胡繼連，趙　娜

(山東農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，山東 泰安 271018)

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農(nóng)村發(fā)展研究

水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”市場化運作研究
——基于山東聊城位山灌區(qū)的實證分析

胡繼連，趙娜

(山東農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，山東 泰安 271018)

我國的水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”絕大多數(shù)是通過政府行政手段單方面強制運作和實施的，在實踐中出現(xiàn)了諸如“平調(diào)”和“尋租”等眾多問題，降低了水資源的使用效率。論文以山東省聊城市位山灌區(qū)為例，深入農(nóng)戶及用水單位發(fā)放調(diào)查問卷，建立數(shù)據(jù)模型，分析節(jié)水農(nóng)戶對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”要求經(jīng)濟補償?shù)囊庠敢约胺寝r(nóng)用水部門支付水資源轉(zhuǎn)讓費的意愿和能力，考證水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”市場化運作的現(xiàn)實意愿，期望最終實現(xiàn)“市場為基礎(chǔ)，政府作補充”的水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”運作模式。在此基礎(chǔ)上，論文了解和掌握水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的運作規(guī)律，得出對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”體制優(yōu)化的多項建議，期望能夠落實市場機制在水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”中的基礎(chǔ)地位，實現(xiàn)市場化運作與政府機制良好配合的最優(yōu)狀態(tài)。

水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”；補償意愿與支付意愿；水權(quán)制度優(yōu)化

一、問題的提出

1997年以來，我國的水資源耗用結(jié)構(gòu)開始發(fā)生新的變化，城市生活用水、工業(yè)用水的總量和比重不斷增加*趙兵：《岷江上游流域水資源承載能力演變分析》，《貴州社會科學(xué)》，2015年第9期。，而農(nóng)業(yè)用水的數(shù)量和比重則日趨減少(1997年全國農(nóng)業(yè)用水量達到峰值4199億m3，占全國用水總量的比重為75.50%，以后逐年減少，至2014年農(nóng)業(yè)用水量還有3870億m3，占比63.50%*數(shù)據(jù)來源：2014中國水資源公報。)，我們把這種現(xiàn)象稱作為水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”(大量農(nóng)業(yè)用水不斷地離開農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)向非農(nóng)部門)。

我國的水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”具有明顯的政府平調(diào)特征，除少數(shù)實驗項目(如寧夏、內(nèi)蒙古的黃河水權(quán)轉(zhuǎn)換實驗)之外(在此實驗中，工業(yè)用水部門對農(nóng)業(yè)部門給予了一定的經(jīng)濟補償)，絕大多數(shù)其他情形均為政府平調(diào)，政府通過一紙文件便將原來的農(nóng)用水源改為非農(nóng)用水源，例如山東的雪野水庫、黃前水庫、青云山水庫及黃河聊城段位山灌區(qū)的部分農(nóng)業(yè)用水。水資源平調(diào)的原始依據(jù)可以從“一切水資源歸國家所有”的法律規(guī)定中去搜尋，但是，平調(diào)卻明顯地存在保障了非農(nóng)用水利益、忽視了農(nóng)業(yè)用水權(quán)益的嫌疑，同時還泯滅了各用水部門節(jié)約用水的內(nèi)在積極性。從農(nóng)業(yè)部門來說，節(jié)約用水的成就最終會被平調(diào)，為什么還要節(jié)約用水？從非農(nóng)部門來說，水資源可以無償平調(diào)而來，為什么要節(jié)約用水？另外，水資源的平調(diào)還造成了水管和用水部門的尋租，因為農(nóng)業(yè)用水的價格遠遠低于非農(nóng)用水，為什么不找機會將農(nóng)業(yè)用水轉(zhuǎn)化為非農(nóng)用水，從中賺取差價收益？

為了提高水資源在工農(nóng)業(yè)各部門之間的配置效率、促進全社會節(jié)約用水，同時也為了遏制水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”過程中的政治尋租，我們提出水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的市場化運作設(shè)想，主張引入市場機制規(guī)范水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”過程，其要點是：將水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”從“無償”變“有償”，從行政調(diào)撥變供需雙方的協(xié)商交易，從單方面照顧非農(nóng)用水利益到綜合兼顧全社會利益*陳靜慧，趙連閣：《水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”利益補償機制》，碩士論文，浙江工商大學(xué)，2008年。。

表1　位山灌區(qū)農(nóng)戶的水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”意識

二、水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”市場化運作的農(nóng)戶意愿分析

水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”市場化運作首先涉及轉(zhuǎn)出方農(nóng)戶的意愿，嚴(yán)格地說是受償意愿，具體涉及如下一些問題：農(nóng)戶如何看待水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”、是否要求補償、要求什么樣的補償和多少補償?shù)?。為了回答這些問題，我們通過問卷調(diào)查，在山東省聊城市位山灌區(qū)(引黃灌溉國家級大型灌區(qū))采集了樣本數(shù)據(jù)，并以這些數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”市場化運作的農(nóng)戶意愿進行分析。

(一)水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”農(nóng)戶意愿分析數(shù)據(jù)的來源與樣本特征

2013年6月至2015年6月，我們對山東位山灌區(qū)東阿縣、陽谷縣、東昌府區(qū)、荏平縣、冠縣、臨清市、高唐縣、開發(fā)區(qū)的農(nóng)戶進行入戶抽樣調(diào)查。研查采用簡單抽樣的方法進行，共發(fā)放問卷300份，回收300份，有效問卷290份，剔除十份問卷因問題回答不完全、受償意愿過于夸張而無效的問卷，樣本的有效率達96.7%。

