基于RCM的水權(quán)交易試點對水資源利用效率影響評估*

● 閆瑞雯，王永瑜

（蘭州財經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計學(xué)院，甘肅 蘭州 730020）

作為典型的缺水型國家，我國十分重視水資源管理，特別將節(jié)水置于水利水務(wù)工作的優(yōu)先位置?！吨腥A人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠景目標綱要》提出，要全面提高資源利用效率，在水資源利用方面實施國家節(jié)水行動，建立水資源剛性約束制度，強化農(nóng)業(yè)節(jié)水增效、工業(yè)節(jié)水減排和城鎮(zhèn)節(jié)水降損，鼓勵再生水利用，單位GDP用水量下降16%左右①新華社.中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠景目標綱要[EB/OL].(2021-03-14)[2021-11-29].http://www.gov.cn/xinwen/2021-03/14/content_5592884.htm.。黨的十八屆三中全會確立了使市場在資源配置中發(fā)揮決定性作用的改革方向，明確提出推行水權(quán)交易制度。2014年7月，水利部印發(fā)《水利部關(guān)于開展水權(quán)試點工作的通知》，明確在寧夏、江西、湖北、內(nèi)蒙古、河南、甘肅和廣東7省（區(qū)）分別開展水權(quán)確權(quán)和交易試點工作②水利部.水利部召開水權(quán)試點工作啟動會[EB/OL].(2014-07-23)[2021-11-29].http://www.gov.，其中內(nèi)蒙古、河南、甘肅和廣東4省（區(qū)）重點進行水權(quán)交易試點。截至2017年年底，水權(quán)交易試點工作基本完成。除國家試點?。▍^(qū)）外，其他各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）也相繼自發(fā)展開水權(quán)交易探索。在此背景下，探究水權(quán)交易政策對試點?。▍^(qū)）水資源利用效率的影響，對全面推行水權(quán)交易政策，提高水資源利用效率具有重要理論和現(xiàn)實意義。

一、文獻綜述

圍繞該研究主題，現(xiàn)有文獻主要從水資源利用效率評價、水權(quán)交易和我國水權(quán)交易試點三個方面進行研究。在水資源利用效率評價方面，主要有兩種思路：一是構(gòu)建水資源利用效率綜合評價指標體系[1-2]；二是構(gòu)建全要素投入產(chǎn)出系統(tǒng)。多數(shù)學(xué)者基于全要素水資源利用效率思想，通過構(gòu)建全要素投入產(chǎn)出系統(tǒng)測算水資源利用效率。其中，部分學(xué)者運用了以SFA（隨機前沿分析）為代表的參數(shù)方法。Ferro等利用普查數(shù)據(jù)對拉丁美洲各地工業(yè)水行業(yè)效率進行了前沿分析，并且提出了適合該地各區(qū)域用水效率提升的路徑[3]。張凱等將水資源承載力作為投入要素，構(gòu)建SFA效率測算模型測度了2003—2017年中國大陸31個省（自治區(qū)、直轄市）的水資源利用效率[4]。任玉芬等采用基于面板數(shù)據(jù)的隨機前沿模型計算了我國283個主要城市2000—2014年的水資源利用效率和水環(huán)境壓力，發(fā)現(xiàn)我國主要地級市水資源利用效率普遍不高，且給出了相關(guān)政策建議[5]。由于水資源在使用和處理過程中存在環(huán)境和生產(chǎn)過程間復(fù)雜的交互關(guān)系，通常難以運用明確的函數(shù)形式對水資源利用效率進行參數(shù)方法評價，因此，更多學(xué)者使用以DEA（數(shù)據(jù)包絡(luò)分析）為代表的非參數(shù)方法測算水資源利用相對效率。Thanassoulis率先使用DEA方法測度了英國的用水效率[6]，之后，沿用該方法國外學(xué)者分別測算了澳大利亞、美國及西班牙等國的用水效率。國內(nèi)學(xué)者分別以城市[7]、省域[8]、流域[9]和全國[10]為研究尺度，采用傳統(tǒng)DEA模型[8]、超效率DEA模型[11]、三階段 DEA模型[12]、SBM 模型[13]、非期望產(chǎn)出 SESBM模型[14]和網(wǎng)絡(luò)DEA模型[15]等各種DEA及其改進方法，對農(nóng)業(yè)用水[8]、工業(yè)用水[7]和總體用水效率[13]進行了多層次、多角度的評價并取得豐富的研究成果。

