鄉(xiāng)村振興下水權(quán)改革的節(jié)水效應(yīng)及對用水效率的影響

田貴良，趙秋雅，吳 正

（1.河海大學(xué)商學(xué)院，江蘇 南京 211100； 2.河海大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，江蘇 南京 211100； 3.江蘇長江保護(hù)與高質(zhì)量發(fā)展研究基地，江蘇 南京 210024）

中國共產(chǎn)黨第十九次全國代表大會報告提出的“鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略”是政治、經(jīng)濟(jì)、社會、文化和生態(tài)“五位一體”全面發(fā)展的系統(tǒng)工程。生態(tài)環(huán)境在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、農(nóng)村發(fā)展、農(nóng)民生活中起到基礎(chǔ)性作用［1］。水資源作為社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會群體生存不可或缺且無法替代的生態(tài)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(qū)水資源短缺與浪費現(xiàn)象并存［2］。此時，在用水權(quán)確權(quán)的基礎(chǔ)上構(gòu)建水權(quán)交易市場，賦予水資源商品屬性，不僅能夠增強水權(quán)的排他性，提高水資源價值，更能通過市場機制充分優(yōu)化水資源配置，提高水資源配置效率和效益，實現(xiàn)水資源節(jié)約與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“雙贏”局面［3-4］。早在20世紀(jì)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(shè)水權(quán)市場制度［5-6］。中國也于2000年出現(xiàn)第一例水權(quán)交易案例，即浙江東陽與義烏的水權(quán)轉(zhuǎn)讓事件，至此，水權(quán)制度、水權(quán)市場等問題成為中國水利改革中重點關(guān)注問題之一［7］。水權(quán)交易實踐的涌現(xiàn)推動了國家有關(guān)水權(quán)制度的出臺，中國從21世紀(jì)初開始進(jìn)行一系列水權(quán)水市場制度改革探索，國務(wù)院于2005年頒布的《深化經(jīng)濟(jì)體制改革的意見》提出建立初始水權(quán)分配制度，開展水權(quán)交易工作。水利部同年頒布的《關(guān)于水權(quán)轉(zhuǎn)讓的若干意見》《關(guān)于印發(fā)水權(quán)制度建設(shè)框架的通知》進(jìn)一步規(guī)定了水權(quán)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(jīng)領(lǐng)導(dǎo)小組第五次會議上提出了“節(jié)水優(yōu)先、空間均衡、系統(tǒng)治理、兩手發(fā)力”新時期十六字治水方針，要求推動水權(quán)制度，明確水權(quán)歸屬，培育水權(quán)交易市場。水利部隨后頒布《關(guān)于開展水權(quán)試點工作的通知》，選擇在寧夏、江西、湖北、內(nèi)蒙古、河南、甘肅和廣東7個省份啟動水權(quán)試點，在水資源所有權(quán)為國家所有的基礎(chǔ)上，通過行政分配、先占優(yōu)先等方式明晰水資源使用權(quán)，通過總量管控制度倒逼節(jié)約用水，要求各行政區(qū)在不突破總量指標(biāo)的前提下進(jìn)行水權(quán)轉(zhuǎn)換，進(jìn)一步促成水權(quán)交易［8］?；趪宜畽?quán)試點的經(jīng)驗，山東、浙江、新疆等10個省份開始進(jìn)行水權(quán)改革探索，并啟動省級水權(quán)試點，通過制定“因地制宜”的水權(quán)制度，進(jìn)而實現(xiàn)優(yōu)化水資源配置、促進(jìn)水權(quán)交易市場建立等目標(biāo)［9］。中共中央、國務(wù)院于2018年頒布的《中共中央國務(wù)院關(guān)于實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的意見》更是要求實施國家農(nóng)業(yè)節(jié)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(tài)保護(hù)修復(fù)制度。而水權(quán)改革試圖通過明確水權(quán)、建立水權(quán)交易市場等途徑促進(jìn)農(nóng)業(yè)節(jié)水、優(yōu)化水資源配置，一定程度上可達(dá)到鄉(xiāng)村振興對農(nóng)村用水效率，推行農(nóng)業(yè)節(jié)水生產(chǎn)方式的內(nèi)在要求。那么，水權(quán)改革是否能有效促進(jìn)農(nóng)業(yè)節(jié)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(quán)改革與鄉(xiāng)村振興的關(guān)系，還能對水權(quán)改革在全國層面的推行提供政策依據(jù)。

1 文獻(xiàn)綜述與理論機制

1.1 文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)有文獻(xiàn)大多關(guān)注初始水權(quán)分配以及水資源利用效率，有學(xué)者在考慮多方利益關(guān)系的基礎(chǔ)上，建立水權(quán)綜合分配指標(biāo)體系［10-11］，并采用數(shù)學(xué)模型進(jìn)行水權(quán)分配［12-14］。然而，協(xié)調(diào)多方利益，構(gòu)建一個透明的協(xié)商分配機制較為困難［15］，有學(xué)者進(jìn)一步將可拓理論引入水庫初始水權(quán)，利用物元可拓模型對水庫的行業(yè)和區(qū)域進(jìn)行水權(quán)分配。基于初始水權(quán)分配，國外學(xué)者多采用DEA模型測算本國用水效率［16-18］，有學(xué)者將巴基斯坦農(nóng)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(fā)現(xiàn)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(nóng)民的用水效率［17］。國內(nèi)也有學(xué)者將DEA模型用于測算中國各地區(qū)總體用水效率［19-21］?？紤]到投入與產(chǎn)出的松弛性問題，有學(xué)者進(jìn)一步采用SBM-DEA模型計算中國各省用水效率，研究發(fā)現(xiàn)發(fā)達(dá)地區(qū)省份的用水效率較高，人均用水量、農(nóng)業(yè)部門增加值等外部因素對水資源利用效率具有負(fù)面影響［19］。大多學(xué)者主要從投入產(chǎn)出角度研究水資源配置效率，較少學(xué)者從產(chǎn)權(quán)角度分析水權(quán)帶來的環(huán)境效益及經(jīng)濟(jì)效益。