從樣本的基本情況看，被調(diào)查者男性居多，占64.37%，女性占35.63%；被調(diào)查者中年齡最小的為28歲，最大的為57歲，平均年齡43.4歲；受教育程度多為高中，其次為初中及以下學(xué)歷者，大學(xué)及研究生學(xué)歷者很少；被調(diào)查者的家庭年收入在10000-20000元以上者居多，居于20000-30000元檔次的人數(shù)次之，有少量被調(diào)查者家庭年收入居于30000-50000元檔次。

(二)水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”農(nóng)戶受償意愿的描述性統(tǒng)計分析

1、農(nóng)戶對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的認識

調(diào)查發(fā)現(xiàn)，位山灌區(qū)的農(nóng)戶對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”現(xiàn)象及水權(quán)轉(zhuǎn)讓問題有一定的認識。在290份有效調(diào)查問卷中，有將近54.1%的被調(diào)查者表示對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的概念關(guān)注較多，其中還有17.9%的農(nóng)戶表示非常關(guān)注，只有18.7%的農(nóng)戶表示很少關(guān)注。在水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”對灌區(qū)農(nóng)田影響方面，有91.7%的農(nóng)戶認為灌溉用水受到擠占會對農(nóng)田的灌溉產(chǎn)生影響，其中還有38.9%的被調(diào)查者認為農(nóng)業(yè)用水的轉(zhuǎn)移與農(nóng)田灌溉之間息息相關(guān)。在水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”對灌區(qū)環(huán)境、農(nóng)戶生活的影響方面，認為有影響的被調(diào)查者分別占了85.9%和87.6%，其中認為二者息息相關(guān)的農(nóng)戶約占30%、35.9%。在此基礎(chǔ)上，有90%的被調(diào)查者認為對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”需要繼續(xù)加以限制，其中認為情況危急，治理任務(wù)緊迫的農(nóng)戶占了近32.1%。但在水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”概念知曉程度問題的調(diào)查上，大概有31.4%的農(nóng)戶沒有聽說過這一概念，只有18.6%的農(nóng)戶對此概念有所了解。具體認知項目與數(shù)據(jù)見表1。

表2　位山灌區(qū)農(nóng)戶對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”補償現(xiàn)狀的認識

表3　位山灌區(qū)農(nóng)戶水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的受償意愿

2、農(nóng)戶對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”補償現(xiàn)狀的認識

面對日益嚴(yán)重的農(nóng)業(yè)用水被轉(zhuǎn)移情況，農(nóng)民似乎并沒有收到明顯的補償，在調(diào)查中，有65.2%的被調(diào)查對象近年來沒有收到政府的節(jié)水補貼，在選擇偶爾收到的33.4%的農(nóng)戶中，有一些人也可能是因記憶模糊，將其與其他補貼混淆。因政府對農(nóng)戶的補償較為模糊，不少農(nóng)戶在政府發(fā)放節(jié)水補償?shù)男问絾栴}上，選擇了較為模糊的節(jié)水設(shè)施建設(shè)和節(jié)水技術(shù)傳授。在本次對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”補償現(xiàn)狀的調(diào)查中，有35.5%的被調(diào)查對象對現(xiàn)有的補償狀況不滿意，很不滿意的農(nóng)戶約占2.4%。具體認識項目與數(shù)據(jù)見表2。

3、農(nóng)戶對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的受償意愿

盡管接受調(diào)查的農(nóng)戶絕大多數(shù)都愿意在接受補償后將結(jié)余灌溉用水轉(zhuǎn)移給非農(nóng)用水部門，但在該由誰補償，即補償主體這一問題上有分歧。43.8%的被調(diào)查者認為應(yīng)由非農(nóng)用水單位承擔(dān)對農(nóng)戶的補償費用，有31.7%的被調(diào)查者認為應(yīng)由國家來承擔(dān)，還有24.5%的農(nóng)戶認為應(yīng)由受益單位所在的地區(qū)政府負擔(dān)這項費用。在水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的補償方式問題上，有43.1%的農(nóng)戶愿意接受貨幣現(xiàn)金形式的補償，31.7%的農(nóng)戶愿意接受節(jié)水工程投資形式的補償，只有25.2%的被調(diào)查者愿意接受節(jié)水技術(shù)普及方式補償。我們分析，大多數(shù)農(nóng)戶愿意接受計算更為方便，方式更為直接的貨幣現(xiàn)金補償方式，其次是節(jié)水效果更為直觀的節(jié)水工程投資補償。在水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”補償費用問題上，有88.3%的被調(diào)查者認為向非農(nóng)用水部門進行水權(quán)轉(zhuǎn)移的補償金額不應(yīng)低于政府向非農(nóng)業(yè)供水的價格，其中有53.1%的農(nóng)戶認為補償金額應(yīng)該略高于政府向非農(nóng)業(yè)供水的價格。聊城市現(xiàn)行的工業(yè)用水水價為3.5元/m3，如果農(nóng)業(yè)灌溉用水向工業(yè)部門轉(zhuǎn)移，農(nóng)戶所期望得到的受償費用問題上，有53.1%的村民選擇了900-1700元/噸人民幣，24.5%的村民選擇了1800元/噸以上，還有22.4%的村民選擇了0-800元/噸。聊城市現(xiàn)行的商業(yè)用水水價為4.68元/m3，如果農(nóng)業(yè)灌溉用水向商業(yè)部門轉(zhuǎn)移，農(nóng)戶所期望得到的受償費用問題，50.7%的農(nóng)戶選擇了1900-3700元/噸，29%的農(nóng)戶選擇了3800元/噸以上，20.3%的農(nóng)戶選擇了0-1800元/噸。具體情況見表3。

(三)水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”農(nóng)戶受償意愿的多目標(biāo)回歸分析

