接近合理水平，缺水地區(qū)如北京、天津、山西、遼寧、江蘇等地的調(diào)整次數(shù)明顯多于其他地區(qū)，水資源較為富裕的地區(qū)，如浙江、安徽、江西、廣東、廣西等，調(diào)整次數(shù)明顯偏少。從地表水與地下水水資源費(fèi)的高低也可以看出，大多數(shù)缺水地區(qū)水資源費(fèi)要高于富水地區(qū)。

其次，水資源所有權(quán)價格與勞動補(bǔ)償價值也是影響水資源費(fèi)的重要因素。水資源所有權(quán)價格和勞動補(bǔ)償價值很難刻畫，但它們與地區(qū)水資源費(fèi)制度建設(shè)的好壞有密切關(guān)系。制度的刻畫方法有很多，本文基于地區(qū)文件數(shù)構(gòu)造水資源費(fèi)制度強(qiáng)度[40-41]。在區(qū)域水資源費(fèi)制度實(shí)施過程中，有些省份出臺了全省性的規(guī)范性和指導(dǎo)性文件，而有些省份沒有出臺相應(yīng)的政策文件或只在局部地級市或縣級市出臺了相應(yīng)的政策文件，前者的地區(qū)水資源費(fèi)制度強(qiáng)度要高于后者，因此有地區(qū)水資源費(fèi)制度強(qiáng)度指標(biāo)(iwps-rs)[41]:

(3)

i為第i個省區(qū)市，t為年份(1978—2013年)。在特定年份，某省區(qū)市出臺了相應(yīng)的文件，那么該省區(qū)市所包含的所有地級市均被界定為有相應(yīng)的政策文件。同一年內(nèi)，只有縣級市有相應(yīng)政策時，其上一級地級市被界定為有相應(yīng)的政策文件。同一區(qū)域內(nèi)，不同年份有不同的政策文件，那么相應(yīng)年份均有可供加總的地級市個數(shù)。地級市名稱根據(jù)政策文件內(nèi)容加以確定，省區(qū)市所包括的地級市個數(shù)根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒2014》行政區(qū)劃的數(shù)據(jù)來確定。式(3)只是給出了每年各地區(qū)新增的制度強(qiáng)度。制度強(qiáng)度具有累計特征。盡管我國水資源有償使用制度是1988年正式建立的，但山西和上海等地在1979年已經(jīng)開始試點(diǎn)。為確保數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性，地區(qū)水資源費(fèi)制度強(qiáng)度從1978年開始計算。累計制度強(qiáng)度指標(biāo)(iwps-ap)設(shè)定為：

(4)

T=1979,1980,…，2013。各地水資源費(fèi)制度強(qiáng)度指標(biāo)通過網(wǎng)絡(luò)搜索得到，為了克服因地區(qū)網(wǎng)絡(luò)化程度、搜索引擎好壞等因素對制度變量的干擾，本文使用地區(qū)信息化指數(shù)(informatization development index，idi)對累計制度強(qiáng)度指標(biāo)進(jìn)行平減處理。利用信息化指數(shù)平減后得到最終的地區(qū)水資源費(fèi)制度強(qiáng)度wp：

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

(5)

圖2為2000—2013年水資源豐富區(qū)、脆弱區(qū)、缺水區(qū)與嚴(yán)重缺水區(qū)水資源費(fèi)制度強(qiáng)度變化情況?？梢钥闯?，大多數(shù)年份水資源費(fèi)制度強(qiáng)度呈現(xiàn)出嚴(yán)重缺水區(qū)>缺水區(qū)>脆弱區(qū)>富水區(qū)的情況，符合預(yù)期分析。這一方面驗(yàn)證了水資源費(fèi)制度強(qiáng)度的測度方法較為合理，另一方面也嘗試在制度層面刻畫水資源的所有權(quán)價格和勞動補(bǔ)償價值。

圖2 2000—2013年富水區(qū)、脆弱區(qū)、缺水區(qū)與嚴(yán)重缺水區(qū)的水資源費(fèi)制度強(qiáng)度

最后，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對水資源費(fèi)的影響同樣有證可考。例如，同樣嚴(yán)重缺水的天津、內(nèi)蒙古、山西、山東，由于天津經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，其水資源費(fèi)也較高；再比如一些富水區(qū)，浙江和廣東的水資源費(fèi)就比同樣是富水區(qū)的廣西和海南要高。