事實上，基于產(chǎn)權(quán)激勵理論，水權(quán)改革通過明晰產(chǎn)權(quán)等方式增強水資源使用權(quán)與灌溉設(shè)施所有權(quán)的安全性，提高了水資源價值，進(jìn)而提升農(nóng)戶節(jié)水設(shè)施投資積極性［22-23］。不僅顯著提升了試點地區(qū)的用水效率，還促進(jìn)了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。有學(xué)者通過靜態(tài)分析的研究發(fā)現(xiàn)，與未試點時期（2013年）相比，2016年全寧夏地區(qū)農(nóng)田灌溉水有效利用系數(shù)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(jìn)了經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展提質(zhì)增效和水生態(tài)環(huán)境修復(fù)改善［24］。由于靜態(tài)分析難以衡量水權(quán)改革的動態(tài)效應(yīng)，也有學(xué)者通過2007、2012和2017年三期追蹤微觀數(shù)據(jù)，構(gòu)建雙重差分模型（DID）發(fā)現(xiàn)，水資源使用權(quán)確權(quán)登記有利于農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉方式，進(jìn)而實現(xiàn)水權(quán)改革的節(jié)水效應(yīng)［23］。但三期截面數(shù)據(jù)難以進(jìn)行平行趨勢檢驗，Zhang等［8］進(jìn)一步利用1998—2018年省級面板數(shù)據(jù)，通過雙重差分法（DID）定量研究發(fā)現(xiàn)，水權(quán)改革主要通過農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與水權(quán)轉(zhuǎn)向高用水產(chǎn)業(yè)兩條路徑降低農(nóng)業(yè)用水量。

現(xiàn)有研究有助于深入挖掘水權(quán)改革的經(jīng)濟(jì)效益與環(huán)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(jìn)一步思考。首先，水權(quán)作為持有者，尤其是農(nóng)村居民的一項財產(chǎn)權(quán)，通過水權(quán)交易改善水資源利用效率與配置效率、增加農(nóng)村收入等，是實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的一種重要方式和途徑。然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要關(guān)注水權(quán)效率測算、水權(quán)價格測算等相關(guān)問題，部分研究重點考察水權(quán)改革結(jié)果，未揭露水權(quán)改革對鄉(xiāng)村發(fā)展的影響路徑。事實上，打開二者的“黑箱”是優(yōu)化水權(quán)改革，提高水資源利用效率，助力鄉(xiāng)村振興的關(guān)鍵。其次，由于水權(quán)改革難以測度，探究水權(quán)改革政策效果的研究雖采用計量模型，但模型中的內(nèi)生性問題有待進(jìn)一步處理。盡管有學(xué)者采用雙重差分法，但三期截面數(shù)據(jù)難以進(jìn)行平行趨勢檢驗，且僅通過用水量降低衡量節(jié)水忽視了經(jīng)濟(jì)、人口等外部因素影響，模型估計結(jié)果的無偏性依舊值得商榷。最后，由于地區(qū)間資源稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場化程度等差異，水權(quán)改革在不同地區(qū)間實施效果存在差異。因此，有必要進(jìn)一步探究水權(quán)改革異質(zhì)性效果。

鑒于此，文章首先在構(gòu)建理論分析框架的基礎(chǔ)上，采用2003—2019年17期省級層面的長期面板數(shù)據(jù)，以水權(quán)改革為外生沖擊，構(gòu)建雙重差分模型探究水權(quán)改革與農(nóng)業(yè)節(jié)水及用水效率的因果關(guān)系。其次，通過平行趨勢檢驗的基礎(chǔ)上采用排除其他政策影響、安慰劑檢驗等一系列穩(wěn)健性檢驗，緩解模型中的內(nèi)生性問題。最后，構(gòu)建三重差分模型揭示水權(quán)改革的異質(zhì)性效果。文章的研究有助于理解水權(quán)改革與鄉(xiāng)村振興的聯(lián)系，在理論層面可補充現(xiàn)有文獻(xiàn)對水權(quán)制度改革影響農(nóng)業(yè)節(jié)水、水資源配置及鄉(xiāng)村居民生活水平的機制研究；在實踐層面不僅能為非水權(quán)試點省份提供水權(quán)實施的經(jīng)驗與依據(jù)，更能為進(jìn)一步優(yōu)化水權(quán)改革政策，緩解水資源供需矛盾提供理論基礎(chǔ)，對促進(jìn)節(jié)水型社會建設(shè)、更有效實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略等具有重要的現(xiàn)實意義。