1、農(nóng)戶受償意愿分析理論模型及參數(shù)估計

為了更深入地了解山東省聊城市位山灌區(qū)村民對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的受償意愿及其影響因素，本文進一步將被調(diào)查者的水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”意識、補償主體、受償費用、對補償現(xiàn)狀的滿意度與其個人特征因素(包括被調(diào)查者的性別、年齡、受教育程度、家庭年收入等等)建立多目標(biāo)分析模型。表4是對所選取的影響因素的變量定義。

表4　農(nóng)戶受償意愿分析的變量定義及相關(guān)解釋

分別以農(nóng)業(yè)用水轉(zhuǎn)移到工業(yè)部門時，被調(diào)查者的預(yù)期受償金額Y1作為被解釋變量，以農(nóng)業(yè)用水轉(zhuǎn)移到商業(yè)部門時，被調(diào)查者的預(yù)期受償數(shù)額Y2作為被解釋變量，以被調(diào)查者愿意接受的水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”補償方式Y(jié)3作為解釋變量；以被調(diào)查者的年齡、性別、受教育程度、家庭勞動力的平均年齡、家庭勞動力的最高文化水平、家庭年收入、家庭收入主要來源、家庭常住人口數(shù)、家庭外出打工人口數(shù)、戶主是否擔(dān)任過村干部、是否有家庭成員在政府部門工作、家庭耕地面積和家庭土地利用情況為解釋變量，建立多目標(biāo)分析模型如下：

2、水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”農(nóng)戶受償意愿的回歸分析

(1)水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”農(nóng)戶受償數(shù)額回歸分析

表5　水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”農(nóng)戶受償數(shù)額方差分析表

表6　水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”農(nóng)戶受償數(shù)額回歸系數(shù)及檢驗結(jié)果

回歸分析的第一步將農(nóng)業(yè)用水轉(zhuǎn)移到工業(yè)部門時，被調(diào)查者的預(yù)期受償金額作為模型因變量，以被調(diào)查者的年齡、性別、受教育程度、家庭勞動力的平均年齡、家庭勞動力的最高文化水平、家庭年收入、家庭收入主要來源、家庭常住人口數(shù)、家庭外出打工人口數(shù)、戶主是否擔(dān)任過村干部、是否有家庭成員在政府部門工作、家庭耕地面積和家庭土地利用情況為自變量，利用SPSS16.0軟件進行回歸分析。由于本章探討的是村民預(yù)期受償金額與自變量之間的相關(guān)關(guān)系，因此，我們作出如下假設(shè)：村民預(yù)期受償金額與以上20個自變量之間均存在著相關(guān)性。如果該假設(shè)不成立，將會剔除那些不存在相關(guān)性的變量因素；如果假設(shè)成立，則可以據(jù)此建立相應(yīng)的回歸方程?；貧w結(jié)果如下：R=0.913a，R2=0.877，調(diào)整的R2=0.871，估計標(biāo)準(zhǔn)差為0.43517。模型回歸結(jié)果說明，農(nóng)戶對水資源由農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)向工業(yè)所期望得到受償金額的大小變動在87%的程度上都可以由該模型解釋，且模型樣本值較為穩(wěn)定，本次回歸分析達到了理想的效果。對該回歸模型的方差分析見表5，其回歸系數(shù)及顯著性檢驗結(jié)果見表6。

從表5中數(shù)據(jù)我們可以看出，對該回歸模型整體顯著性檢驗的F統(tǒng)計量為502.433，Sig值為0，小于0.05，這說明樣本的平均值在大于95%的幾率上存在差異，因此該模型具有顯著的統(tǒng)計意義。

通過表6的分析結(jié)果我們可以看出，常數(shù)項的p值為0.001，X6、X7、X16和X18的p值均為0，X3、X10、X20的p值分別為0.005、0.004和0.005，這說明常數(shù)項、X6、X7、X16、X18、X3、X10和X20在0.01的顯著性水平下通過了t檢驗，且各個變量的回歸系數(shù)分別為0.735、-0.276、-0.611、-0.315、0.038，變量X12的p值為0.023，其在0.05的顯著性水平下通過了t檢驗，其回歸系數(shù)為0.083，也就是說，農(nóng)戶的家庭年收入、戶主受教育程度、家庭收入的主要來源、家庭耕地面積、戶主是否擔(dān)任過村干部、所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)是否有水資源管理組織、對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”現(xiàn)象的關(guān)注程度以及對現(xiàn)有補償狀況的滿意程度每變動一個單位就會分別使得農(nóng)戶水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”所愿意接受的補償金額有0.735、0.276、0.611、0.315、0.038、0.083的變動。在本次回歸分析中，其他變量的p值均超過了0.05，未能通過顯著性檢驗，基本可以斷定，這些變量對因變量Y1沒有顯著的影響，因此可以將這些因素剔除。

至此，農(nóng)戶水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”所愿意接受的補償金額與相關(guān)自變量之間的相關(guān)關(guān)系便可以建立起來了。經(jīng)過以上分析，農(nóng)戶水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”所愿意接受的補償金額與農(nóng)戶的家庭年收入、戶主受教育程度、家庭收入的主要來源、家庭耕地面積、戶主是否擔(dān)任過村干部、所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)是否有水資源管理組織、農(nóng)戶對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”現(xiàn)象的關(guān)注程度以及農(nóng)戶對現(xiàn)有補償狀況的滿意程度之間有顯著的相關(guān)關(guān)系，回歸方程可以表示為：

表7　水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”農(nóng)戶受償方式方差分析表

表8　水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”農(nóng)戶受償方式回歸系數(shù)及檢驗結(jié)果

