中國工業水價結構性改革研究：水資源費的視角

謝慧明 強朦朦 沈滿洪,

(1.寧波大學 商學院， 浙江 寧波 315211；2.浙江大學 經濟學院， 浙江 杭州 310027)

一、 引 言

水資源對生命的孕育、社會的變遷、經濟的發展乃至國家間的戰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域調水等方式來增加水資源供給。根據《2015年全國水利發展統計公報》，我國已建成各類水庫9.8萬座，規模以上(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。水資源的供給側管理在一定程度上緩解了地區水資源短缺，但問題并沒有徹底解決，以水權交易和水價改革為核心的需求側管理也需加強。鑒于水權交易還面臨著技術、制度、管理等方面的局限[2-3]，而水價較易調控，因而水價成為節水的重要政策工具。

《中共中央關于制定國民經濟和社會發展第十個五年計劃的建議》指出，新時期(2000年以后)水價改革的目標在于建立既能充分體現我國水資源緊缺狀況又能以節水和合理配置水資源、提高用水效率、促進水資源可持續利用為核心的水價機制。建立健全水價機制并不僅是提高水價，還包括水價分類、水價征收、水價構成等方面的改革。然而，水價改革普遍存在“以調代改”或“只調不改”的現象[4]；水價結構的突出問題包括水價分類中用水結構不夠細化缺少對高污染、高耗水行業的規定，水價征收中水量結構不科學、基礎水量太高、各階梯的水量區間較小等[5-7]。此外，水價構成中內部結構不科學、水資源費及其占水價比重偏低問題也非常突出，尤其是工業領域。

水價結構性調整對用水需求影響的研究主要圍繞以下三方面展開：一是用水結構調整，二是水量結構調整，三是水價內部結構調整。首先，基于用水結構對水價進行分類可以統籌考慮不同用水戶的承受能力，且能對不同用水戶產生節水激勵作用，細化用水結構更有助于節水[7-8]。其次，合理的水量結構及水價階梯既能提高低收入階層的節水意識，也能更好地減少高收入階層的用水量，三階水量結構下的階梯水價比單一水量計價更節水[9-10]，不合理的水量結構會降低農業產值，而且在損失效率的同時也無法體現公平[11-12]。最后，水價內部結構不合理現象也較突出，調整水價內部結構能更好地釋放節水紅利[13-14]。水資源費及其占水價比重對用水需求的影響研究集中體現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：一種是以數學規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)和系統動力學(SD)。有評估結果表明，水價改革對北京市總體價格水平幾乎無影響，對生產的影響具有異質性，對用水量的影響與用水需求的價格彈性密切相關[15]。另有研究表明，適當提高水價對北京市物價水平、經濟增長、產業結構及居民生活水平的影響并不顯著，但可以有效地增加水務企業的收入并顯著降低用水量[16]。國外文獻中運用CGE模型進行模擬的結果同樣表明，提高水費或水價有助于降低居民用水需求和提高用水效率[17]，然而提升農業水價可能會降低農民收入[18-19]?；赟D方法的水資源費生態經濟效應也十分顯著，表現在農業節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]。也有學者采用聯立方程模型在處理用水價格與用水需求的內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業用水，關于工業用水需求彈性的研究較少。以北京市為例，1990—2000年萬元工業產值用水量的價格彈性介于-0.593和-0.395之間[27]，適當提高工業水價可以有效降低工業用水需求[28]。早期國外相關研究也表明工業水價對工業用水需求的影響十分顯著[29-31]，而且工業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及其占水價比重的視角來剖析水價內部結構對用水需求的具體影響；另一方面也鮮有揭示水資源費對用水需求的影響機制并實證檢驗該機制的顯著性水平。本文試圖運用更為科學的計量方法分析水價內部的結構調整，即提高水資源費及其占水價比重對工業用水需求的影響。本文的創新主要有二：一是基于水資源費內涵，在內生性分析框架下構建了水資源費方程；二是基于網絡公開的政策信息量化了水資源費制度強度，并實證考察了水資源費相關變量對工業用水需求的具體影響。