1.2 理論機制與研究假說

依據(jù)現(xiàn)代產(chǎn)權(quán)理論，明晰產(chǎn)權(quán)可以解決外部性問題，即在產(chǎn)權(quán)明晰的前提下，經(jīng)濟(jì)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(chǎn)權(quán)可以緩解市場中信息不對稱等問題，有效降低交易費用，進(jìn)而提高經(jīng)濟(jì)效率。在用水權(quán)不明晰時，用水主體使用水資源往往無須考慮水資源的權(quán)屬問題，不僅會導(dǎo)致水資源的過度消耗，更會產(chǎn)生因產(chǎn)權(quán)不清晰的水事糾紛。為改善過往水權(quán)用水定額的產(chǎn)權(quán)歸屬問題及水權(quán)定額的可交易性問題［26］，水權(quán)改革在通過水資源使用權(quán)確權(quán)登記等措施明晰水權(quán)使用權(quán)的基礎(chǔ)上，實施超額累進(jìn)加價征收等措施要求對超出水權(quán)額度部分高價收費，并賦予了用水戶對水權(quán)額度內(nèi)節(jié)余水量的流轉(zhuǎn)權(quán)能［23］。這不僅可激勵用水主體產(chǎn)生節(jié)水意識，實現(xiàn)鄉(xiāng)村節(jié)水，更能提升水權(quán)的交易價值，促進(jìn)水權(quán)交易市場的完善，進(jìn)而實現(xiàn)鄉(xiāng)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(quán)交易價值與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的灌溉用水成本［27］。此時，農(nóng)戶作為理性決策者，都傾向于轉(zhuǎn)換原有粗放型灌溉方式，選擇投資灌溉效率更高的灌溉設(shè)施，以節(jié)約單位面積的灌溉用水，從而維持農(nóng)業(yè)收入［28］。盡管前期農(nóng)戶購置節(jié)水灌溉設(shè)施需要投入大量資金，將增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營成本，造成農(nóng)戶采用節(jié)水設(shè)施的動機降低。但事實上，水權(quán)確權(quán)強化水資源使用權(quán)的安全性，有助于提高農(nóng)戶關(guān)于水權(quán)與節(jié)水灌溉措施所有權(quán)的安全性心理預(yù)期，農(nóng)戶往往預(yù)期灌溉設(shè)施的長期回報會彌補短期投資成本［29］。因此，水權(quán)改革將激勵農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉措施，有效改善鄉(xiāng)村水資源浪費問題，為實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略提供水安全保障［23，30］。有研究顯示，作為國家級水權(quán)試點的寧夏地區(qū)到2015年實現(xiàn)水權(quán)轉(zhuǎn)讓量4.94億m3，有效改善了灌區(qū)農(nóng)業(yè)灌溉設(shè)施，提高了農(nóng)業(yè)用水效率，減少了農(nóng)戶水費支出［31］。此外，農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉措施大概率會降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中灌溉用水的使用，農(nóng)戶可通過出售剩余水權(quán)獲得財政性收入，一定程度上改善了農(nóng)村居民的生活水平，進(jìn)而從生活層面助力中國鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)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(quán)改革將有效促進(jìn)農(nóng)業(yè)節(jié)水情況。

水權(quán)改革試圖通過允許水權(quán)交易等方式充分發(fā)揮市場機制對水資源配置的調(diào)配作用［32］，促使農(nóng)村生態(tài)資源轉(zhuǎn)化為生態(tài)資本，生態(tài)優(yōu)勢進(jìn)而轉(zhuǎn)變?yōu)榻?jīng)濟(jì)優(yōu)勢，進(jìn)而助力鄉(xiāng)村振興。具體來說，考慮到用水存在經(jīng)濟(jì)成本，為避免從交易市場彌補對水資源的需求，經(jīng)濟(jì)活動主體傾向于主動提高水資源利用效率節(jié)約水資源消耗。若水權(quán)交易價格符合經(jīng)濟(jì)活動主體的預(yù)期，擁有富余水權(quán)的經(jīng)濟(jì)活動主體會受到市場機制的引導(dǎo)，可能會在水權(quán)交易市場出售剩余水權(quán)。此時，賣方通過交易將富余水權(quán)轉(zhuǎn)變?yōu)閭€人利益，買方通過交易緩解了急需水資源的問題。由此，水權(quán)交易通過市場經(jīng)濟(jì)提高了水權(quán)買賣雙方的福利水平，優(yōu)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(quán)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(chǎn)生同質(zhì)水權(quán)不同價格的問題［33-34］，進(jìn)而嚴(yán)重影響水權(quán)交易公允價格的形成［35］，從而阻礙潛在的水權(quán)交易者的參與，降低市場活躍度［36］。為此，水權(quán)改革在通過明晰水權(quán)緩解水權(quán)交易主體不易識別等問題的基礎(chǔ)上，搭建中國水權(quán)交易所、水權(quán)收儲中心等水權(quán)交易平臺，試圖透明化水權(quán)交易雙方信息，緩解水權(quán)交易中信息不對稱等問題，有效減少了水權(quán)交易的交易費用，有利于通過市場機制實現(xiàn)水資源在利益相關(guān)者之間更加公平有效的分配，進(jìn)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(tuán)軍山水廠在江西省產(chǎn)權(quán)交易所進(jìn)行取水權(quán)交易，交易總額達(dá)44萬元。此次交易不僅利用市場機制實現(xiàn)水資源優(yōu)化配置，還在國家實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下，為南方豐水地區(qū)通過水權(quán)水市場改革促進(jìn)水資源節(jié)約利用提供了新的思路。更關(guān)鍵的是，水權(quán)交易更可實現(xiàn)水資源的多元化價值。具體來說，一方面，各行政區(qū)在不超過總量指標(biāo)的前提下，可將水權(quán)在不同行業(yè)間轉(zhuǎn)換。譬如，在中國黃河寧蒙河段，工業(yè)部門為獲取可交易水量，傾向于出資改善農(nóng)業(yè)用水渠漏水滲水等狀況，通過節(jié)約農(nóng)業(yè)用水促成農(nóng)工業(yè)間水權(quán)轉(zhuǎn)換，最終提高水資源利用效率。另一方面，跨流域水權(quán)交易不僅可優(yōu)化水資源配置，更可既解部分地區(qū)缺水問題，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)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(quán)交易提升了平頂山市節(jié)余水量價值，為平頂山市帶來經(jīng)濟(jì)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(quán)改革將有效優(yōu)化水資源配置。