Y1=-0.372X3-0.576X6-0.611X7-0.101X10+0.283X12-0.315X16

+0.238X18-0.437X20+0.735

Y1表示農(nóng)業(yè)用水向工業(yè)用水轉(zhuǎn)移時，農(nóng)戶水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”所愿意接受的補償金額，X3表示被調(diào)查者的受教育程度，X6表示被調(diào)查者的家庭年收入，X7表示被調(diào)查者家庭收入的主要來源，X10表示戶主是否擔(dān)任過村干部，X12表示被調(diào)查者的家庭耕地面積，X16表示被調(diào)查者所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)是否有水資源管理組織，X18表示被調(diào)查者對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”現(xiàn)象的關(guān)注程度，X20表示被調(diào)查者對現(xiàn)有補償狀況是否滿意。參照因變量Y1的回歸分析具體步驟，我們可以得到因變量Y2的回歸方程：

Y2=-0.264X3-0.731X6-0.541X7-0.219X10+0.115X12-0.334X16

+0.413X18-0.392X20+1.329

Y2表示農(nóng)業(yè)用水向商業(yè)用水轉(zhuǎn)移時，農(nóng)戶水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”所愿意接受的補償金額，X3表示被調(diào)查者的受教育程度，X6表示被調(diào)查者的家庭年收入，X7表示被調(diào)查者家庭收入的主要來源，X10表示戶主是否擔(dān)任過村干部，X12表示被調(diào)查者的家庭耕地面積，X16表示被調(diào)查者所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)是否有水資源管理組織，X18表示被調(diào)查者對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”現(xiàn)象的關(guān)注程度，X20表示被調(diào)查者對現(xiàn)有補償狀況是否滿意。

(2)水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”農(nóng)戶受償方式回歸分析

本次回歸分析以被調(diào)查者對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的預(yù)期受償方式作為模型因變量，仍以被調(diào)查者的年齡、性別、受教育程度、家庭勞動力的平均年齡、家庭勞動力的最高文化水平、家庭年收入、家庭收入主要來源、戶主是否擔(dān)任過村干部、家庭耕地面積為自變量，利用SPSS16.0軟件進行回歸分析。本文做出如下假設(shè)：被調(diào)查者對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的預(yù)期受償方式與以上20個自變量之間均存在相關(guān)性。如果假設(shè)不成立，將剔除出這些因素；如果假設(shè)成立，則建立相應(yīng)的回歸方程?；貧w結(jié)果如下：R=0.963a，R2=0.957，調(diào)整的R2=0.951，估計標(biāo)準(zhǔn)差為0.31274。模型回歸結(jié)果說明，農(nóng)戶對水資源由農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)向工業(yè)所期望得到補償?shù)姆绞阶兓?5%的程度上都可以由該模型解釋，模型樣本值較為穩(wěn)定，本次回歸分析達到了理想的效果。對該回歸模型的方差分析見表7，其回歸系數(shù)及顯著性檢驗結(jié)果見表8。

從表7數(shù)據(jù)我們可以看出，對該回歸模型整體顯著性檢驗的F統(tǒng)計量為437.191，Sig值為0，小于0.05，這說明樣本的平均值在大于95%的幾率上存在差異，因此該模型具有顯著的統(tǒng)計意義。

通過表8的回歸分析結(jié)果我們可以看出，常數(shù)項、X3和X12的p值均為0，X10、X18的p值分別為0.003和0.005，這說明常數(shù)項、X3、X10、X12、X18在0.01的顯著性水平下通過了t檢驗，且各個變量的回歸系數(shù)分別為0.592、0.256、0.174、0.247和0.114，變量X5、X20的p值為0.025和0.036，在0.05的顯著性水平下通過了t檢驗，且回歸系數(shù)分別為0.072和0.083，也就是說，農(nóng)戶戶主受教育程度、家庭勞動力的平均年齡、戶主是否擔(dān)任過村干部、家庭耕地面積、對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”現(xiàn)象的關(guān)注程度以及對現(xiàn)有補償狀況的滿意程度每變動一個單位就會分別使得農(nóng)戶對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”補償方式有0.256、0.174、0.114、0.072和0.083單位的變動可能。在本次回歸分析中，其他變量的p值均超過了0.05，未能通過顯著性檢驗，基本可以斷定，這些變量對因變量Y3沒有顯著的影響，因此可以將這些因素剔除。

至此，農(nóng)戶水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”所愿意接受的補償方式與相關(guān)自變量之間的相關(guān)關(guān)系便可以建立起來了。經(jīng)過以上分析，農(nóng)戶水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”所愿意接受的補償方式與農(nóng)戶戶主受教育程度、家庭勞動力的平均年齡、戶主是否擔(dān)任過村干部、家庭耕地面積、對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”現(xiàn)象的關(guān)注程度以及對現(xiàn)有補償狀況的滿意程度之間有顯著的相關(guān)關(guān)系，回歸方程可以表示為：

Y3=0.256X3+0.072X5+0.174X10+0.247X12+0.114X18-0.083X20+0.592

Y3表示農(nóng)戶水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”所愿意接受的補償方式，X3表示被調(diào)查者的受教育程度，X5表示被調(diào)查者的家庭最高文化程度，X10表示戶主是否擔(dān)任過村干部，X12表示被調(diào)查者的家庭耕地面積，X18表示被調(diào)查者對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”現(xiàn)象的關(guān)注程度，X20表示被調(diào)查者對現(xiàn)有補償狀況的滿意度。

到這里，本文通過三步回歸分析對所建立的多目標(biāo)分析模型進行了分析，分析結(jié)果分別建立了各個目標(biāo)的回歸方程。因此，將各個目標(biāo)的回歸方程進行聯(lián)立則求出了多目標(biāo)分析方程。多目標(biāo)分析方程可以表示為：