二、 基本事實與研究假說

(一) 基本事實

工業用水主要包括兩大部分：一是工業生產用水，包括生產過程中制造、加工、冷卻、洗滌以及空調、鍋爐等用水;二是廠內員工的生活用水。工業用水需求量大且對水質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2008年第二次經濟普查年鑒的數據，全國規模以上工業企業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《中國經濟普查年鑒2008》，除天津和廣東等少數省區市外，其余省區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企業從水庫或其他水利工程的自取水，也包括利用自供水系統自取的水，統稱為自備用水。由此可見，僅僅調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致工業企業增加自備用水，進而增加區域用水總量[33]。

水價包括水資源費、工程水價與污水處理費三部分*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際繳納的即為終端水價，包括水資源費、工程水價與污水處理費?，F實中，為方便計收，水資源費與污水處理費由供水企業代收。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系又相互獨立。若水價改革的目標在于減少自來水使用，那么在現行體制下無論提高哪部分價格，最終節水效果都是相同的。如果水價改革的目標在于減少自備用水使用，則政府只能選擇提高水資源費。提高工程水價基本無用，因為它已經被用水企業內化*當企業使用自備用水時，政府會根據計量設施測量的水量收取水資源費，這時無工程水價。。在這三部分水價中，只有水資源費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。工業用水結構和水價結構的關系如圖1所示，其中虛線旨在刻畫水價結構指標的構造思路。政府減少工業用水總量的關鍵在于調節水資源費。如果不是以提高水資源費而是以提高工程水價的方式來提高水價，那么水價實際作用到工業用水需求的就只能是自來水部分。因此，水資源費對工業節水極為重要，一味地提高水價并不一定能促進工業節水。

圖1 工業用水結構和水價結構的關系

(二) 研究假說

根據基本事實的描述，自備用水在工業用水中占據十分重要的位置，而且通過自備用水渠道實現工業節水的價格手段只能調整水資源費及其結構。水資源費是終端水價(即自來水價格)的重要組成部分，是自備用水水價的全部，因為工業企業使用自備用水時其工程水價等已內化為經營成本。因此，為了實現工業節水的目標，工業水價結構調整的思路主要有二：一是改變水資源費的標準，包括地表水水資源費和地下水水資源費；二是調整水資源費占終端水價的比重，包括地表水水資源費占終端水價比重和地下水水資源費占終端水價比重。

水資源費對工業用水需求的影響有三個途徑。首先，水資源費通過影響終端水價進而影響工業企業的自來水需求；其次，地表水水資源費通過影響地表水需求進而影響工業企業的自備用水需求；再次，地下水水資源費通過影響地下水需求進而影響工業企業的自備用水需求。根據價格與需求之間的反向變動關系，水資源費與工業用水需求量之間一般存在負相關關系。然而，這一負相關關系或存在結構差異。假定地表水需求=F(地表水水資源費，地下水水資源費，終端水價)，地下水需求=G(地表水水資源費，地下水水資源費，終端水價)。當然，工業用水需求及其結構還受到經濟發展水平、產業結構、水資源稟賦等因素的影響，它們將在實證研究中被逐一檢驗。F和G為連續可微需求函數。根據需求法則，地表水水資源費負向作用于地表水需求，地下水水資源費負向作用于地下水需求，那么有:

現實中，工業企業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系顯而易見。此時，提高地表水水資源費可能增加地下水的需求，而提高地下水水資源費反而增加地表水的需求。因此有:

在給定工業用水需求由自來水、地表水和地下水三部分構成且自來水價格是一個整體(終端水價中的水資源費不單獨產生作用)時，工業用水需求與地表水水資源費和地下水水資源費的關系如下：

在給定工業用水需求與地表水或地下水水資源費的關系時，有：

假說1：當工業用水需求與地表水水資源費負相關時，地表水水資源費對地表水需求的作用要遠大于其對地下水需求的影響；當工業用水需求與地下水水資源費正相關時，地下水水資源費對地表水需求的作用要遠大于其對地下水需求的影響。

從水資源費視角進一步研究水價結構時，考察地表水水資源費占終端水價的比重和地下水水資源費占終端水價的比重對工業用水需求的影響,能為工業水價結構性改革提供新的思路。終端水價雖然由工程水價、污水處理費和水資源費三部分組成，但實際上三者邊界無法清晰界定，且終端水價中的水資源費比重也無法確定。因此，使用地表水水資源費或地下水水資源費去近似地替代終端水價中的水資源費是一種可行的辦法，也符合一些實際情況。在一些引水工程中，水價所包含的水資源費有時就是地表水水資源費，如南水北調中線工程等。當取地表水水資源費作為終端水價中水資源費的近似替代時，地表水水資源費的調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占終端水價的比重來刻畫。同理，地下水水資源費的調整也會影響終端水價中的水資源費占比結構，從而影響自來水需求進而作用于工業用水需求。假定工業用水需求與水資源費及其結構之間的函數關系如下:

工業用水需求 =地表水需求+地下水需求+自來水需求

=F(地表水水資源費，地下水水資源費，終端水價)+

G(地表水水資源費，地下水水資源費，終端水價)+

其中H為連續可微自來水需求函數。根據上述假設，工業用水需求與地表水水資源費和地下水水資源費之間的關系為:

假說2：當工業用水需求與地表水水資源費負相關時，地表水水資源費占比對工業用水需求的正向影響減少了地表水水資源費對工業用水需求的影響；當工業用水需求與地下水水資源費正相關時，地下水水資源費占比對工業用水需求的正向影響放大了地下水水資源費對工業用水需求的影響。

三、 模型與數據

(一) 模型

設定水價與用水需求關系模型主要有兩種方法：一是雙對數模型，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，后者多用于預測[24]。與此同時，有觀點認為水價影響用水需求而用水需求不影響水價[21]，另一種觀點則認為兩者互相影響[22]。一些研究認為水價、水資源費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。以水資源費為例，國家征收水資源費的根本目的是抑制用水需求的增長，有關部門也可根據用水需求調節水價或水資源費。鑒于此，本文將在內生性分析框架下選擇雙對數模型來研究水價、水資源費和工業用水需求之間的關系，并構建工業用水需求方程、工業水價方程、工業地表水水資源費方程和工業地下水水資源費方程。

1.工業用水需求方程

(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，被解釋變量為工業用水總量(water)，按新鮮水取用量計，不包括企業內部的重復用水量。

(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(sfee)、地下水水資源費(gfee)。與此同時，影響工業用水需求的因素還包括工業經濟發展水平、工業產業結構與節水技術[34-35]。一般用地區工業增加值(add)代表工業經濟發展水平，工業經濟發展水平越高，其用水需求越高，預期符號為正。工業產業結構(zd)對用水量的影響方向不確定，一般考察國有工業企業比重對用水量的影響，使用國有工業企業工業增加值與地區工業增加值之比來表示。它對工業用水量的影響可能有兩種結果：一方面，國有企業可能因為具有資金雄厚、政府扶持等優勢來引進新技術而提高整個地區的用水效率，減少了用水需求；另一方面，國有企業可能因為競爭壓力小、機構臃腫等原因反而拉低整個地區的用水效率，增加了用水需求。節水技術是影響工業用水需求的又一重要因素。有學者用R&D投入強度來刻畫，但實際上它并不能準確反映地區工業節水技術水平。一般而言，一個地區水資源稀缺程度越高，地區在節水方面的投入越高，其節水技術水平也往往越高。本文采用地區虛擬變量的方式來刻畫節水技術水平。按照水資源稀缺程度由高到低的順序，可以將各省區市水資源狀況分為四類：水資源豐富區(富水區)、脆弱區、缺水區與嚴重缺水區*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水資源量四個指標全面衡量地區水資源稀缺程度。根據其研究結果，水資源豐富區包括廣東、廣西、福建、浙江、江西、湖南、海南、重慶、西藏；水資源脆弱區包括云南、貴州、四川、上海、安徽、湖北、新疆；缺水區包括黑龍江、吉林、遼寧、寧夏、青海、北京、江蘇、河南；嚴重缺水區包括山東、山西、陜西、甘肅、內蒙古、河北、天津。參見王曉青《中國水資源短缺地域差異研究》，載《自然資源學報》2001年第6期，第516-520頁。。記富水區為area1，脆弱區為area2，缺水區為area3。相應地，四類節水技術水平根據水資源稀缺程度得以明確，富水區節水技術水平最低，而嚴重缺水區的節水技術水平最高。該指標在一定程度上也能反映地區用水習慣和政策導向等地區因素，預期符號為正。此外，工業企業規模(idl)也會顯著影響工業用水需求，本文采用地區工業增加值與地區生產總值的比值表示[36]。為更好地控制工業企業的規模效應，模型加入了工業企業規模的平方項(idl2)。至此，工業用水需求方程的模型設定如下：