通過上述分析，文章構(gòu)建的理論機制見圖1。

圖1 鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略下水權(quán)改革的節(jié)水效應(yīng)及對用水效率的影響理論機制圖

2 模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

2.1 模型設(shè)定

水利部于2014年頒布的《關(guān)于開展水權(quán)試點工作的通知》，要求在全國7個省份實施水權(quán)改革，為研究構(gòu)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(nèi)蒙古、河南、甘肅、廣東7個國家級水權(quán)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(quán)改革實施前后的雙重差異來評估水權(quán)改革對鄉(xiāng)村振興的影響效應(yīng)，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(nèi)生性問題。模型構(gòu)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(xiāng)村振興的指標(biāo)。treati為組別虛擬變量，如果省份i為水權(quán)改革試點，該變量取值為1，否則取0；timet為政策時間變量，當(dāng)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(xiàn)，選擇人口密度、城市化程度、水資源稟賦、農(nóng)業(yè)機械總動力、有效灌溉面積、人均生產(chǎn)總值、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)林水利支出、居民消費價格指數(shù)［8，36］，ωj為第j（j=1，…，J）個控制變量的系數(shù)；γt代表時間固定效應(yīng)，用以控制時間趨勢的影響；μi代表省份固定效應(yīng)，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(guān)注系數(shù)β1，若其顯著為正，則說明水權(quán)改革可激勵節(jié)水，進(jìn)而促進(jìn)鄉(xiāng)村振興。

2.2 變量選擇

2.2.1 被解釋變量

根據(jù)理論機制的分析，水權(quán)改革主要通過激勵農(nóng)村節(jié)水及優(yōu)化水資源利用效率實現(xiàn)促進(jìn)鄉(xiāng)村振興作用。由此，文章選擇水資源利用效率與水資源節(jié)水情況作為被解釋變量，其中，選取節(jié)水灌溉面積（SWL）衡量鄉(xiāng)村農(nóng)業(yè)節(jié)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(nóng)業(yè)部門與工業(yè)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(jīng)濟(jì)、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(qū)生產(chǎn)總值計算得到，各省份用水總量、地區(qū)生產(chǎn)總值均來自《中國統(tǒng)計年鑒》。為剔除價格變動因素的影響，地區(qū)生產(chǎn)總值已折算成2003年不變價，以保證數(shù)據(jù)的可比性。若觀察到節(jié)水灌溉面積（SWL）增加，萬元GDP用水量（GWI）減少，則可以認(rèn)為水權(quán)改革有效優(yōu)化了水資源配置效率，促進(jìn)了鄉(xiāng)村農(nóng)業(yè)節(jié)水，一定程度上助力了鄉(xiāng)村振興。

2.2.2 控制變量

為緩解遺漏變量而造成的內(nèi)生性問題，綜合相關(guān)理論與文獻(xiàn)，選取人力資本、物質(zhì)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(nóng)業(yè)人口占比衡量［38-39］，農(nóng)業(yè)人口占比、人口密度均來自《中國統(tǒng)計年鑒》。物質(zhì)資本包括地均水資源量（LW）、農(nóng)業(yè)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(huán)境統(tǒng)計年鑒》，地均水資源量（LW）通過水資源總量/省份面積得到，農(nóng)業(yè)機械總動力來自《中國統(tǒng)計年鑒》。經(jīng)濟(jì)因素包括人均生產(chǎn)總值（GDP）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IDS）、農(nóng)林水利支出（WAC）、居民消費價格指數(shù)（CPI）。其中：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IDS）選用第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重、人均生產(chǎn)總值、農(nóng)林水利支出、居民消費價格指數(shù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》。為消除價格變動的影響，人均生產(chǎn)總值、農(nóng)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(shù)據(jù)的平滑性，模型中節(jié)水灌溉面積、地均水資源量、農(nóng)業(yè)機械總動力、有效灌溉面積、人均生產(chǎn)總值、農(nóng)林水利支出等，選連續(xù)性變量均進(jìn)行對數(shù)化處理。