在水權(quán)交易研究方面，由于美國[16]、澳大利亞[17]等國家較早進行了水權(quán)交易市場實踐，國外學(xué)者率先對水權(quán)交易開展了深入的理論和實證研究[18-23]。國內(nèi)學(xué)者借鑒國外水權(quán)交易理論分析經(jīng)驗，在水權(quán)交易方面也相繼展開大量研究，如對水權(quán)和水權(quán)交易概念進行了廣泛探討[24-27]，對中國水權(quán)交易實踐和水權(quán)交易運行機制等問題進行了深入研究[28-32]。近年來，國內(nèi)學(xué)者對水權(quán)交易在實現(xiàn)水資源優(yōu)化配置方面的研究也比較豐富。胡曉寒等分析了我國農(nóng)業(yè)用水戶之間的水權(quán)交易效率，結(jié)果表明水權(quán)交易能夠促進實現(xiàn)水資源優(yōu)化配置[33]。陸文聰?shù)纫怨?jié)水和水資源優(yōu)化配置為目標，對不同狀態(tài)下水權(quán)交易的配置效率和節(jié)水效果進行的分析比較得出，政府主導(dǎo)的交易機制在水資源配置和節(jié)水效果上更有效率[34]。曾雪婷等以節(jié)水為目標，運用不確定規(guī)劃法分析了開孔河流域水權(quán)交易，發(fā)現(xiàn)水權(quán)交易可以在保證收益的前提下實現(xiàn)節(jié)水[35]。張曉軍等通過構(gòu)建跨行業(yè)水權(quán)交易體系模型，以工業(yè)和農(nóng)業(yè)水權(quán)交易為例驗證了水權(quán)交易在我國能夠?qū)崿F(xiàn)水資源最優(yōu)配置[36]。

當(dāng)前關(guān)于我國水權(quán)交易試點研究的文獻相對較少，已有成果主要是對試點工作經(jīng)驗的總結(jié)。田貴良總結(jié)和比較了各試點省(區(qū))水權(quán)改革的做法和經(jīng)驗，提出全國各地應(yīng)因地制宜推廣水權(quán)改革、完善水資源監(jiān)控計量體系、建立多種類型的水權(quán)交易平臺、規(guī)范水權(quán)交易價格形成機制等對策建議[37]。關(guān)于我國水權(quán)交易政策實施對于水資源利用效率效果的研究也屈指可數(shù)。田貴良等對我國水權(quán)交易政策實施前后的水資源利用效率進行了簡單對比分析，結(jié)果表明總體上我國水權(quán)交易政策對水資源利用效率具有積極作用[38]。Chen等通過構(gòu)建基于水資源系統(tǒng)的混合網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)DEA模型測度了我國水資源利用效率，并利用雙重差分（DID）模型檢驗了水權(quán)交易政策對水資源利用效率的作用效果，發(fā)現(xiàn)水權(quán)交易政策有效提高了水資源系統(tǒng)的綜合水效率[39]。吳鳳平等在采用考慮非期望產(chǎn)出的超效率SBM模型測算了中國大陸30個省（自治區(qū)、直轄市）水資源利用效率的基礎(chǔ)上，利用雙重差分模型檢驗發(fā)現(xiàn)水權(quán)交易政策能夠顯著提升水資源利用效率[40]。

綜上所述，現(xiàn)有文獻雖然在水資源利用效率評價、水權(quán)交易和我國水權(quán)交易試點研究等方面成果顯著，但由于水權(quán)交易及其對水資源利用效率影響的復(fù)雜性，在以下兩個方面尚存在不足，需繼續(xù)深入研究：第一，學(xué)者們在利用以DEA為代表的方法測算多期水資源利用效率時，均以決策單元各期投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)分別構(gòu)造當(dāng)期生產(chǎn)前沿面，但是參照不同時期生產(chǎn)前沿面測算得到的水資源利用效率缺乏跨期可比性；第二，鮮有研究關(guān)注我國水權(quán)交易政策對水資源利用效率的實際影響。因此，研究主要從以下兩個角度對現(xiàn)有研究進行改進和補充：第一，改進水資源利用效率測度方法，運用考慮非期望產(chǎn)出的超效率全局SBM模型測度水資源利用效率，有效避免測度結(jié)果跨期不可比問題。第二，豐富水權(quán)交易影響水資源利用效率的實證研究。與現(xiàn)有文獻運用雙重差分模型檢驗政策實施效果不同，研究將水權(quán)交易試點政策作為一項“自然實驗”，基于回歸控制法進行反事實分析，評估水權(quán)交易政策對試點?。▍^(qū)）水資源利用效率的影響。

二、可交易水資源利用效率提升機理分析

根據(jù)科斯定理，市場經(jīng)濟條件下可以通過市場轉(zhuǎn)移水資源使用權(quán)，實現(xiàn)水資源有效配置，提高水資源利用效率。關(guān)于其作用機理，黃錫生等認為不同用水主體間用水效益存在差異，在節(jié)水前提下，用水主體可通過比較用水收益與成本，利用水權(quán)交易獲得節(jié)水收益，達到促進水資源從低效益用途向高效益用途轉(zhuǎn)移，提高利用效率[41]。

圖1刻畫了水權(quán)交易提高水資源利用效率的經(jīng)濟原理。假設(shè)節(jié)水型社會用水總量為Q1Q2，MAC1和MAC2分別表示用水主體1、2的邊際治理成本（marginal abatement cost）。當(dāng)社會初始水價為P1時，用水主體1、2的期望用水量分別為Q1Q3和Q2Q4，改變用水量則會增加用水成本。此時社會期望用水總量大于實際用水總量，導(dǎo)致水資源競爭性使用，產(chǎn)生負外部性，降低社會總福利。

圖1 水權(quán)交易提高水資源利用效率原理圖

在水權(quán)交易背景下，假設(shè)用水主體1、2經(jīng)水權(quán)分配后初始用水量分別為Q1Q5和Q2Q5，與各自期望用水量相比，用水主體1、2因減少用水分別付出成本AQ3Q5C和DQ5Q4B。顯然用水主體2的成本低于主體1，因此主體2能以高于成本的價格出售用水權(quán)給主體1獲利，主體1以低于自身成本的價格購買用水權(quán)獲得高于分配的用水量，當(dāng)兩用水主體減少用水的邊際治理成本相等時，即MAC1(Q*)=MAC2(Q*)，水權(quán)交易完成，在交易均衡價格P*處達到局部均衡，且兩用水主體通過水權(quán)交易均獲得節(jié)水好處。