(1)

2.工業水價方程

(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、工程水價與污水處理費之和。

(2)解釋變量。學界關于水價影響因素的研究較少，綜合已有文獻來看，影響工業水價的因素主要為企業的供水成本[21-22]。首先，城市供水企業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，預期符號為負。其次，水務企業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，城市供水企業的成本越高，水價越高，預期符號為正。再次，考慮到地區在制定水價的過程中可能會引入經濟發展水平因素，模型將加入經濟發展水平變量——人均地區生產總值(pgdp)，預期符號為正。最后，地區水資源的稀缺程度顯著影響水價。水資源越稀缺，則水務企業的取水成本越高，水價越高，用area1、area2與area3表示，預期符號為負。因此，水價方程設定如下：

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

(2)

3.工業水資源費方程

由水資源費的構成可知，水資源費的影響因素主要有地區水資源的稀缺性、水資源費的所有權價格與勞動補償價值[37-39]?？紤]到政府征收水資源費的實際情況，地區經濟發展水平也將顯著影響水資源費。中國30個省區市工業水資源費起征、調整和水平情況表明：

首先，水資源的稀缺程度顯著影響水資源費。水資源費的起征時間明顯早于其他地區的有上海、山東、山西、河北、天津，其中四個屬于嚴重缺水區，上海市最先對深井水征收水資源費*上海市出臺最早關于水資源費的法規為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、甘肅等地水資源費征收工作的開展時間也較早。這表明我國水資源費制度的出臺和變革實質上是一種由水資源稀缺所導致的誘致性制度變遷。一般而言，水資源費調整次數越多，標準越接近合理水平，缺水地區如北京、天津、山西、遼寧、江蘇等地的調整次數明顯多于其他地區，水資源較為富裕的地區，如浙江、安徽、江西、廣東、廣西等，調整次數明顯偏少。從地表水與地下水水資源費的高低也可以看出，大多數缺水地區水資源費要高于富水地區。

其次，水資源所有權價格與勞動補償價值也是影響水資源費的重要因素。水資源所有權價格和勞動補償價值很難刻畫，但它們與地區水資源費制度建設的好壞有密切關系。制度的刻畫方法有很多，本文基于地區文件數構造水資源費制度強度[40-41]。在區域水資源費制度實施過程中，有些省份出臺了全省性的規范性和指導性文件，而有些省份沒有出臺相應的政策文件或只在局部地級市或縣級市出臺了相應的政策文件，前者的地區水資源費制度強度要高于后者，因此有地區水資源費制度強度指標(iwps-rs)[41]:

(3)

i為第i個省區市，t為年份(1978—2013年)。在特定年份，某省區市出臺了相應的文件，那么該省區市所包含的所有地級市均被界定為有相應的政策文件。同一年內，只有縣級市有相應政策時，其上一級地級市被界定為有相應的政策文件。同一區域內，不同年份有不同的政策文件，那么相應年份均有可供加總的地級市個數。地級市名稱根據政策文件內容加以確定，省區市所包括的地級市個數根據《中國統計年鑒2014》行政區劃的數據來確定。式(3)只是給出了每年各地區新增的制度強度。制度強度具有累計特征。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年已經開始試點。為確保數據的準確性，地區水資源費制度強度從1978年開始計算。累計制度強度指標(iwps-ap)設定為：

(4)

T=1979,1980,…，2013。各地水資源費制度強度指標通過網絡搜索得到，為了克服因地區網絡化程度、搜索引擎好壞等因素對制度變量的干擾，本文使用地區信息化指數(informatization development index，idi)對累計制度強度指標進行平減處理。利用信息化指數平減后得到最終的地區水資源費制度強度wp：

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

(5)

圖2為2000—2013年水資源豐富區、脆弱區、缺水區與嚴重缺水區水資源費制度強度變化情況?？梢钥闯?，大多數年份水資源費制度強度呈現出嚴重缺水區>缺水區>脆弱區>富水區的情況，符合預期分析。這一方面驗證了水資源費制度強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價格和勞動補償價值。

圖2 2000—2013年富水區、脆弱區、缺水區與嚴重缺水區的水資源費制度強度

最后，經濟發展水平對水資源費的影響同樣有證可考。例如，同樣嚴重缺水的天津、內蒙古、山西、山東，由于天津經濟發展水平較高，其水資源費也較高；再比如一些富水區，浙江和廣東的水資源費就比同樣是富水區的廣西和海南要高。