綜上所述，水資源費(fèi)有兩個方程，即地表水水資源費(fèi)方程和地下水水資源費(fèi)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，被解釋變量分別為地表水水資源費(fèi)(sfee)與地下水水資源費(fèi)(gfee)。解釋變量包括水資源稀缺程度、水資源費(fèi)制度強(qiáng)度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等。首先，水資源費(fèi)與地區(qū)水資源稀缺程度顯著相關(guān)，水資源越稀缺，水資源費(fèi)越高，使用area1、area2、area3表示，同時也用于控制地區(qū)個體效應(yīng)，預(yù)期符號為負(fù)。若用水資源費(fèi)制度強(qiáng)度(wp)來表征水資源所有權(quán)價格與勞動補(bǔ)償價值，預(yù)期符號為正。地方政府在制定水資源費(fèi)時也會考慮地區(qū)人均水資源量(pwr)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，人均水資源量越大，相應(yīng)的水資源費(fèi)就越低，預(yù)期符號為負(fù)；經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，居民和企業(yè)的承受能力越強(qiáng)，為使水資源費(fèi)發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，相應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)也將提高，預(yù)期符號為正。

(二) 數(shù)據(jù)

基于統(tǒng)計口徑的一致性和數(shù)據(jù)的可得性，本文選取了2000—2013年中國30個省區(qū)市的面板數(shù)據(jù)(未包括西藏及港澳臺地區(qū))。在這一階段，國內(nèi)水的商品屬性已經(jīng)明確，各地區(qū)的水價和水資源費(fèi)也都進(jìn)行了較大幅度調(diào)整，因而可以避免因水價和水資源費(fèi)單一或較低所造成的樣本偏誤。地區(qū)生產(chǎn)總值和工業(yè)增加值數(shù)據(jù)分別來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》。用水?dāng)?shù)據(jù)來源于中國國家統(tǒng)計局及各地區(qū)水資源公報。工業(yè)水價數(shù)據(jù)來源于《中國物價年鑒》和中國水網(wǎng)(http://www.h2o-china.com/)。由于無法獲得每個省區(qū)市更準(zhǔn)確的水價數(shù)據(jù)，用每個省份省會城市的工業(yè)水價代替。由于不同月份的水價可能不同，因此采用加權(quán)平均的方法處理。例如，某年份前n個月的水價為p1，后(12-n)個月的水價為p2，則該年份的名義水價為：

(8)

水資源費(fèi)和水資源費(fèi)制度強(qiáng)度測度的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)通過對各地物價局、財政廳和水利廳等網(wǎng)站進(jìn)行拉網(wǎng)式搜索得到。在計算水資源費(fèi)時，若省內(nèi)各地區(qū)的水資源費(fèi)不同，則對水資源費(fèi)進(jìn)行算術(shù)平均處理。地區(qū)信息化指數(shù)來源于《中國信息年鑒》。另外，穩(wěn)健性檢驗(yàn)時所引入的政府干預(yù)變量由財政支出與地區(qū)生產(chǎn)總值之比表示，其數(shù)據(jù)來源為《中國統(tǒng)計年鑒》。為剔除價格因素的影響，對相關(guān)變量進(jìn)行了平減處理。人均地區(qū)生產(chǎn)總值采用GDP指數(shù)進(jìn)行平減，工業(yè)增加值采用工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)平減，水價和水資源費(fèi)采用商品零售物價指數(shù)進(jìn)行平減[27]。平減時統(tǒng)一以2000年為基期。相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計

四、 實(shí)證考察

(一) 估計方法討論

1.內(nèi)生性檢驗(yàn)

工業(yè)用水需求方程、工業(yè)水價方程、工業(yè)地表水水資源費(fèi)方程和工業(yè)地下水水資源費(fèi)方程的構(gòu)建假設(shè)終端水價和水資源費(fèi)與工業(yè)用水之間存在相互影響關(guān)系,這需要分別檢驗(yàn)方程(1)、(2)、(6)、(7)中l(wèi)n water、ln price、ln sfee與ln gfee是否為內(nèi)生變量。以檢驗(yàn)方程(1)中l(wèi)n price、ln sfee與ln gfee是否是內(nèi)生變量為例，基本思路為：首先尋找ln price、ln sfee與ln gfee的工具變量，可以采用方程(2)、(6)、(7)中除用水量之外的變量，即ln pgdp、ln pwr、ln pl、ln sk、area1、area2、area3、wp作為工具變量，通過hausman檢驗(yàn)，驗(yàn)證ln price、ln sfee與ln gfee是否為內(nèi)生變量。