經(jīng)過水權(quán)交易，用水總量Q1Q2在兩用水主體間重新分配，與各自期望用水量相比，兩用水主體減少用水的總成本變?yōu)锳Q3Q4BE，比水權(quán)交易前減少了面積CED，表明水資源得到優(yōu)化配置，社會水資源利用效率提高。

三、研究方法

（一）非期望產(chǎn)出超效率全局SBM模型

傳統(tǒng)DEA是徑向、角度模型，在計算效率時會忽略投入或產(chǎn)出，不符合客觀實際，且可能高估決策單元的效率值。為克服上述問題，Tone構(gòu)建了非徑向、非角度DEA模型，即SBM模型[42]。SBM模型中有效率的決策單元值均為1，為比較有效率決策單元，Tone進一步構(gòu)建了超效率SBM模型[43]。隨著綠色生產(chǎn)方式成為社會生產(chǎn)追求的目標，對生產(chǎn)效率的研究也由只考慮期望經(jīng)濟產(chǎn)出轉(zhuǎn)向同時關(guān)注非期望產(chǎn)出。

研究基于Tone提出的非期望產(chǎn)出SBM模型[44]，參考成剛推導(dǎo)的非期望產(chǎn)出超效率SBM模型公式[45]，構(gòu)建考慮非期望產(chǎn)出的超效率全局SBM模型。該模型不僅規(guī)避了傳統(tǒng)DEA模型徑向和角度的缺陷，而且有效解決了水資源利用效率跨期不可比問題，同時還由于考慮了非期望產(chǎn)出能進一步比較有效決策單元。當(dāng)規(guī)模報酬不變的效率計算結(jié)果與可變條件下結(jié)果不同時，Zheng等的研究表明規(guī)模報酬可變的效率值更符合實際[46]。因此，研究在規(guī)模報酬可變條件下構(gòu)建相關(guān)模型。

假設(shè)有n個決策單元，每個決策單元均包括投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出三種要素，分別用X=(xij)∈Rm×n、Y=(ykj)∈Rs1×n和Z=(zlj)∈Rs2×n表示投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出向量，m，s1，s2分別代表投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出變量個數(shù)。生產(chǎn)可能集為：P={(x,y,z)|x≥XΛ,y≤YΛ,z≥ZΛ,X＞0,Y＞0,Z＞0,Λ＞0}，其中前三個不等式分別表示實際投入水平大于前沿水平、實際期望產(chǎn)出水平小于前沿水平和實際非期望產(chǎn)出水平大于前沿水平，Λ=[λ1,λ2,L,λn]∈Rn表示權(quán)系數(shù)向量。

在規(guī)模報酬可變條件下，考慮非期望產(chǎn)出的超效率全局SBM模型（Global-Un-Super-SBM-VRS）如下：

式（1）中，sx∈ Rm和分別表示投入和非期望產(chǎn)出過剩量，表示期望產(chǎn)出短缺量，E表示決策單元效率值，在規(guī)模報酬可變條件下滿足。超效率模型針對有效決策單元，故式（1）中E均大于等于1。其他決策單元效率值可通過規(guī)模報酬可變條件下非期望產(chǎn)出全局SBM模型（Global-Un-SBM-VRS）計算得出。公式如下：

（二）回歸控制法

當(dāng)前主流的政策評估方法有雙重差分法（DID）和合成控制法（Synthetic Control Method）兩種。盡管這兩種方法都被廣泛應(yīng)用，但各自均存在一定局限性。其中，雙重差分法需要各種假設(shè)條件，復(fù)雜的現(xiàn)實情況往往難以滿足，因此很多研究無法運用；合成控制法最大的局限是要求合成控制權(quán)重在0-1之間，當(dāng)無法找到合適的權(quán)重對控制組進行加權(quán)平均擬合時則該方法失效。Hsiao等提出一種利用面板數(shù)據(jù)估計平均處理效果的新方法，即，回歸控制法（Regression Control Method）[47]。該方法對合成控制法進行了改進，特別適用于試點較少的政策效果評估。陳浩耀等的研究表明回歸控制法不僅在估計效果上優(yōu)于合成控制法，而且具有更高的可靠性和穩(wěn)健性[48]。因此，研究將運用回歸控制法進行水權(quán)交易政策效果評估。

回歸控制法的基本思想是：將政策實施對象作為處理組，其余未實施政策的對象作為控制組，由于一些影響不同經(jīng)濟體的潛在“共同因子”使得不同個體間存在截面相關(guān)性，因此可以利用政策發(fā)生前的相關(guān)數(shù)據(jù)構(gòu)造處理組未實施政策的“反事實結(jié)果”，以估計政策效應(yīng)。具體而言，假設(shè)某地區(qū)（i=1）實施了一項政策，k-1個地區(qū)沒有實施該政策，和分別表示地區(qū)i在未實施政策和實施政策條件下被解釋變量取值，政策在T0+1(1≤T0＜T)實施，研究地區(qū)為i=1,…,k，樣本時間為t=1,…,T。政策實施地區(qū)的政策效果可表示為，其中為觀測值，表示無法被觀測。由于可構(gòu)造因子模型表示地區(qū)i在沒有實施政策條件下的被解釋變量[51]，即：