其中，Y1表示農(nóng)業(yè)用水向工業(yè)用水轉(zhuǎn)移時，農(nóng)戶水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”所愿意接受的補償金額，X3表示被調(diào)查者的受教育程度，X5表示被調(diào)查者的家庭最高文化程度，X6表示被調(diào)查者的家庭年收入，X7表示被調(diào)查者家庭收入的主要來源，X10表示戶主是否擔(dān)任過村干部，X12表示被調(diào)查者的家庭耕地面積，X16表示被調(diào)查者所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)是否有水資源管理組織，X18表示被調(diào)查者對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”現(xiàn)象的關(guān)注程度，X20表示被調(diào)查者對現(xiàn)有補償狀況是否滿意。

(3)水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”農(nóng)戶受償數(shù)額與受償方式回歸分析的基本結(jié)論

第一，受教育程度對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”受償數(shù)額、受償方式的影響重大。從模型回歸分析結(jié)果可以看出，灌區(qū)村民受教育程度的高低對其水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的受償數(shù)額有較為顯著的影響，通過了1%水平的顯著性檢驗，且系數(shù)為負，說明在其他條件不變的情況下，灌區(qū)村民受教育程度越高，其對農(nóng)業(yè)灌溉用水轉(zhuǎn)移給非農(nóng)單位的補償要求越低。灌區(qū)村民受教育程度的高低對補償方式及補償主體也有極為重要的影響，通過了1%水平的顯著性檢驗，且系數(shù)為正，說明在其他條件不變的情況下，灌區(qū)村民受教育程度越高，越愿意接受節(jié)水設(shè)施投資、節(jié)水技術(shù)普及這類具有更加長遠意義的補償方式，并且更傾向于脫離國家政府，將補償主體具體到具體的受益用水主體，而文化程度低的村民則更加看重眼前的貨幣補償，且對國家政府有更強的依賴。

第二，收入因素對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”受償數(shù)額、受償方式的影響重要。從模型回歸結(jié)果可以看出，村民家庭年收入水平與其補償數(shù)額有極為重要的影響，通過了1%水平的顯著性檢驗，且其系數(shù)為負，說明，村民家庭年收入水平越高，其對農(nóng)業(yè)灌溉用水轉(zhuǎn)移給非農(nóng)單位的補償要求越低。灌區(qū)村民家庭年收入的高低對補償方式及補償主體也有較為顯著的影響，通過了10%水平的顯著性檢驗，且其系數(shù)為正，說明在其他條件不變的情況下，灌區(qū)村民家庭收入越高，越愿意接受節(jié)水設(shè)施投資、節(jié)水技術(shù)普及這類具有更加長遠意義的補償方式，并且更傾向于脫離國家政府，將補償主體具體到具體的受益用水主體，而家庭收入較低的村民更加看重眼前的貨幣補償，對國家政府有更強的依賴。

第三，性別因素和年齡因素對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”受償意愿的影響不明顯。從農(nóng)戶受償意愿的調(diào)查問卷來看，年齡因素X1與被解釋變量意愿受償金額之間呈現(xiàn)弱正相關(guān)性，性別因素X2與被解釋變量意愿受償金額之間呈現(xiàn)弱負相關(guān)性，但是從上述模型的統(tǒng)計檢驗指標(biāo)來看，性別因素和年齡因素的統(tǒng)計檢驗值并不顯著，這說明我們無法在統(tǒng)計意義上找出灌區(qū)村民的性別和年齡對其水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”補償金額、補償方式及補償主體認識的影響。

表9　非農(nóng)用水單位的水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”補償意識

三、水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”市場化運作的非農(nóng)用水部門意愿分析

水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”市場化運作還要涉及轉(zhuǎn)入方非農(nóng)用水部門(單位)的意愿，嚴(yán)格地說是補償意愿，具體涉及如下一些問題：非農(nóng)用水部門(單位)如何看待水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”、是否愿意補償、接受什么樣的補償和多少補償?shù)取榱嘶卮疬@些問題，我們通過問卷調(diào)查，同樣在山東省聊城市位山灌區(qū)(引黃灌溉國家級大型灌區(qū))采集了樣本數(shù)據(jù)，并以這些數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”市場化運作的非農(nóng)用水部門(單位)意愿進行分析。

(一)非農(nóng)用水部門(單位)意愿分析數(shù)據(jù)的來源與樣本特征

對于水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”市場化運作非農(nóng)用水部門補償意愿的問卷調(diào)查同樣于2013年6月至2015年6月在位山灌區(qū)東阿縣、陽谷縣、東昌府區(qū)、荏平縣、冠縣、臨清市、高唐縣、開發(fā)區(qū)五縣一市二區(qū)的非農(nóng)用水單位進行，共發(fā)放問卷150份，回收150份，有效問卷145份，剔除五份問卷因問題回答不完全、支付意愿過于夸張而無效的問卷，樣本的有效率同樣為96.7%。

從樣本的基本情況看，在被調(diào)查的單位中，批發(fā)零售業(yè)居多，占了總比的33.2%，隨后是機械加工業(yè)，占26.4%，紡織加工業(yè)占比18.1%。被調(diào)查單位中多為勞動密集型企業(yè)，在批發(fā)零售業(yè)和紡織加工業(yè)中，其職工數(shù)量多為300人—600人及600人以上的規(guī)模，機械加工業(yè)的職工數(shù)量略少；在企業(yè)性質(zhì)方面，民營企業(yè)占了73.3%，其次是國有獨資企業(yè)和國有控股企業(yè)，如聊城電廠、聊城自來水公司和聊城東阿阿膠股份有限公司。