不過，傳統(tǒng)的hausman檢驗(yàn)方法不適用于異方差的情形，而且在檢驗(yàn)值為負(fù)的情況下，無法進(jìn)行判別。因此，本文使用“杜賓—吳—豪斯曼檢驗(yàn)”(Durbin-Wu-Hausman Test)。該檢驗(yàn)在異方差的情況下也適用，結(jié)果更為穩(wěn)健。檢驗(yàn)結(jié)果為：方程(1)中，ln price、ln sfee與ln gfee存在內(nèi)生性。其中，Durbin檢驗(yàn)值為p(chi2=91.52)=0.000，Wu-Hausman檢驗(yàn)值p(F=38.30)=0.000，兩者都拒絕了變量為外生變量的原假設(shè)。同理，在方程(2)、(6)、(7)中用水量ln water的內(nèi)生性檢驗(yàn)也都在1%的水平上拒絕了變量為外生變量的檢驗(yàn)，從而證明用水量與水價、水資源費(fèi)之間相互影響。另外，為了驗(yàn)證上述結(jié)論的穩(wěn)健性，本文還逐個檢驗(yàn)了ln price、ln sfee、ln gfee與ln water之間的內(nèi)生性，結(jié)果都表明水價和水資源費(fèi)與用水量之間存在相互影響。

2.模型的識別條件

由于工業(yè)用水需求、水價與水資源費(fèi)存在內(nèi)生性問題，普通的面板估計方法將不符合經(jīng)典計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的假定，處理此問題的一個常見策略是使用聯(lián)立方程估計。聯(lián)立方程能夠進(jìn)行估計的前提是模型參數(shù)可識別，這由秩條件與階條件決定。秩條件用來判斷結(jié)構(gòu)方程是否可識別，而階條件用以判斷結(jié)構(gòu)方程是恰好識別還是過度識別。假設(shè)聯(lián)立方程中的內(nèi)生變量與先決變量的個數(shù)為G和K，第i個結(jié)構(gòu)方程中包括的內(nèi)生變量與先決變量的個數(shù)為Gi與Ki，秩條件要求每個結(jié)構(gòu)方程中參數(shù)矩陣的秩等于G-1，階條件要求每個結(jié)構(gòu)方程K-Ki大于等于Gi-1。當(dāng)K-Ki與Gi-1相等時，結(jié)構(gòu)方程恰好識別；當(dāng)K-Ki大于Gi-1時，結(jié)構(gòu)方程過度識別。由于本文模型的內(nèi)生變量個數(shù)G為4，則G-1=3正好等于識別方程的秩個數(shù)，因此模型是可識別的。從階條件也可以看出，工業(yè)用水需求方程中K-Ki為16-11=5，而Gi-1=3，K-Ki大于Gi-1，屬于過度識別。

3.兩階段與三階段最小二乘法的選擇

聯(lián)立方程的估計方法有兩種：一種是單一方程估計法，也被稱作有限信息法，采用的是逐個方程估計，常見的估計方法包括普通最小二乘法(ols)和兩階段最小二乘法(2sls)，不過，由于模型變量具有內(nèi)生性，不能采用普通最小二乘法；另一種是聯(lián)合估計法，也被稱作完整信息法，將整個聯(lián)立方程當(dāng)作一個系統(tǒng)來估計，同時得到所有方程的參數(shù)估計量，主要是三階段最小二乘法(3sls)。兩階段最小二乘法與三階段最小二乘法各有優(yōu)點(diǎn)，當(dāng)模型設(shè)置正確時，三階段最小二乘法要比兩階段最小二乘法更有效率，但當(dāng)模型設(shè)置不當(dāng)時，可能會出現(xiàn)偏差。鑒于多個內(nèi)生變量情形，本文以三階段最小二乘法為主要估計方法；作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)，本文也給出了二階段最小二乘法的估計結(jié)果。此外，拉姆齊回歸設(shè)定誤差檢驗(yàn)的原假設(shè)是模型不存在遺漏變量，一般可通過p值大于0.1來判斷(即90%水平上無法拒絕原假設(shè))。經(jīng)檢驗(yàn)，所有方程的p值都大于0.1，即模型不存在遺漏變量。