其中，xit表示M×1維可觀測控制變量，β為M×1維常數(shù)向量，ft表示同時影響不同個體的N×1維“共同因子”，bi為對應(yīng)的N×1維“因子載荷”，表示“共同因子”對不同個體的影響水平，εit是隨機擾動項。

進一步通過適當(dāng)變換消除不可觀測項b'if，得到：

其中，δ1是常數(shù)項，υ1t是隨機擾動項，是zt=(P2t,…,Pkt,x1t,L,xmt)中的任一子集，zt中的元素均可觀測，因此可根據(jù)一定方法選擇最優(yōu)的，并通過回歸擬合得到處理組未實施政策的“反事實結(jié)果”，進而估計政策處理效應(yīng)。

由于研究中數(shù)據(jù)量較大，鑒于Lasso方法在計算上比許多傳統(tǒng)的變量選擇方法效率更高，且Li等的研究表明在高維數(shù)據(jù)下使用Lasso方法選擇更穩(wěn)定可靠[49]，因此，研究將首先運用Lasso方法選擇得到次優(yōu)的，然后根據(jù)AICC信息準則選取最優(yōu)的，之后基于政策實施前（t=1,…,T0）的數(shù)據(jù)對方程（4）進行回歸擬合，得到政策實施后處理對象的“反事實結(jié)果”：

在回歸方法的選取上，由于post-lasso OLS方法綜合使用Lasso和OLS方法進行回歸，擬合效果更好[50]，而政策發(fā)生前“反事實結(jié)果”和處理對象擬合效果良好是回歸控制法準確評估政策效應(yīng)的關(guān)鍵，因此，將運用post-lasso OLS方法估計“反事實結(jié)果”。最后，可得政策實施的處理效應(yīng)估計值：

四、水資源利用效率測度

（一）指標選取和數(shù)據(jù)來源

基于中國大陸31個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）2005—2019年的面板數(shù)據(jù)，運用考慮非期望產(chǎn)出的超效率全局SBM模型測度水資源利用效率，在指標選取上，參考運用考慮非期望產(chǎn)出的DEA方法測算地區(qū)水資源利用效率的相關(guān)文獻[14,50]，選取勞動力、資本和用水量作為投入指標，地區(qū)生產(chǎn)總值作為期望產(chǎn)出指標，廢水中化學(xué)需氧量（COD）排放量和氨氮排放量作為非期望產(chǎn)出指標。其中，勞動力投入用各省歷年全社會年末從業(yè)人數(shù)表示；資本投入用各省歷年資本存量（一般采用永續(xù)盤存法估算）表示，為使結(jié)果更切合實際，將基于張軍等所使用的方法[51]得到各省2003年資本存量，以此為初始值，以2005年為基期，借鑒陳普等的處理方法利用各省歷年固定資本折舊數(shù)據(jù)計算2005—2019年資本存量值[52]；用水量為各省歷年用水總量；地區(qū)生產(chǎn)總值為以2005年為基期剔除價格因素的實際地區(qū)生產(chǎn)總值；廢水中排放的化學(xué)需氧量和氨氮排放量分別為各省歷年廢水中化學(xué)需氧量排放總量和氨氮排放量。相關(guān)指標數(shù)據(jù)均來自EPS數(shù)據(jù)庫、各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）歷年統(tǒng)計年鑒和國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，為研究方便，部分缺失數(shù)據(jù)利用線性插值算法插補得到。

（二）結(jié)果分析

運用考慮非期望產(chǎn)出的超效率全局SBM模型測算中國大陸31個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）2005—2019年的水資源利用效率，部分結(jié)果如表1所示。

表1 中國大陸31省水資源利用效率

根據(jù)測算結(jié)果，近十幾年我國水資源利用效率平均值約為0.45，從時間變化趨勢上看，水資源利用效率平均變化呈現(xiàn)“先降后升”的U型趨勢——以2015年為拐點，我國水資源利用效率平均值從2005年的0.46下降到2015年的0.41，之后逐年顯著上升，在2019年達到0.52?？傊?，整體水資源利用效率仍有較大提升空間。從各省水資源利用效率變化來看，我國水資源利用效率地區(qū)差異懸殊，主要呈現(xiàn)三種變化趨勢：以北京、天津、廣東和上海為代表的經(jīng)濟較發(fā)達?。ㄊ校┧Y源利用效率遠高于其他省，近年來基本維持在較高水平；以江蘇、浙江和山東為代表的東部沿海各省水資源利用效率變化趨勢較為一致，在2015年之前基本呈現(xiàn)緩慢增長的趨勢，從2015年開始增長幅度顯著提升，2019年均達到水資源利用有效水平；其他各省水資源利用效率多數(shù)低于全國平均值，雖近年來均呈現(xiàn)不同程度的上升趨勢，但效果不甚明顯，總之水資源利用效率提升空間較大。從各省水資源利用效率平均值排名來看，北京、天津、廣東、上海、江蘇、浙江和山東等經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)水資源利用效率排名靠前，其原因主要在于其經(jīng)濟發(fā)展有效推動了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和提高了節(jié)水技術(shù)投資，有利于提高水資源利用效率。另外，青海和西藏兩省（區(qū)）水資源利用效率平均值排名位于前列，且兩省（區(qū)）近十幾年水資源利用效率均高于全國平均值，深入分析發(fā)現(xiàn)兩?。▍^(qū)）人均水資源量居于全國前兩位，可見水資源稟賦對提高水資源利用效率具有積極作用。