(二)非農(nóng)用水部門補償意愿的描述性統(tǒng)計分析

通過問卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)，聊城市非農(nóng)用水單位對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”現(xiàn)象及水權(quán)轉(zhuǎn)讓的補償問題的認識較低。在145份有效調(diào)查問卷中，僅有將近39.3%的被調(diào)查單位表示對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的概念關(guān)注較多，其中表示非常關(guān)注的單位只有9%，而有16.6%的單位表示很少關(guān)注。在水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的影響方面，我們可以看出，被調(diào)查單位認為水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”對單個企業(yè)、城市觀光旅游以及非農(nóng)業(yè)發(fā)展都有或大或小不同程度的影響，這表明被調(diào)查的非農(nóng)用水單位基本認可了水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”對該地區(qū)社會經(jīng)濟發(fā)展的推動作用。但我們還發(fā)現(xiàn)，當(dāng)問到水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”概念知曉程度時，只有17.9%的被調(diào)查單位對其有所了解，由此可見，被調(diào)查單位對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的認識程度有待提高。具體認知項目于數(shù)據(jù)見表9。

(三)非農(nóng)用水部門補償意愿的回歸分析

為了更深入地了解山東省聊城市位山灌區(qū)非農(nóng)用水單位對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的補償意愿及支付水平，本文進一步將被調(diào)查單位的補償意愿與其特征因素(包括被調(diào)查單位的性質(zhì)、發(fā)展階段、行業(yè)、職工規(guī)模)進行回歸分析。以被解釋變量Y表示灌區(qū)非農(nóng)用水單位水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的補償意愿，將“不愿意”賦值為0，將“愿意”賦值為1。以被解釋變量Y1表示工業(yè)用水單位水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”補償?shù)闹Ц端?，其取值以政府向農(nóng)業(yè)供水價格與非農(nóng)業(yè)供水的價格差為區(qū)間，從0—1800元共分3檔，檔間距離為800元。表10是對所選取的影響因素的變量定義。

表10　非農(nóng)用水部門補償意愿變量定義及相關(guān)解釋

由于用水單位對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的補償意愿Y是一個二元取值變量，本文選擇建立Logit回歸模型來分析它與影響因素間的關(guān)系。以愿意補償?shù)臋C率(pi)與不愿意補償?shù)臋C率比的對數(shù)為被解釋變量z：

由此建立Logit回歸方程為：

z=α0+α1x1+α2x2+α3x3+α4x4+α5x5+μ

在此公式中，α0為常數(shù)項，α1、α2、α3及α4為所求Logit方程的回歸系數(shù)，μ為隨機誤差項。以被調(diào)查工業(yè)用水單位的水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”補償支付數(shù)額Y1作為被解釋變量，以被調(diào)查單位的職工規(guī)模、企業(yè)性質(zhì)、發(fā)展階段、所屬行業(yè)以及對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的關(guān)注程度為解釋變量，建立如下線性回歸模型：

Y1=β0+β1x1+β2x2+β3x3+β4x4+β5x5+μ

以調(diào)查問卷的數(shù)據(jù)為樣本，利用Eviews6.0軟件對上述兩個模型進行參數(shù)估計，結(jié)果如表11所示。在Logit回歸模型中，被調(diào)查單位對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的關(guān)注程度這一因素對其補償支付意愿影響顯著，通過了1%的顯著性檢驗，其次為被調(diào)查單位所處的發(fā)展階段，這一因素對其補償支付意愿的影響較為顯著，通過了10%的顯著性檢驗，而其他自變量因素對補償支付意愿影響均不顯著。在線性回歸模型中，其線性擬合程度F檢驗值達到18.37，整體檢驗較為顯著。觀察模型中各變量的顯著程度，其檢測結(jié)果與Logit回歸模型基本一致。

表11　非農(nóng)用水部門補償意愿回歸系數(shù)及顯著性結(jié)果

注：***、**和*分別表示通過1%、5%和10%水平的顯著性檢驗。

通過以上回歸分析，對于水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”非農(nóng)用水部門(單位)補償意愿和支付水平可以得出以下基本結(jié)論：

第一，非農(nóng)用水單位的水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”意識及補償意識有待提高。從問卷調(diào)查結(jié)果來看，山東聊城市的非農(nóng)用水單位的水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”意識雖然已有一定水平，但真正關(guān)注這一問題的企業(yè)負責(zé)人仍然較少；在水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”問題日益嚴(yán)重的今天，仍有大部分企業(yè)負責(zé)人認為水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”與自身企業(yè)發(fā)展、城市環(huán)境之間關(guān)系不大；在對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”這一概念的認識上，絕大多數(shù)被調(diào)查者并不了解其內(nèi)容及影響。這些都說明，位山灌區(qū)非農(nóng)用水單位的水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”意識還需加強，企業(yè)負責(zé)人對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的補償意識、支付意愿還有待提高。

第二，公平合理地制定水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的補償支付標(biāo)準(zhǔn)。隨著社會水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”現(xiàn)象的日益嚴(yán)重，水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”過程中對節(jié)水農(nóng)戶的補償勢在必行。目前，我國不僅對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的進程缺乏有效的監(jiān)管機制，對其補償方式、補償標(biāo)準(zhǔn)更是從未涉及*胡繼連，葛顏祥：《黃河水資源的分配模式與協(xié)調(diào)機制》，《管理世界》，2004年第8期。。從調(diào)查問卷的分析得知，非農(nóng)用水單位不愿意對節(jié)水用戶給予賠償，除了企業(yè)自身效益的限制及認為應(yīng)由國家補償以外，還有部分不愿意支付補償?shù)钠髽I(yè)負責(zé)人質(zhì)疑資金的流向，擔(dān)心這筆補償資金透明度低，無法真正落實到節(jié)水農(nóng)戶的手中。因此，在制定水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的補償標(biāo)準(zhǔn)時，需要綜合考慮灌區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、非農(nóng)用水單位的文化素質(zhì)和經(jīng)濟收益，對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的補償資金做好監(jiān)管工作，提高項目運作和資金使用的透明度*黃紅光，戎麗麗，胡繼連：《水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的市場調(diào)節(jié)研究》，《中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃》，2012年第2期。。