(二) 回歸結(jié)果

1.水資源費(fèi)對工業(yè)用水需求的影響

表2給出了工業(yè)用水需求方程、工業(yè)水價方程、工業(yè)地表水水資源費(fèi)方程與工業(yè)地下水水資源費(fèi)方程3sls的估計結(jié)果。

表2 水資源費(fèi)對工業(yè)用水需求影響的3sls估計結(jié)果

注：*表示p<0.1,**表示p<0.05,***表示p<0.01；括號里是標(biāo)準(zhǔn)誤。下同。

先看工業(yè)地表水水資源費(fèi)方程和工業(yè)地下水水資源費(fèi)方程的估計結(jié)果。第一，工業(yè)用水需求都在1%的水平下正向影響工業(yè)地表水和地下水水資源費(fèi)，符合理論預(yù)期。第二，地區(qū)人均水資源量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平同樣顯著影響水資源費(fèi)，與預(yù)期相似。彈性分析表明，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對水資源費(fèi)的影響要明顯大于人均水資源量。不過，人均水資源量對地表水水資源費(fèi)與地下水水資源費(fèi)的影響機(jī)制卻有所不同，人均水資源量對地表水水資源費(fèi)的影響雖然為負(fù)，但并不顯著，而對地下水水資源費(fèi)的影響卻十分顯著。出現(xiàn)這種結(jié)果可能與地方政府的政策導(dǎo)向有關(guān)，地下水超采所帶來的問題要比地表水嚴(yán)重得多，且政府對地下水進(jìn)行了嚴(yán)格的總量控制。第三，地區(qū)水資源費(fèi)制度顯著正向影響水資源費(fèi)，這也與預(yù)期相符。水資源費(fèi)制度越完善意味著政府越重視，相應(yīng)的水資源費(fèi)也越高。第四，地區(qū)虛擬變量的影響同樣符合理論預(yù)期，地區(qū)水資源越豐富，水資源費(fèi)越低。與此同時，觀察缺水地區(qū)area3對地下水水資源費(fèi)影響時可以發(fā)現(xiàn)，盡管其系數(shù)不顯著，但其符號已變正，這意味著地下水水資源費(fèi)對地區(qū)水資源稀缺程度更敏感。

表2第3列為工業(yè)水價方程的估計結(jié)果。水務(wù)企業(yè)供水成本顯著影響水價，人均供水管道越長，成本越高，水價也越高。地區(qū)水資源稀缺程度也顯著影響水價。地區(qū)水資源越稀缺，水務(wù)企業(yè)的取水成本與機(jī)會成本都會上升，相應(yīng)的水價也越高。另外，水庫容量與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對水價的影響并不顯著。

最后，重點(diǎn)考察工業(yè)用水需求方程。在眾多控制變量中，對工業(yè)用水需求影響最大的是工業(yè)增加值，這與已有研究和基本事實(shí)一致；其次是工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，即國有工業(yè)企業(yè)比重越大的地區(qū)的工業(yè)用水需求越大，這說明大部分地區(qū)的國有企業(yè)工業(yè)用水效率還處于較低水平；再次，工業(yè)發(fā)展規(guī)模也顯著影響工業(yè)用水需求，最優(yōu)規(guī)模出現(xiàn)在工業(yè)增加值約占GDP的1/3時(最優(yōu)規(guī)模為5.928/(2×9.595))。就解釋變量而言，與大多數(shù)研究結(jié)論一致，工業(yè)水價對降低用水需求有顯著影響，且彈性高達(dá)-1.479；地表水水資源費(fèi)的彈性為-0.539，且在1%的水平下顯著，表明工業(yè)用水需求對水資源費(fèi)非常敏感，以水資源費(fèi)為核心的水價結(jié)構(gòu)改革是合理的；地下水水資源費(fèi)對工業(yè)用水需求同樣具有顯著影響，只不過呈正向影響，這意味著在省區(qū)市層面工業(yè)地表水與地下水確實(shí)存在替代關(guān)系。

表2表明工業(yè)用水需求與地表水水資源費(fèi)負(fù)相關(guān)，此時地表水水資源費(fèi)對地表水需求的作用要遠(yuǎn)大于其對地下水需求的影響；同時，工業(yè)用水需求與地下水水資源費(fèi)正相關(guān)，地下水水資源費(fèi)對地表水需求的作用要遠(yuǎn)大于其對地下水需求的影響。假說1得到驗(yàn)證。該結(jié)論揭示了地表水在工業(yè)用水中的地位十分突出，因?yàn)榈乇硭偷叵滤Y源費(fèi)均作用于地表水需求。