為進一步分析水權(quán)交易試點?。▍^(qū)）的水資源利用效率變化趨勢，繪制內(nèi)蒙古、河南、甘肅和廣東4?。▍^(qū)）水資源利用效率變化趨勢圖（圖2）。如圖2所示，各試點?。▍^(qū)）水資源利用效率變化存在顯著差異。其中，廣東水資源利用效率遠高于其他3個試點?。▍^(qū)），自2005年到2006年在顯著提升后，基本維持在水資源利用有效水平，雖在2014年出現(xiàn)下降趨勢，但2015年迅速提升并平穩(wěn)保持有效水平；與廣東相比，內(nèi)蒙古、河南和甘肅水資源利用效率比較接近。其中，河南水資源利用效率從2013年開始轉(zhuǎn)降為升，并在2015年大幅增長；內(nèi)蒙古和甘肅的水資源利用效率變化相近，在2015年之前緩慢下降，之后呈現(xiàn)上升趨勢。2015年水權(quán)交易試點工作已正式開始，各試點省（區(qū)）水資源利用效率變化情況一定程度反映了水權(quán)交易政策對水資源利用效率的提升作用。

圖2 水權(quán)交易試點省（區(qū)）水資源利用效率變化趨勢

但是上述對水資源利用效率變化趨勢的分析還不足以證明水權(quán)交易政策對試點?。▍^(qū)）水資源利用效率的積極影響，接下來將運用回歸控制法定量評估水權(quán)交易政策對各試點?。▍^(qū)）水資源利用效率的實際影響。

五、水權(quán)交易政策對試點?。▍^(qū)）水資源利用效率影響的評估

（一）指標選取與數(shù)據(jù)來源

2014年我國提出在7?。▍^(qū)）開展水權(quán)交易試點工作，在2014年10月底前各地具體工作方案得以批復(fù)，且僅在內(nèi)蒙古、河南、甘肅和廣東4省（區(qū)）進行水權(quán)交易試點，因此，將2015年之前作為政策實施前時期，2015年及之后作為政策實施的后時期，將內(nèi)蒙古、河南、甘肅和廣東4省（區(qū)）作為處理組，其余27個省（自治區(qū)、直轄市）作為控制組。此外，由于研究是使用水資源利用效率衡量水權(quán)交易政策對各試點?。▍^(qū)）的實際影響，因此選取影響水資源利用效率的因素作為構(gòu)造處理組“反事實結(jié)果”的可能控制變量。通過梳理研究水資源利用效率影響因素的文獻[53-55]，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展水平、人口規(guī)模、水資源稟賦和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素均會影響水資源利用效率?；诖?，將選取地區(qū)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)化率和常住人口、用水總量和水資源總量，以及第一、二產(chǎn)業(yè)分別占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重，分別表示經(jīng)濟發(fā)展水平、人口規(guī)模、水資源稟賦和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，作為回歸控制法的控制變量指標，其中，地區(qū)生產(chǎn)總值是以2005年為基期剔除價格變動的實際值。相關(guān)數(shù)據(jù)來自EPS數(shù)據(jù)庫、各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）歷年統(tǒng)計年鑒和國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。

（二）結(jié)果分析

回歸控制法的核心是構(gòu)造在政策發(fā)生前與處理對象真實值擬合效果良好的“反事實結(jié)果”?；谒畽?quán)交易政策發(fā)生前的相關(guān)數(shù)據(jù)，研究將首先運用Lasso方法分別選擇4個水權(quán)交易試點?。▍^(qū)）的“反事實結(jié)果”次優(yōu)模型，然后根據(jù)AICC信息準則確定最優(yōu)模型，之后分別以4個試點?。▍^(qū)）水資源利用效率為被解釋變量，各自最優(yōu)模型為解釋變量，采用post-lasso OLS方法擬合得到水權(quán)交易政策發(fā)生前各試點?。▍^(qū)）水資源利用效率的“反事實結(jié)果”。最優(yōu)模型及擬合結(jié)果見表2。

表2 水權(quán)交易政策實施前各試點?。▍^(qū)）水資源利用效率“反事實結(jié)果”擬合情況

水權(quán)交易政策實施前，試點省（區(qū)）水資源利用效率“反事實結(jié)果”與真實值擬合良好是回歸控制法準確評估政策效果的關(guān)鍵前提，因此與“反事實結(jié)果”最優(yōu)模型中單個解釋變量的顯著性相比，最優(yōu)模型的整體擬合情況對評估政策效果更重要。從表2可以看出，在水權(quán)交易政策實施之前，內(nèi)蒙古、河南、甘肅和廣東4個水權(quán)交易試點省（區(qū)）“反事實結(jié)果”最優(yōu)模型的擬合優(yōu)度R2分別為 0.9983、0.9774、0.9741 和 0.8553，表明各水權(quán)交易試點?。▍^(qū)）水資源利用效率的“反事實結(jié)果”與真實值擬合度均較高，最優(yōu)模型選取合適，回歸控制法可以較為準確評估水權(quán)交易政策的效果。