綜上所述，水資源費有兩個方程，即地表水水資源費方程和地下水水資源費方程：

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(sfee)與地下水水資源費(gfee)。解釋變量包括水資源稀缺程度、水資源費制度強度和經濟發展水平等。首先，水資源費與地區水資源稀缺程度顯著相關，水資源越稀缺，水資源費越高，使用area1、area2、area3表示，同時也用于控制地區個體效應，預期符號為負。若用水資源費制度強度(wp)來表征水資源所有權價格與勞動補償價值，預期符號為正。地方政府在制定水資源費時也會考慮地區人均水資源量(pwr)和經濟發展水平，人均水資源量越大，相應的水資源費就越低，預期符號為負；經濟越發達，居民和企業的承受能力越強，為使水資源費發揮調節作用，相應的標準也將提高，預期符號為正。

(二) 數據

基于統計口徑的一致性和數據的可得性，本文選取了2000—2013年中國30個省區市的面板數據(未包括西藏及港澳臺地區)。在這一階段，國內水的商品屬性已經明確，各地區的水價和水資源費也都進行了較大幅度調整，因而可以避免因水價和水資源費單一或較低所造成的樣本偏誤。地區生產總值和工業增加值數據分別來源于《中國統計年鑒》和《中國工業經濟統計年鑒》。用水數據來源于中國國家統計局及各地區水資源公報。工業水價數據來源于《中國物價年鑒》和中國水網(http://www.h2o-china.com/)。由于無法獲得每個省區市更準確的水價數據，用每個省份省會城市的工業水價代替。由于不同月份的水價可能不同，因此采用加權平均的方法處理。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)

水資源費和水資源費制度強度測度的基礎數據通過對各地物價局、財政廳和水利廳等網站進行拉網式搜索得到。在計算水資源費時，若省內各地區的水資源費不同，則對水資源費進行算術平均處理。地區信息化指數來源于《中國信息年鑒》。另外，穩健性檢驗時所引入的政府干預變量由財政支出與地區生產總值之比表示，其數據來源為《中國統計年鑒》。為剔除價格因素的影響，對相關變量進行了平減處理。人均地區生產總值采用GDP指數進行平減，工業增加值采用工業生產者出廠價格指數平減，水價和水資源費采用商品零售物價指數進行平減[27]。平減時統一以2000年為基期。相關變量的描述性統計如表1所示。

表1 數據的描述性統計

四、 實證考察

(一) 估計方法討論

1.內生性檢驗

工業用水需求方程、工業水價方程、工業地表水水資源費方程和工業地下水水資源費方程的構建假設終端水價和水資源費與工業用水之間存在相互影響關系,這需要分別檢驗方程(1)、(2)、(6)、(7)中ln water、ln price、ln sfee與ln gfee是否為內生變量。以檢驗方程(1)中ln price、ln sfee與ln gfee是否是內生變量為例，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，驗證ln price、ln sfee與ln gfee是否為內生變量。

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

2.模型的識別條件

由于工業用水需求、水價與水資源費存在內生性問題，普通的面板估計方法將不符合經典計量經濟學的假定，處理此問題的一個常見策略是使用聯立方程估計。聯立方程能夠進行估計的前提是模型參數可識別，這由秩條件與階條件決定。秩條件用來判斷結構方程是否可識別，而階條件用以判斷結構方程是恰好識別還是過度識別。假設聯立方程中的內生變量與先決變量的個數為G和K，第i個結構方程中包括的內生變量與先決變量的個數為Gi與Ki，秩條件要求每個結構方程中參數矩陣的秩等于G-1，階條件要求每個結構方程K-Ki大于等于Gi-1。當K-Ki與Gi-1相等時，結構方程恰好識別；當K-Ki大于Gi-1時，結構方程過度識別。由于本文模型的內生變量個數G為4，則G-1=3正好等于識別方程的秩個數，因此模型是可識別的。從階條件也可以看出，工業用水需求方程中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生性，不能采用普通最小二乘法；另一種是聯合估計法，也被稱作完整信息法，將整個聯立方程當作一個系統來估計，同時得到所有方程的參數估計量，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點，當模型設置正確時，三階段最小二乘法要比兩階段最小二乘法更有效率，但當模型設置不當時，可能會出現偏差。鑒于多個內生變量情形，本文以三階段最小二乘法為主要估計方法；作為穩健性檢驗，本文也給出了二階段最小二乘法的估計結果。此外，拉姆齊回歸設定誤差檢驗的原假設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)。經檢驗，所有方程的p值都大于0.1，即模型不存在遺漏變量。