第三，水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的補償應(yīng)以市場為主體，政府宏觀調(diào)控。水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的補償方式分為政府間接補償和市場直接補償兩種，政府補償是國家或上一級政府利用財政轉(zhuǎn)移支付等形式對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的供給者，即節(jié)水農(nóng)戶的補償，市場補償是水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的受益者，即非農(nóng)用水單位對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”供給者的補償*姜東暉，胡繼連：《對水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”現(xiàn)象的經(jīng)濟學(xué)分析》，《中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃》，2008年第3期。。從調(diào)查結(jié)果來看，山東省位山灌區(qū)的非農(nóng)用水單位對節(jié)水農(nóng)戶的補償意愿較低、支付力度較弱，僅僅依靠這種市場補償難以調(diào)動灌區(qū)農(nóng)戶及非農(nóng)用水單位的節(jié)水積極性。因此在現(xiàn)階段水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的補償離不開政府的宏觀指引。水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的補償方式可以分為貨幣補償、節(jié)水工程投資補償和節(jié)水技術(shù)普及補償。從調(diào)查問卷的分析來看，無論是灌區(qū)農(nóng)戶，還是非農(nóng)用水單位，其都更愿意選擇貨幣補償這一更為簡便的方式。但從長遠來看，鼓勵其使用先進的農(nóng)田灌溉節(jié)水設(shè)備，在農(nóng)村普及農(nóng)田節(jié)水科技知識將會對灌區(qū)農(nóng)戶的節(jié)水積極性的提高有更好的效果。因此，在市場自發(fā)形成的補償意愿下，如何為水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”提供更加有效的發(fā)展動力，如何為灌區(qū)農(nóng)戶和非農(nóng)用水單位制定更有效的節(jié)水激勵機制，仍需要政府宏觀層面的指導(dǎo)與協(xié)調(diào)。

四、水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”市場化運作的水權(quán)制度優(yōu)化

水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”市場化運作一方面要認真分析和參考上述關(guān)于農(nóng)戶和非農(nóng)用水部門(單位)受償、補償意愿的調(diào)研分析結(jié)論，同時還要對相關(guān)的水權(quán)制度進行必要的改革優(yōu)化*姜東暉，靳雪，胡繼連：《農(nóng)用水權(quán)的市場化流轉(zhuǎn)及其應(yīng)用策略研究》，《農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題》，2011年第12期。。

(一)水權(quán)與水市場制度體系的優(yōu)化的框架結(jié)構(gòu)

理論和實踐都已證明水權(quán)交易制度體系對提高節(jié)水意識、規(guī)范用水行為能起到促進作用，因此從兩個層面(法律條例層面和具體操作細則層面)四大系統(tǒng)上推進水權(quán)交易制度的健全與完善(見圖1)。

(二)水資源所有權(quán)制度體系的優(yōu)化

在水資源所有權(quán)的制度建設(shè)方面，需要從以下幾個方面進一步改善：(1)完善《民法》《水法》等法律對水權(quán)、水權(quán)制度、水權(quán)運營及其制度的確認和保障，確?！斗篮榉ā贰端帘３址ā贰端廴痉乐畏ā返你暯优c配套，確立《水法》的核心地位，形成以《水法》為核心，其他各部法律法規(guī)互相協(xié)調(diào)的水資源法律體系，為國家在宏觀層面上對水資源進行有效的監(jiān)管和保護奠定堅實的法律基礎(chǔ)*劉杰，姜文來，任天志：《農(nóng)業(yè)用水使用權(quán)轉(zhuǎn)讓補償機制初步探討》，《水問題論壇》，2002年第2期。。(2)建立和完善水資源的綜合規(guī)劃。根據(jù)全國社會經(jīng)濟的發(fā)展規(guī)劃，結(jié)合各地區(qū)水資源的供求狀況，政府以此為依據(jù)制定水資源的開發(fā)利用規(guī)劃和保護規(guī)劃，編制短期、中長期的水資源開發(fā)利用規(guī)劃。(3)建立健全流域水資源分配的協(xié)商機制。這一機制的建立要使得流域內(nèi)各利益主體平等公平的參與水資源的分配，建立基于平等參與的全流域地方政治民主協(xié)商制度。由流域地方政府代表用水戶的利益，在流域上下游之間建立協(xié)商機制，盡可能通過協(xié)商的方式和其他地方政府之間建立起一種組織成本較低的交易機制。