2.3 數(shù)據(jù)說明

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

表1 描述性統(tǒng)計分析

3 實證結(jié)果

3.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2列（1）、列（3）的結(jié)果顯示，在不控制其他變量時，水權(quán)改革對萬元GDP用水量（GWI）在1%水平上具有負(fù)向影響，表示水權(quán)改革試點有效降低了生產(chǎn)環(huán)節(jié)的用水量水平，而對節(jié)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(chǎn)生的內(nèi)生性問題，表2列（2）、列（4）進(jìn)一步加入控制變量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，水權(quán)改革依舊在1%水平上對萬元GDP用水量（GWI）具有負(fù)向影響，在1%水平上對節(jié)水灌溉面積（SWL）具有正向影響，影響系數(shù)分別為-107.312、0.111，該結(jié)果說明無論是否添加控制變量，水權(quán)改革均有效改善了農(nóng)戶節(jié)水情況，提高水資源的配置效率。究其原因，水權(quán)改革在強化林地產(chǎn)權(quán)的安全性與排他性的基礎(chǔ)上，賦予水權(quán)交易權(quán)能，增加了水權(quán)的交易價值，有效激勵農(nóng)戶或用水體采用節(jié)水措施，以通過交易剩余水權(quán)獲取水權(quán)交易收益，進(jìn)一步優(yōu)化了水資源配置情況。譬如，寧夏試點地區(qū)在推行水權(quán)改革之后，枸杞種植由漫灌或畦灌轉(zhuǎn)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(xiāng)滴灌節(jié)水改造后，農(nóng)田灌溉水有效利用系數(shù)提高了0.24，每萬畝枸杞種植的節(jié)水潛力為716.00萬m3，有效改善了農(nóng)業(yè)用水效率，促進(jìn)了農(nóng)業(yè)節(jié)水。基于此，試點區(qū)可交易的水量高達(dá)716.00萬m3，完全可以滿足寧夏京能中寧電廠的需求。進(jìn)一步地，在水利廳、當(dāng)?shù)卣碗姀S三方的磋商下，寧夏試點地區(qū)完成了一起農(nóng)業(yè)與工業(yè)間的水權(quán)交易，不僅促進(jìn)農(nóng)業(yè)節(jié)水，提高農(nóng)業(yè)用水效率，還能有效改善水資源的配置效率，為水權(quán)改革助力鄉(xiāng)村振興提供政策思路?？梢?，基準(zhǔn)回歸結(jié)果在實踐層面也得到了很好的驗證。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

3.2 平行趨勢檢驗

雙重差分法（DID）成立的重要前提假設(shè)是滿足“平行趨勢假定”，即在水權(quán)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(zhǔn)回歸結(jié)果會存在偏差。因此，文章采用事件分析法（event study）對（1）式進(jìn)行擴展，構(gòu)建動態(tài)雙重差分模型。需強調(diào)的是，此方法不僅可以觀察水權(quán)改革節(jié)水效應(yīng)的持續(xù)性，還可檢驗平行趨勢假定，動態(tài)DID模型設(shè)定如下：

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

回歸結(jié)果見圖2、圖3，在受到水權(quán)改革政策沖擊前，構(gòu)造的水權(quán)改革虛擬變量對萬元GDP用水量（GWI）、節(jié)水灌溉面積（SWL）的影響基本不具有統(tǒng)計學(xué)意義?？梢娝畽?quán)改革前萬元GDP用水量（GWI）、節(jié)水灌溉面積（SWL）在參照組與處理組之間未呈現(xiàn)顯著差異，平行趨勢假定得以驗證。進(jìn)一步觀察圖2、圖3，在水權(quán)改革之后，參照組與處理組間萬元GDP用水量（GWI）、節(jié)水灌溉面積（SWL）呈現(xiàn)顯著差異，且對萬元GDP用水量（GWI）的影響系數(shù)逐年遞減，對節(jié)水灌溉面積（SWL）的影響系數(shù)逐年遞增，該結(jié)果說明，水權(quán)改革有效改善了水資源配置效率，促進(jìn)鄉(xiāng)村節(jié)水，且影響效果具有一定的持續(xù)性。

圖2 平行趨勢檢驗（GWI）

圖3 平行趨勢檢驗（SWL）

3.3 穩(wěn)健性檢驗

3.3.1 剔除省級水權(quán)試點影響

在設(shè)立國家級水權(quán)試點后，山東、浙江等省份也啟動了省級水權(quán)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(jù)本省資源稟賦情況、經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況等制定了符合本省發(fā)展的水權(quán)改革政策。若將省級試點省放入對照組中，可能會低估水權(quán)試點的政策效果。因此，為排除省級試點的影響，進(jìn)行如下處理，首先，將省級水權(quán)試點放入處理組進(jìn)行回歸，其次，在參照組中剔除省級水權(quán)試點進(jìn)行回歸。

省級水權(quán)試點作為處理組的回歸結(jié)果見表3列（1）、列（2），結(jié)果顯示，代表水權(quán)改革的交互項對萬元GDP用水量（GWI）在1%水平上具有負(fù)向影響，而對節(jié)水灌溉面積（SWL）在1%水平上具有正向影響，影響系數(shù)分別為-102.750、0.202。而在參照組中剔除省級水權(quán)試點的回歸結(jié)果見表3列（3）、列（4），交互項仍在1%水平上負(fù)向影響萬元GDP用水量（GWI），正向影響節(jié)水灌溉面積（SWL），影響系數(shù)分別為-118.625、0.180，相較于基準(zhǔn)回歸結(jié)果系數(shù)（-107.312、0.111），影響效果增強。該結(jié)果說明，剔除省級試點后，全國水權(quán)試點的政策效果更好，說明全國水權(quán)試點比省級水權(quán)試點的政策效果更顯著。原因可能是，由于國家水權(quán)試點由中央直接領(lǐng)導(dǎo)，地方政府更有激勵推行水權(quán)試點，而省級試點主要由省政府自發(fā)推行，實施激勵相較于國家級水權(quán)試點較弱，國家水權(quán)試點省份的水權(quán)改革廣度和深度均遠(yuǎn)高于省級試點省份。因而，在水權(quán)交易改革對用水環(huán)境的影響上，國家試點省份遠(yuǎn)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(quán)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(quán)試點的影響，水權(quán)改革的政策效果顯著提高?？梢姡瑢⑹〖壦畽?quán)試點放入?yún)⒄战M會低估水權(quán)改革的政策效果，但無論將省級水權(quán)試點放入處理組，還是將省級水權(quán)試點剔除，水權(quán)改革的節(jié)水效應(yīng)依舊顯著。