在水資源利用效率“反事實結(jié)果”與真實值擬具體來看，在水權(quán)交易政策正式實施前，內(nèi)蒙古水資源利用效率“反事實結(jié)果”的擬合優(yōu)度R2為0.9983，擬合效果非常好，圖3更直觀顯示了拐點部分也得到了很好的擬合，表明“反事實結(jié)果”充分再現(xiàn)了內(nèi)蒙古水資源利用效率逐年下降的趨勢，用水情況不容樂觀。2015年水權(quán)交易政策正式實施后，“反事實結(jié)果”與真實水資源利用效率合良好的前提之下，進一步采用post-lasso OLS方法估計水權(quán)交易政策實施后各試點?。▍^(qū)）水資源利用效率的反事實預(yù)測值，而由于反事實預(yù)測值是假設(shè)試點省（區(qū)）在未實施水權(quán)交易政策情況下水資源利用效率的估計值，因此反事實預(yù)測值和真實值的差距顯示的是水權(quán)交易政策的作用效果。各試點?。▍^(qū)）水權(quán)交易政策效應(yīng)值具體如表3所示。各試點?。▍^(qū)）水資源利用效率的反事實預(yù)測值和真實值的變化趨勢如圖3所示，其中實線表示試點?。▍^(qū)）水資源利用效率的真實值，虛線表示反事實預(yù)測值，為更清晰顯示水權(quán)交易政策的作用效果，用垂直點線表示政策作用時點前一期。逐漸背離，“反事實結(jié)果”繼續(xù)保持下降趨勢，而真實水資源利用效率則開始由降轉(zhuǎn)升并大幅上揚，表明水權(quán)交易政策有效提高了內(nèi)蒙古水資源利用效率。表3數(shù)據(jù)顯示，水權(quán)交易試點在內(nèi)蒙古產(chǎn)生的政策效果從2015年的0.0124逐年增加到2019年的0.1186，2015—2019年平均政策效果為0.0656。

表3 水權(quán)交易試點?。▍^(qū)）政策效果

圖3 水權(quán)交易試點省（區(qū)）水資源利用效率真實值和反事實預(yù)測值變化趨勢

河南在水權(quán)交易政策實施前，水資源利用效率逐年下降，“反事實結(jié)果”的擬合優(yōu)度R2為0.9774，擬合效果良好，說明“反事實結(jié)果”很好地復(fù)制了水權(quán)交易政策實施前河南水資源利用效率的下降趨勢。如圖3所示，河南在2014年水權(quán)交易試點提出已促使真實水資源利用效率轉(zhuǎn)降為升，且在2015年水權(quán)交易政策真正落實后，真實水資源利用效率大幅提升，而“反事實結(jié)果”則主要呈現(xiàn)下降趨勢，說明水權(quán)交易政策對提高河南水資源利用效率具有顯著積極作用。與內(nèi)蒙古類似，表3中水權(quán)交易試點在河南產(chǎn)生的政策效果也表現(xiàn)為逐年遞增，從2015年的0.0229逐年增加到2019年的0.1934，2015—2019年平均政策效果為0.1137。

與內(nèi)蒙古和河南相似，甘肅在水權(quán)交易政策實施前，水資源利用效率同樣主要呈現(xiàn)逐年下降趨勢，“反事實結(jié)果”的擬合優(yōu)度R2為0.9741，擬合度較高，表明“反事實結(jié)果”較好復(fù)制了其真實水資源利用效率逐年下降的趨勢。圖3顯示，2015年甘肅在水權(quán)交易政策實施后，“反事實結(jié)果”仍維持逐年下降趨勢，而真實水資源利用效率在2015年之后顯著增長，說明水權(quán)交易政策對甘肅水資源利用效率的積極影響雖然具有一定滯后性，但仍有效提升了其水資源利用效率。由表3數(shù)據(jù)可知，水權(quán)交易試點工作在甘肅產(chǎn)生的政策效果從2015年的0.0002逐年增加到2019年的0.0895，平均政策效果為0.0436。

如圖3所示，廣東水資源利用效率變化趨勢與其他3個試點?。▍^(qū)）相比是截然不同，自2005年顯著提升之后，廣東水資源利用效率基本維持在水資源利用有效水平。水權(quán)交易政策實施前，“反事實結(jié)果”的擬合優(yōu)度R2為0.8553，擬合效果較好，從圖3也可看出“反事實結(jié)果”基本復(fù)制了廣東水資源利用效率的變化趨勢。2015年水權(quán)交易政策正式實施后，“反事實結(jié)果”表現(xiàn)為在逐年下降后趨于平穩(wěn)變化，而真實水資源利用效率雖然在2014年出現(xiàn)明顯降低，但2015年水權(quán)交易政策的實施使其迅速提升到有效水平并呈現(xiàn)出平穩(wěn)上升的變化趨勢，說明水權(quán)交易政策對廣東水資源利用效率具有一定提升作用。同樣，表3中數(shù)據(jù)展示了水權(quán)交易試點對廣東水資源利用效率產(chǎn)生的逐年遞增政策效果，從2015年的0.0586增加到2019年的0.3682，2015—2019年平均政策效果為0.2607。