2.水資源費(fèi)占水價比重對工業(yè)用水需求的影響

提高水資源費(fèi)對降低工業(yè)用水需求有積極的影響，那么水資源費(fèi)占水價比重又會如何通過影響水資源費(fèi)的彈性進(jìn)而影響工業(yè)用水？這可以通過增加地表水和地下水水資源費(fèi)分別與水價結(jié)構(gòu)的交叉項的方式來驗(yàn)證。記cross1=(ln sfee)×(sfee/price)，cross2=(ln gfee)×(gfee/price)。表3給出了具體的估計結(jié)果，其中cross1不顯著，而cross2顯著為正，這說明地下水水價占比對工業(yè)用水需求有影響，而地表水水價占比的影響不顯著，可能是因?yàn)楦魇〉乇硭Y源費(fèi)占水價比值過低。在樣本區(qū)間內(nèi)，30個省區(qū)市地表水水資源費(fèi)與水價之比平均值為5%左右，有21個省區(qū)市小于平均值水平，只有北京、天津、遼寧、河南等地占到了10%左右。相較而言，地下水水資源費(fèi)占水價比重較高，平均值為14%左右。比較表2與表3，其他變量的顯著性與正負(fù)號無變動，回歸結(jié)果穩(wěn)健。

表3表明工業(yè)用水需求與地表水水資源費(fèi)負(fù)相關(guān)，地表水水資源費(fèi)占比負(fù)向作用于工業(yè)用水需求但不顯著。因此，以地表水水資源費(fèi)代替終端水價中的水資源費(fèi)所形成的水價結(jié)構(gòu)對工業(yè)用水需求的影響存在放大的可能。與此同時，工業(yè)用水需求與地下水水資源費(fèi)正相關(guān)，而且地下水水資源費(fèi)占比對工業(yè)用水需求具有顯著正向影響。因此，該情形下的水價結(jié)構(gòu)放大了地下水水資源費(fèi)對工業(yè)用水需求的影響，假說2的后半部分成立。

(三) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文采用以下兩種方法對模型的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)：一是二階段最小二乘法，二是增加變量。表4給出了二階段最小二乘法的估計結(jié)果(回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差略)，比照2sls與表2和表3的3sls估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，幾乎所有變量的正負(fù)號與顯著性都沒有發(fā)生變化，研究結(jié)果十分穩(wěn)健。

表3 水資源費(fèi)占水價比重對工業(yè)用水需求影響的3sls估計結(jié)果

表4 采用2sls估計的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

續(xù)表4

與此同時，在影響工業(yè)用水需求的因素中，除了已有研究中所涉及的因素，政府干預(yù)或許也會影響工業(yè)用水需求，一般用財政支出與地區(qū)生產(chǎn)總值之比(gov)表示。地區(qū)的政府干預(yù)越大，意味著市場化程度越低，其資源的配置可能會被扭曲，一些高新技術(shù)的研發(fā)與引進(jìn)將落后，進(jìn)而降低資源的利用效率[42-43]。因此，政府干預(yù)越大，地區(qū)工業(yè)用水需求越大，預(yù)期符號為正。表5給出了具體的估計結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，在水資源費(fèi)模型中(表5第2列)，政府干預(yù)正向顯著影響工業(yè)用水需求，符合預(yù)期；在水資源費(fèi)結(jié)構(gòu)模型中(表5第6列)，政府干預(yù)變量不顯著，但其值仍然為正。其他變量的顯著性與正負(fù)號無明顯變化，結(jié)果依然穩(wěn)健。