表3 剔除省級水權(quán)試點影響結(jié)果

3.3.2 加入基準(zhǔn)變量緩解選擇影響

盡管前文剔除了省級水權(quán)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(zhǔn)回歸中加入基準(zhǔn)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(chǎn)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(zhǔn)變量包括省份水資源情況、人口情況、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等特征，選擇各省份的水資源總量、總?cè)丝跀?shù)、地區(qū)生產(chǎn)總值作為這些先決因素的代理變量，回歸結(jié)果見表4列（1）、列（2）。在加入基準(zhǔn)變量與時間趨勢交互項后，交互項treat×time對在1%水平上負(fù)向影響萬元GDP用水量（GWI），正向影響節(jié)水灌溉面積（SWL），與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，但較之基準(zhǔn)回歸結(jié)果，影響效果減小。該結(jié)果表明先決因素會影響水權(quán)改革的政策效果，但在控制不同地區(qū)所發(fā)生的非線性趨勢變化對農(nóng)村水資源配置效率和節(jié)水情況的影響下，水權(quán)改革的節(jié)水效應(yīng)依舊存在，證實估計結(jié)果具有穩(wěn)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(jìn)一步厘清水權(quán)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(zhì)性檢驗部分進(jìn)一步討論水權(quán)改革節(jié)水效應(yīng)及對用水效率影響的異質(zhì)性效果。

3.3.3 更換被解釋變量

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

3.3.4 排除其他政策干擾

考慮到國家為貫徹落實“節(jié)水優(yōu)先、空間均衡、系統(tǒng)治理、兩手發(fā)力”十六字治水方針，在水權(quán)改革實施的同時，也頒布了其他促進(jìn)節(jié)水的治水政策以助力鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的全面推進(jìn)，故基準(zhǔn)回歸模型中設(shè)置的水權(quán)改革虛擬變量可能包含其他治水政策、節(jié)水政策的沖擊，進(jìn)而高估水權(quán)改革的政策效果，因此，我們將進(jìn)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(jìn)水資源的合理開發(fā)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(jié)水效果明顯。為此，2017年中國進(jìn)一步增加了北京、天津、山東、陜西、山西、內(nèi)蒙古、河南、四川、寧夏作為新一批水資源稅改試點地區(qū)，進(jìn)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(jié)水情況及配置效率的影響，參考趙艾鳳等［41］設(shè)置水資源費改稅改革虛擬變量的做法，以2017年為時間節(jié)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(shè)置水資源費改稅虛擬變量，并加入回歸模型（1）進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果見表4列（5）和列（6），結(jié)果顯示，控制水資源費改稅政策時，水權(quán)改革依舊在1%水平上負(fù)向影響萬元GDP用水量（GWI），正向影響節(jié)水灌溉面積（SWL），影響系數(shù)分別為-104.431、0.120，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果的系數(shù)相差較小，說明進(jìn)一步排除水資源費改稅政策效果后，基準(zhǔn)回歸結(jié)果依舊具有穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

3.3.5 安慰劑檢驗

前文雖控制了省份間可觀測的系統(tǒng)性差異，如資源稟賦程度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等，并排除了其他政策干擾，但值得思考的是，此效應(yīng)是否受到其他不可觀測因素的干擾？對此，文章進(jìn)一步構(gòu)建一系列反事實框架對基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行安慰劑檢驗（Placebo Test）。若在構(gòu)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(jié)水情況改善，則說明節(jié)水效應(yīng)的產(chǎn)生可能源于其他不可觀測因素，而非水權(quán)改革政策的推行。

首先，利用Bootstrap技術(shù)隨機將各省份隨機分配為處理組和參照組，按模型（1）重復(fù)回歸500次?；貧w結(jié)果證實，虛構(gòu)的交互性對萬元GDP用水量（GWI）、節(jié)水灌溉面積（SWL）的影響系數(shù)的t值呈近似正態(tài)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(gòu)造的虛假水權(quán)改革對萬元GDP用水量（GWI）、節(jié)水灌溉面積（SWL）的回歸系數(shù)顯著為正和顯著為負(fù)的占比均較小，是小概率事件，結(jié)果見圖4和圖5。其次，提前政策實施年份，將各省實施水權(quán)改革的時間分別提前三年、五年和七年，構(gòu)建虛假的時間虛擬變量pre3、pre5和pre7，根據(jù)基準(zhǔn)模型（1）進(jìn)行回歸估計。水權(quán)改革政策提前3年、5年和7年的估計結(jié)果如表5列（1）—列（6）所示，pre3、pre5和pre7對萬元GDP用水量（GWI）、節(jié)水灌溉面積（SWL）的影響均不具有統(tǒng)計學(xué)意義。這意味著除真正推行水權(quán)改革的年份，無論將水權(quán)時間提前3年、5年，還是7年，虛假的水權(quán)政策均不存在節(jié)水效應(yīng)，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(jié)果均可說明節(jié)水效應(yīng)并非來自于其他不可觀測因素，安慰劑檢驗通過。