（三）安慰劑檢驗

研究結(jié)果初步表明水權(quán)交易政策有效提高了各試點?。▍^(qū)）的水資源利用效率。然而，水權(quán)交易政策實施后，一些未觀測因素同樣可能導(dǎo)致真實水資源利用效率與“反事實結(jié)果”背離。為了排除其他因素的干擾和偶然性的發(fā)生，以下將對上述結(jié)果進行安慰劑檢驗。

安慰劑檢驗是Abadie等提出的一種類似秩檢驗的排序檢驗法[56]。依據(jù)其基本思想，研究中將假設(shè)所有?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）在2015年均實施了水權(quán)交易政策，使用回歸控制法構(gòu)造每個省的“反事實結(jié)果”，估計各省在假設(shè)條件下的政策效果，并與試點省(區(qū))的政策效果進行比較，若非試點省的政策效果均小于試點?。▍^(qū)）的政策效果，則表明水權(quán)交易政策對試點?。▍^(qū)）水資源利用效

具體來看，水權(quán)交易政策實施前，內(nèi)蒙古的“反事實結(jié)果”和真實值擬合效果非常好，MSPE值較小，因此剔除MSPE值超過內(nèi)蒙古10倍的?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）（共18個）。由圖4可知，2015年前各省水資源利用效率的差距變動程度相差不大，但水權(quán)交易政策實施后，內(nèi)蒙古與其他省的差距開始逐漸變大，且水權(quán)交易政策處理效應(yīng)高于其他省，表明水權(quán)交易政策提升內(nèi)蒙古水資源利用效率作用顯著，結(jié)合表4結(jié)果，水權(quán)交易政策處理效應(yīng)逐年遞增，且只有1/10，即10%的概率會出現(xiàn)內(nèi)蒙古水資源利用效率真實值和“反事實結(jié)果”之間的顯著變動差距。由此可見水權(quán)交易政率的提升效果顯著。為了檢驗試點?。▍^(qū)）政策效果的統(tǒng)計顯著性，可以進一步計算檢驗政策效果統(tǒng)計顯著性的指標，公式如下：

式（7）中k為研究地區(qū)的個數(shù)，I(.)為示性函數(shù)，括號內(nèi)的條件表示所有省的政策效果與試點?。▍^(qū)）的真實政策效果的比較，遍歷所有省，當(dāng)某個省的政策效果不小于試點?。▍^(qū)）的政策效果時，示性函數(shù)取值為1，否則為0，即，如果非試點省的政策效果均小于試點?。▍^(qū)）的政策效果，則P值為。將根據(jù)P值的大小判斷水權(quán)交易政策對試點?。▍^(qū)）水資源利用效率提升效果的顯著性水平。

回歸控制法要求政策發(fā)生前“反事實結(jié)果”與真實值具有良好的擬合效果，在安慰劑檢驗中，一般以均方預(yù)測誤差（MSPE）值衡量這一擬合效果的大小。為提高安慰劑檢驗分析的準確性，排除擬合效果較差的假處理地區(qū)對檢驗結(jié)果的干擾，需要剔除具有較大MSPE值的地區(qū)。根據(jù)各試點?。▍^(qū)）水權(quán)交易政策實施前不同的擬合情況，剔除MSPE值較大的省，最終安慰劑檢驗結(jié)果如圖4所示。其中黑線表示水權(quán)交易政策對試點?。▍^(qū)）的政策處理效應(yīng)，灰線表示水權(quán)交易政策對非試點省的安慰劑效應(yīng)，垂直點線表示政策作用時點前一期。為檢驗水權(quán)交易政策對試點?。▍^(qū)）水資源利用效率提升效果的顯著性水平，進一步計算檢驗政策效果統(tǒng)計顯著性的指標P值，結(jié)果見表4。策提高內(nèi)蒙古水資源利用效率的效應(yīng)在10%的水平下顯著。

河南在水權(quán)交易政策實施前“反事實結(jié)果”和真實值擬合的MSPE值為0.0001，剔除超過河南2倍的?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）（共8個）之后，如圖4所示，2015年之前各省水資源利用效率的差距變動均基本在0附近波動且差距較小，2015年水權(quán)交易政策實施后，河南與其他省變化趨勢形成鮮明對比，處理效應(yīng)遠高于其他省的安慰劑效應(yīng)。這一結(jié)果表明水權(quán)交易政策對河南水資源利用效率具有顯著積極影響，結(jié)合表4結(jié)果，水權(quán)交易政策效果顯著且逐年增大，只有5%的概率會出現(xiàn)河南水資源利用效率真實值和“反事實結(jié)果”之間的明顯變動差距。由此可見水權(quán)交易政策提高河南水資源利用效率的效應(yīng)在5%的水平下顯著。