(二) 回歸結果

1.水資源費對工業用水需求的影響

表2給出了工業用水需求方程、工業水價方程、工業地表水水資源費方程與工業地下水水資源費方程3sls的估計結果。

表2 水資源費對工業用水需求影響的3sls估計結果

注：*表示p<0.1,**表示p<0.05,***表示p<0.01；括號里是標準誤。下同。

先看工業地表水水資源費方程和工業地下水水資源費方程的估計結果。第一，工業用水需求都在1%的水平下正向影響工業地表水和地下水水資源費，符合理論預期。第二，地區人均水資源量與經濟發展水平同樣顯著影響水資源費，與預期相似。彈性分析表明，地區經濟發展水平對水資源費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與地下水水資源費的影響機制卻有所不同，人均水資源量對地表水水資源費的影響雖然為負，但并不顯著，而對地下水水資源費的影響卻十分顯著。出現這種結果可能與地方政府的政策導向有關，地下水超采所帶來的問題要比地表水嚴重得多，且政府對地下水進行了嚴格的總量控制。第三，地區水資源費制度顯著正向影響水資源費，這也與預期相符。水資源費制度越完善意味著政府越重視，相應的水資源費也越高。第四，地區虛擬變量的影響同樣符合理論預期，地區水資源越豐富，水資源費越低。與此同時，觀察缺水地區area3對地下水水資源費影響時可以發現，盡管其系數不顯著，但其符號已變正，這意味著地下水水資源費對地區水資源稀缺程度更敏感。

表2第3列為工業水價方程的估計結果。水務企業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。地區水資源稀缺程度也顯著影響水價。地區水資源越稀缺，水務企業的取水成本與機會成本都會上升，相應的水價也越高。另外，水庫容量與地區經濟發展水平對水價的影響并不顯著。

最后，重點考察工業用水需求方程。在眾多控制變量中，對工業用水需求影響最大的是工業增加值，這與已有研究和基本事實一致；其次是工業產業結構，即國有工業企業比重越大的地區的工業用水需求越大，這說明大部分地區的國有企業工業用水效率還處于較低水平；再次，工業發展規模也顯著影響工業用水需求，最優規模出現在工業增加值約占GDP的1/3時(最優規模為5.928/(2×9.595))。就解釋變量而言，與大多數研究結論一致，工業水價對降低用水需求有顯著影響，且彈性高達-1.479；地表水水資源費的彈性為-0.539，且在1%的水平下顯著，表明工業用水需求對水資源費非常敏感，以水資源費為核心的水價結構改革是合理的；地下水水資源費對工業用水需求同樣具有顯著影響，只不過呈正向影響，這意味著在省區市層面工業地表水與地下水確實存在替代關系。

表2表明工業用水需求與地表水水資源費負相關，此時地表水水資源費對地表水需求的作用要遠大于其對地下水需求的影響；同時，工業用水需求與地下水水資源費正相關，地下水水資源費對地表水需求的作用要遠大于其對地下水需求的影響。假說1得到驗證。該結論揭示了地表水在工業用水中的地位十分突出，因為地表水和地下水水資源費均作用于地表水需求。

2.水資源費占水價比重對工業用水需求的影響

提高水資源費對降低工業用水需求有積極的影響，那么水資源費占水價比重又會如何通過影響水資源費的彈性進而影響工業用水？這可以通過增加地表水和地下水水資源費分別與水價結構的交叉項的方式來驗證。記cross1=(ln sfee)×(sfee/price)，cross2=(ln gfee)×(gfee/price)。表3給出了具體的估計結果，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，可能是因為各省地表水水資源費占水價比值過低。在樣本區間內，30個省區市地表水水資源費與水價之比平均值為5%左右，有21個省區市小于平均值水平，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號無變動，回歸結果穩健。