4 異質(zhì)性分析

上述結(jié)果僅證實了水權(quán)改革對鄉(xiāng)村水資源利用情況的平均影響，然而水資源稟賦、農(nóng)業(yè)依賴度、市場化程度等因素會差異化水權(quán)改革的節(jié)水效應(yīng)。因此，文章通過構(gòu)建三重差分模型（DDD）揭示水權(quán)改革節(jié)水效應(yīng)的異質(zhì)性效果。

4.1 水資源稟賦差異

水資源是中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的關(guān)鍵要素，地區(qū)水資源稟賦一定程度上會差異化地區(qū)經(jīng)濟(jì)與農(nóng)業(yè)發(fā)展水平。具體來說，由于地區(qū)水資源的稀缺性，水權(quán)改革往往較難促進(jìn)水資源稟賦較差地區(qū)的農(nóng)業(yè)節(jié)水，而高水資源稟賦地區(qū)由于其豐富的水資源量，將更易通過調(diào)整地區(qū)用水結(jié)構(gòu)、減少農(nóng)業(yè)灌溉用水量等方式實現(xiàn)農(nóng)業(yè)節(jié)水［8］。因此，較之于高水資源稟賦地區(qū)，水權(quán)改革在低水資源稟賦地區(qū)的節(jié)水效應(yīng)及對用水效率的影響可能較弱。考慮到人均水資源量不僅是衡量水資源稟賦的常用指標(biāo)，還能體現(xiàn)不同地區(qū)基于人口輸入的水資源適應(yīng)程度，因此，選取人均水資源量衡量地區(qū)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(jìn)行回歸。表6列（1）、列（2）回歸結(jié)果表示，相乘項DPW在1%水平上負(fù)向影響萬元GDP用水量（GWI），在1%水平上正向影響節(jié)水灌溉面積（SWL），影響系數(shù)分別為-12.532、0.018。該結(jié)果說明，較之人均水資源量較低的地區(qū)，水權(quán)改革的節(jié)水效應(yīng)及對用水效率的影響在人均水資源量豐富地區(qū)實現(xiàn)效果更好。

4.2 農(nóng)業(yè)依賴程度差異

農(nóng)業(yè)依賴程度體現(xiàn)了地區(qū)生產(chǎn)偏好，往往農(nóng)業(yè)生產(chǎn)依賴程度較低地區(qū)的農(nóng)戶傾向投入邊際收益更高的非農(nóng)部門，非農(nóng)就業(yè)帶來的勞動力要素再配置將造成農(nóng)戶家庭面臨較為嚴(yán)格的農(nóng)業(yè)勞動力約束［42］，因此，水權(quán)改革較難激勵促進(jìn)非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)型地區(qū)進(jìn)行農(nóng)業(yè)節(jié)水。而農(nóng)業(yè)依賴度高地區(qū)往往農(nóng)業(yè)發(fā)展較好，更易實現(xiàn)農(nóng)業(yè)種植的規(guī)模效應(yīng)，不僅可通過調(diào)整種植結(jié)構(gòu)、設(shè)置農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉設(shè)備等途徑促進(jìn)農(nóng)業(yè)節(jié)水，農(nóng)業(yè)的規(guī)模效應(yīng)還可加快農(nóng)業(yè)節(jié)水進(jìn)程。因此，水權(quán)改革的節(jié)水效應(yīng)及對用水效率的影響可能在農(nóng)業(yè)依賴程度高地區(qū)的效果更好。考慮到農(nóng)業(yè)用水量一定程度上不僅可以體現(xiàn)地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展程度，還可反映地區(qū)農(nóng)業(yè)種植產(chǎn)品的需水量。因此，選用農(nóng)業(yè)用水量衡量地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)依賴程度，并在模型（1）中設(shè)置農(nóng)業(yè)用水量（FW）與交互項treat×time的相乘項DFW。表6列（3）、列（4）結(jié)果表示，相乘項DFW在1%水平上負(fù)向影響萬元GDP用水量（GWI），在1%水平上正向影響節(jié)水灌溉面積（SWL），影響系數(shù)分別為-19.081、0.024。該結(jié)果說明，水權(quán)改革的節(jié)水效應(yīng)在農(nóng)業(yè)用水量高的地區(qū)更加明顯。