圖4 水權(quán)交易試點?。▍^(qū)）安慰劑檢驗

表4 水權(quán)交易試點?。▍^(qū)）政策效果顯著性檢驗

甘肅在水權(quán)交易政策實施前MSPE值很小，與內(nèi)蒙古類似，同樣剔除超過甘肅10倍的?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）（共15個）之后，如圖4所示，2015年之前甘肅“反事實結(jié)果”和真實值擬合效果非常好，各省水資源利用效率變動程度基本維持在0附近波動，2015年水權(quán)交易政策實施后，甘肅水權(quán)交易政策處理效應(yīng)很快高于安慰劑效應(yīng)且差距越來越大，明顯位于各省的安慰劑效應(yīng)上方。該結(jié)果表明，水權(quán)交易政策顯著提高了甘肅水資源利用效率，結(jié)合表4結(jié)果，雖然2015年處理效應(yīng)不顯著，但從2016年開始處理效應(yīng)逐年遞增且有7.69%的概率會出現(xiàn)甘肅水資源利用效率真實值和“反事實結(jié)果”之間顯著的的變動差距?？梢姼拭C水資源利用效率提高在10%的水平下顯著。

對于廣東而言，水權(quán)交易政策實施前，“反事實結(jié)果”和真實值擬合的MSPE值為0.0013，擬合效果較好，剔除MSPE值超過廣東5倍的?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）（共7個）后，如圖4所示，2015年前各省水資源利用效率的差距變動基本維持在0附近，水權(quán)交易政策實施后，廣東水權(quán)交易政策處理效應(yīng)顯著高于安慰劑效應(yīng)且差距逐漸變大，表明水權(quán)交易政策提升廣東水資源利用效率作用顯著，結(jié)合表4結(jié)果，水權(quán)交易政策處理效應(yīng)逐年遞增，且只有4.76%的概率會出現(xiàn)廣東水資源利用效率真實值和“反事實結(jié)果”間顯著的變動差距。由此可見水權(quán)交易政策在5%的水平下具有提高廣東水資源利用效率的顯著效應(yīng)。

總體來看，水權(quán)交易政策對提高內(nèi)蒙古、河南、甘肅和廣東四個試點?。▍^(qū)）水資源利用效率的效果均在10%的統(tǒng)計水平下顯著。進一步對比表3中各試點省（區(qū)）的政策效果大小，并結(jié)合表4中各試點?。▍^(qū)）歷年政策效果的顯著性水平，發(fā)現(xiàn)水權(quán)交易政策對試點?。▍^(qū)）水資源利用效率的提升作用具有區(qū)域差異性，其中廣東和河南的政策效果顯著高于內(nèi)蒙古和甘肅。廣東和河南經(jīng)濟發(fā)展水平較高，市場開放程度較好，創(chuàng)新意識和能力較強，取水用水技術(shù)較先進，容易建立較完善的市場配置水資源制度和機制，故水權(quán)交易政策推進效果相對顯著。而內(nèi)蒙古和甘肅地理區(qū)位相對較為偏僻，經(jīng)濟與技術(shù)發(fā)展較緩慢，市場活力度較低，因此其水權(quán)交易政策推進具有一定遲滯效應(yīng)。

六、結(jié)論和建議

（一）結(jié)論

研究運用考慮非期望產(chǎn)出的超效率全局SBM模型測算了我國31個省（自治區(qū)、直轄市）2005—2019年的水資源利用效率，并運用回歸控制法對水權(quán)交易政策進行反事實分析，結(jié)果表明：（1）近十幾年我國水資源利用效率平均水平不高，提升空間較大；（2）從時間變化來看，以2015年為拐點水資源利用效率呈現(xiàn)“先降后升”的U型變化趨勢；（3）從空間分布來看，各省水資源利用效率地區(qū)差異懸殊，這主要與各地經(jīng)濟發(fā)展水平、對外開放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及水資源稟賦等因素相關(guān)，整體呈現(xiàn)“東高西低、沿海高內(nèi)陸低”的分布狀態(tài)；（4）基于回歸控制法的分析結(jié)果表明，水權(quán)交易政策具有顯著提高試點?。▍^(qū)）水資源利用效率的作用，且政策效果受地區(qū)經(jīng)濟技術(shù)發(fā)展和市場活力的影響。

（二）建議

為有效提高我國整體水資源利用效率，應(yīng)在全國范圍因地制宜深入推進水權(quán)交易活動。研究結(jié)果表明，水權(quán)交易政策效果受地區(qū)經(jīng)濟技術(shù)發(fā)展和市場活力影響，因此建議：

第一，對經(jīng)濟技術(shù)落后地區(qū)，一方面要推動經(jīng)濟發(fā)展，激發(fā)地區(qū)市場活力，創(chuàng)新節(jié)水用水技術(shù)，健全水權(quán)交易制度建設(shè)；另一方面，由于甘肅和內(nèi)蒙古行業(yè)間水權(quán)交易有效提高了地區(qū)整體水資源利用水平，因此在借鑒這一水權(quán)交易模式的同時，要積極探索適合當(dāng)?shù)貙嶋H、行之有效的水權(quán)交易途徑。

第二，對經(jīng)濟技術(shù)發(fā)達地區(qū)，一方面要以資金投入和技術(shù)發(fā)展為依托，合理創(chuàng)新水權(quán)交易制度，同時可充分拓展現(xiàn)有產(chǎn)權(quán)交易平臺的水權(quán)交易功能；另一方面，要學(xué)習(xí)和借鑒廣東、河南的水權(quán)交易經(jīng)驗，積極探索跨區(qū)水權(quán)交易模式，建立節(jié)水內(nèi)生動力機制，提高各用水主體高效用水意識，充分利用水權(quán)交易促進實現(xiàn)水資源優(yōu)化配置。