表5 加入政府干預(yù)變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù)表5

五、 結(jié)論與政策啟示

水價改革是新時期水資源管理的重要市場手段，被政府寄予厚望。本文在克服水價和水資源費(fèi)與用水需求之間的內(nèi)生性問題后，基于2000—2013年間中國30個省區(qū)市的面板數(shù)據(jù)，通過聯(lián)立方程模型研究了我國工業(yè)水價的結(jié)構(gòu)性問題，主要是水價的內(nèi)部結(jié)構(gòu)以及與每一部分水價相關(guān)聯(lián)的用水結(jié)構(gòu)。研究表明：終端水價穩(wěn)健且顯著負(fù)向作用于工業(yè)用水需求，提高工業(yè)水價能夠有效地減少工業(yè)用水需求；鑒于工業(yè)用水結(jié)構(gòu)中自備用水比例遠(yuǎn)高于自來水，調(diào)整水資源費(fèi)或水資源費(fèi)在終端水價中的比重或許更有效；地表水水資源費(fèi)負(fù)向作用于工業(yè)用水需求,而地下水水資源費(fèi)正向作用于工業(yè)用水需求，提高地表水水資源費(fèi)是工業(yè)節(jié)水的一種有效途徑；以地表水水資源費(fèi)和地下水水資源費(fèi)代替終端水價中的水資源費(fèi)所構(gòu)造起來的水價結(jié)構(gòu)放大了水資源費(fèi)對工業(yè)用水需求的影響，降低地下水水資源費(fèi)占終端水價的比重是工業(yè)節(jié)水的另一有效途徑；最后，水資源費(fèi)制度強(qiáng)度對工業(yè)用水需求的影響顯著為負(fù)，在結(jié)構(gòu)性分析框架下調(diào)節(jié)水資源費(fèi)制度強(qiáng)度也是工業(yè)節(jié)水的重要思路。

第二，調(diào)結(jié)構(gòu)更為重要。以地表水水資源費(fèi)和地下水水資源費(fèi)代替終端水價中的水資源費(fèi)所構(gòu)造起來的水價結(jié)構(gòu)，包括地表水水資源費(fèi)占終端水價比重和地下水水資源費(fèi)占終端水價比重，放大了水資源費(fèi)對工業(yè)用水需求的影響。在假說1和假說2所給定的分析框架中，水價結(jié)構(gòu)放大或減少水資源費(fèi)對工業(yè)用水需求的影響均有可能，然而實(shí)證研究表明現(xiàn)實(shí)中存在放大情形，尤其是在以地下水水資源費(fèi)代替終端水價中的水資源費(fèi)所構(gòu)造的水價結(jié)構(gòu)中。這主要有兩方面原因：一是地下水水資源費(fèi)要遠(yuǎn)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。基于顯著性水平的特征，工業(yè)節(jié)水的水價結(jié)構(gòu)調(diào)整戰(zhàn)略主要有三：(1)降低地下水水資源費(fèi)以減少工業(yè)地表水需求；(2)提高地下水水資源費(fèi)以減少工業(yè)地下水需求；(3)通過減少地下水水資源費(fèi)占終端水價的比重來減少工業(yè)自來水需求。水價結(jié)構(gòu)調(diào)整戰(zhàn)略的前兩種思路存在矛盾，故第三種思路顯得尤為重要。然而，采用第三種思路需要打開終端水價的黑箱，推進(jìn)水務(wù)集團(tuán)改革。改革的關(guān)鍵在于明晰工程成本、污水處理費(fèi)和水資源費(fèi)的邊界及其相應(yīng)成本和費(fèi)用在終端水價中的比例。

第三，調(diào)結(jié)構(gòu)比提價費(fèi)更為迫切。綜合水資源費(fèi)和水價結(jié)構(gòu)對工業(yè)用水需求的影響，提高終端水價、提高地表水水資源費(fèi)和減少地下水水資源費(fèi)占終端水價的比重是實(shí)現(xiàn)工業(yè)節(jié)水的三大重要戰(zhàn)略舉措。然而，三大戰(zhàn)略舉措之間存在輕重緩急之分，這與工業(yè)用水結(jié)構(gòu)密切相關(guān)。根據(jù)基本事實(shí)的描述，中國工業(yè)用水中自來水所占比重相對于自備用水而言較低，因此，旨在調(diào)整自來水比重的提高終端水價策略并非最為有效或最為急迫的政策；相反，能直接影響自備用水的提高地表水水資源費(fèi)政策和降低地下水水資源費(fèi)占終端水價比重的結(jié)構(gòu)調(diào)整政策，更為迫切。當(dāng)然，改變中國工業(yè)用水結(jié)構(gòu)或影響工業(yè)發(fā)展的其他外在因素也會影響工業(yè)節(jié)水戰(zhàn)略。工業(yè)水價結(jié)構(gòu)性改革方案也將隨著工業(yè)化進(jìn)程的深入而不斷調(diào)整。