4.3 市場化程度差異

市場化改革是中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的關(guān)鍵驅(qū)動因素之一，鑒于地區(qū)間發(fā)展不均衡等原因，各地區(qū)市場化進(jìn)程存在較大差異，而地區(qū)間市場化程度的高低是水權(quán)交易市場完善的重要影響因素之一。通常情況下，地區(qū)市場化程度愈高，水權(quán)交易市場愈完善，水權(quán)改革更易通過市場機制優(yōu)化水資源配置、促進(jìn)水資源的可持續(xù)利用［43］。此外，市場化程度一定程度上可以反映地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，相較于經(jīng)濟(jì)發(fā)展較弱地區(qū)，發(fā)達(dá)地區(qū)的政府更易通過推行適應(yīng)性政策激勵該地區(qū)農(nóng)戶、企業(yè)等采用節(jié)水灌溉設(shè)施等，且地區(qū)層面適應(yīng)性政策的實行一定程度上能緩解改善灌溉設(shè)施產(chǎn)生的生產(chǎn)成本，進(jìn)而從環(huán)境、經(jīng)濟(jì)等多個層面助力鄉(xiāng)村振興。對此，選用市場化指數(shù)衡量地區(qū)市場化程度，原因在于，市場化指數(shù)是一個以指數(shù)形式衡量市場化進(jìn)程的指數(shù)體系，且對不同來源、不同口徑的原始數(shù)據(jù)按照統(tǒng)一的方式進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理以便于進(jìn)行橫向和縱向比較，很好地反映地區(qū)市場化程度的差異。基于此，在模型（1）中設(shè)置市場化指數(shù)（MK）與交互項treat×time的相乘項DMK。表6列（5）、列（6）結(jié)果表示，相乘項DMK均在1%水平上負(fù)向影響萬元GDP用水量（GWI）、正向影響節(jié)水灌溉面積（SWL），影響系數(shù)分別為-12.309、0.023。該結(jié)果說明，水權(quán)改革的節(jié)水效應(yīng)在市場化交易水平高的地區(qū)更明顯。

表6 異質(zhì)性分析

5 結(jié)論與政策建議

文章在理論分析水權(quán)改革對農(nóng)業(yè)節(jié)水及用水效率影響的基礎(chǔ)上，以水權(quán)改革為準(zhǔn)自然實驗，利用中國2003——2019年30個省份樣本數(shù)據(jù)，構(gòu)建雙重差分模型（DID）定量分析了水權(quán)改革與農(nóng)業(yè)節(jié)水及水資源用水效率間的因果關(guān)系。主要得出以下結(jié)論：①雙重差分法（DID）回歸結(jié)果顯示，水權(quán)改革對農(nóng)業(yè)灌溉節(jié)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(fù)向影響，且國家級水權(quán)試點的政策效果要高于省級試點。②雙重差分回歸結(jié)果在進(jìn)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(wěn)健性檢驗后，依舊具有穩(wěn)健性。③水權(quán)改革節(jié)水效應(yīng)及對用水效率影響的異質(zhì)性結(jié)果證實，地區(qū)水資源稟賦、農(nóng)業(yè)依賴度、市場化程度等會差異化水權(quán)改革的政策實施效果，在水資源稟賦高、農(nóng)業(yè)依賴度高以及市場化程度高的地區(qū)，水權(quán)改革的節(jié)水效應(yīng)更大，且提高水資源用水效率的效果更好。

基于文章的結(jié)論，得出以下啟示：①水權(quán)改革通過明晰產(chǎn)權(quán)、完善水權(quán)交易制度等措施有效促進(jìn)農(nóng)業(yè)節(jié)水。因此，在全國層面推廣水權(quán)改革的過程中，不僅應(yīng)在健全區(qū)域內(nèi)用水總量管控指標(biāo)的基礎(chǔ)上，明晰用水總量指標(biāo)等信息，還需整合已有水權(quán)交易平臺，統(tǒng)籌建立全國水權(quán)交易平臺體系。由此緩解水權(quán)交易中信息不對稱、委托代理等問題，有效降低水權(quán)交易成本，進(jìn)而提高農(nóng)戶、企業(yè)等用水戶通過節(jié)水行為進(jìn)行水權(quán)交易的概率，有效助力鄉(xiāng)村生態(tài)振興。②水資源通過市場化交易是水權(quán)改革助力鄉(xiāng)村振興的重要途徑之一。因此，在深化水權(quán)改革的進(jìn)程中，不僅應(yīng)積極引導(dǎo)地區(qū)間、行業(yè)間、用水戶間開展多種形式的用水權(quán)交易，以優(yōu)化水資源在行業(yè)間的配置效率，還應(yīng)加快搭建水權(quán)收儲平臺、水生態(tài)銀行等運營平臺，并增加水期權(quán)、水期貨等多種水衍生產(chǎn)品，通過創(chuàng)新水權(quán)交易模式增加水權(quán)交易量，充分發(fā)揮水資源要素的市場化配置，進(jìn)而緩解水資源供需矛盾，助力鄉(xiāng)村生態(tài)振興。③研究發(fā)現(xiàn)水權(quán)改革促進(jìn)了農(nóng)業(yè)節(jié)水，改善了地區(qū)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(tài)修復(fù)的概率，有利于鄉(xiāng)村綠色種植和養(yǎng)殖、涉水康養(yǎng)等生態(tài)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，進(jìn)而助力鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興。此時，水資源的保護(hù)效益和資源優(yōu)勢將有效轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)效益，地方政府將更有激勵深化水權(quán)改革，充分發(fā)揮政策的實施效果。④水權(quán)改革的政策效果因地區(qū)間水資源稟賦、農(nóng)業(yè)依賴度、市場化程度等地區(qū)間差異存在明顯異質(zhì)性。因此，國家在完善水權(quán)改革相關(guān)政策時，應(yīng)充分考慮到省份間資源稟賦、產(chǎn)業(yè)傾向和市場化程度等差異，探索制定差異化初始水權(quán)分配、水權(quán)交易市場管理辦法等，力求實現(xiàn)水權(quán)改革的最佳政策效果。