表3表明工業用水需求與地表水水資源費負相關，地表水水資源費占比負向作用于工業用水需求但不顯著。因此，以地表水水資源費代替終端水價中的水資源費所形成的水價結構對工業用水需求的影響存在放大的可能。與此同時，工業用水需求與地下水水資源費正相關，而且地下水水資源費占比對工業用水需求具有顯著正向影響。因此，該情形下的水價結構放大了地下水水資源費對工業用水需求的影響，假說2的后半部分成立。

(三) 穩健性檢驗

本文采用以下兩種方法對模型的穩健性進行檢驗：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果(回歸系數的標準差略)，比照2sls與表2和表3的3sls估計結果可以發現，幾乎所有變量的正負號與顯著性都沒有發生變化，研究結果十分穩健。

表3 水資源費占水價比重對工業用水需求影響的3sls估計結果

表4 采用2sls估計的穩健性檢驗

續表4

與此同時，在影響工業用水需求的因素中，除了已有研究中所涉及的因素，政府干預或許也會影響工業用水需求，一般用財政支出與地區生產總值之比(gov)表示。地區的政府干預越大，意味著市場化程度越低，其資源的配置可能會被扭曲，一些高新技術的研發與引進將落后，進而降低資源的利用效率[42-43]。因此，政府干預越大，地區工業用水需求越大，預期符號為正。表5給出了具體的估計結果?？梢园l現，在水資源費模型中(表5第2列)，政府干預正向顯著影響工業用水需求，符合預期；在水資源費結構模型中(表5第6列)，政府干預變量不顯著，但其值仍然為正。其他變量的顯著性與正負號無明顯變化，結果依然穩健。

表5 加入政府干預變量的穩健性檢驗結果

續表5

五、 結論與政策啟示

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與用水需求之間的內生性問題后，基于2000—2013年間中國30個省區市的面板數據，通過聯立方程模型研究了我國工業水價的結構性問題，主要是水價的內部結構以及與每一部分水價相關聯的用水結構。研究表明：終端水價穩健且顯著負向作用于工業用水需求，提高工業水價能夠有效地減少工業用水需求；鑒于工業用水結構中自備用水比例遠高于自來水，調整水資源費或水資源費在終端水價中的比重或許更有效；地表水水資源費負向作用于工業用水需求,而地下水水資源費正向作用于工業用水需求，提高地表水水資源費是工業節水的一種有效途徑；以地表水水資源費和地下水水資源費代替終端水價中的水資源費所構造起來的水價結構放大了水資源費對工業用水需求的影響，降低地下水水資源費占終端水價的比重是工業節水的另一有效途徑；最后，水資源費制度強度對工業用水需求的影響顯著為負，在結構性分析框架下調節水資源費制度強度也是工業節水的重要思路。

第二，調結構更為重要。以地表水水資源費和地下水水資源費代替終端水價中的水資源費所構造起來的水價結構，包括地表水水資源費占終端水價比重和地下水水資源費占終端水價比重，放大了水資源費對工業用水需求的影響。在假說1和假說2所給定的分析框架中，水價結構放大或減少水資源費對工業用水需求的影響均有可能，然而實證研究表明現實中存在放大情形，尤其是在以地下水水資源費代替終端水價中的水資源費所構造的水價結構中。這主要有兩方面原因：一是地下水水資源費要遠高于地表水；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?；陲@著性水平的特征，工業節水的水價結構調整戰略主要有三：(1)降低地下水水資源費以減少工業地表水需求；(2)提高地下水水資源費以減少工業地下水需求；(3)通過減少地下水水資源費占終端水價的比重來減少工業自來水需求。水價結構調整戰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，推進水務集團改革。改革的關鍵在于明晰工程成本、污水處理費和水資源費的邊界及其相應成本和費用在終端水價中的比例。

第三，調結構比提價費更為迫切。綜合水資源費和水價結構對工業用水需求的影響，提高終端水價、提高地表水水資源費和減少地下水水資源費占終端水價的比重是實現工業節水的三大重要戰略舉措。然而，三大戰略舉措之間存在輕重緩急之分，這與工業用水結構密切相關。根據基本事實的描述，中國工業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政策和降低地下水水資源費占終端水價比重的結構調整政策，更為迫切。當然，改變中國工業用水結構或影響工業發展的其他外在因素也會影響工業節水戰略。工業水價結構性改革方案也將隨著工業化進程的深入而不斷調整。