圖1　中國水權(quán)水市場制度體系的基本構(gòu)造

(三)水資源使用權(quán)制度體系的優(yōu)化

在水資源使用權(quán)的制度建設(shè)方面，需要從以下幾個方面重點加以建設(shè)：(1)建立用水總量宏觀控制指標(biāo)體系。依據(jù)全國、各流域和各行政區(qū)域的可利用水資源量，由國務(wù)院水行政機關(guān)和流域機構(gòu)組成的水量分配機構(gòu)定額核定區(qū)域用水總量，在綜合平衡的基礎(chǔ)上制定水資源宏觀控制指標(biāo)，向各省級區(qū)域和主要用水行業(yè)進行總水量分配。進而各行政區(qū)域依據(jù)自己的管理權(quán)限向下一級行政區(qū)域分配水量，各個區(qū)域負責(zé)向該區(qū)域的用水戶配置水資源?？傊獙崿F(xiàn)區(qū)域配置的水資源總量不超過區(qū)域的宏觀控制指標(biāo)，流域內(nèi)區(qū)域配置的水資源總量不超過流域的宏觀控制指標(biāo)。(2)建立用水定額指標(biāo)體系。根據(jù)具體的經(jīng)濟發(fā)展情況及相應(yīng)的水權(quán)理論來核算各地區(qū)、各行業(yè)、各類用水戶的用水總量，制定用水限額，科學(xué)分配水資源。(3)建立健全取水許可制度。制定取水許可監(jiān)督管理方法，使他們能夠通過法定程序獲得許可水權(quán)，并對取得取水許可的單位和個人進行監(jiān)督管理，包括其使用目的、水質(zhì)等方面。(4)建立水權(quán)的登記及管理信息系統(tǒng)。為了防止水權(quán)交易對第三方和環(huán)境造成的損失，國家對用水戶的初始水權(quán)和許可水權(quán)進行登記和確認，不僅有利于國家適時且合理地引導(dǎo)水權(quán)的交易，更有助于保證初始水權(quán)和許可水權(quán)的基本穩(wěn)定。對于在灌區(qū)內(nèi)部、灌區(qū)之間、農(nóng)民用水協(xié)會內(nèi)部及之間，或者在交易前后不改變水資源用途的水權(quán)交易可以免去登記手續(xù)，由灌區(qū)或用水者協(xié)會自己監(jiān)管。

(四)可交易水權(quán)制度體系的優(yōu)化

在可交易水權(quán)的界定和管理方面，主要需要從以下幾個方面重點加以創(chuàng)新：(1)制訂水權(quán)流轉(zhuǎn)管理條例，包括對水權(quán)轉(zhuǎn)讓資格審定、水權(quán)轉(zhuǎn)讓的程序及審批、水權(quán)轉(zhuǎn)讓的公告制度、水權(quán)轉(zhuǎn)讓的利益補償機制的規(guī)定，更具體的包括不同類別水權(quán)的范圍、轉(zhuǎn)讓條件和程序、內(nèi)容、方式、期限、水權(quán)計量方法等方面的規(guī)定。(2)制訂水權(quán)價格管理條例，在水權(quán)交易的具體操作中，由水權(quán)交易雙方自主確定水權(quán)轉(zhuǎn)讓價格，政府不予干預(yù)。(3)建立水權(quán)轉(zhuǎn)讓協(xié)商制度。水權(quán)轉(zhuǎn)讓是水權(quán)持有者之間的一種市場行為，需要建立政府主導(dǎo)下的民主協(xié)商機制。政府是水權(quán)轉(zhuǎn)讓的監(jiān)管者。(4)制訂水權(quán)交易的中介服務(wù)條例，培育諸如水權(quán)咨詢服務(wù)公司等水權(quán)交易中介組織。

(五)水權(quán)市場制度體系的優(yōu)化

水市場是通過市場交換取得水權(quán)的機制或場所，我國的水市場發(fā)育尚不成熟，仍需要一定的政策及相應(yīng)法律法規(guī)的支持、約束和規(guī)范。在水市場制度建設(shè)方面，需要從以下幾個重要方面進行完善：(1)國家需要建立并完善水權(quán)交易的相關(guān)法律制度。所謂的水權(quán)出讓法律體系的完善，是指在《水法》和相關(guān)涉水法律的框架下，結(jié)合水資源綜合利用規(guī)劃，對水權(quán)交易的范圍、程序、依據(jù)、用途、方法和法律責(zé)任給予明確的界定，以確保國有水權(quán)的出讓可以遵循和參照清晰的法律條例。只有擁有規(guī)范的一級水權(quán)市場，才能確保水權(quán)市場的運行不會危害公共利益，從而真正發(fā)揮市場調(diào)節(jié)在配置水資源中的積極作用，維護水資源的可持續(xù)發(fā)展*祁翔：《水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的影響及補償措施的建議——基于浙江省的研究》，《現(xiàn)代經(jīng)濟信息》，2009年第22期。。(2)建立并完善可交易水權(quán)審批和評估的相關(guān)法律制度。規(guī)范的水權(quán)交易審批程序，完善發(fā)展的二級水權(quán)交易市場，必須對可交易水權(quán)的權(quán)屬性質(zhì)、交易范圍和交易規(guī)模有明確規(guī)定，對權(quán)限的審批要有完善的法律規(guī)章進行制約。對可交易水權(quán)的審批和評估包括兩方面，一是對申請者交易申報和水權(quán)獲得的規(guī)范；二是對相關(guān)部門審批行為及評估行為的規(guī)范，以確保水權(quán)交易行為的審批具有可信度*唐曲，姜文來：《水權(quán)轉(zhuǎn)讓的條件分析——以農(nóng)業(yè)水權(quán)向工業(yè)水權(quán)轉(zhuǎn)讓為例》，《中國農(nóng)村水利水電》，2008年第9期。。(3)完善水權(quán)交易市場的相關(guān)法律法規(guī)。同一般的商品金融市場相比，水權(quán)交易市場雖然可以部分的參照其運作方式，但又與那些市場存在著較大的差別。在水權(quán)交易市場的建設(shè)過程中，首先就是要建立起能夠規(guī)范市場行為和維持市場秩序的具有法律效力的水權(quán)水市場交易規(guī)則*王學(xué)淵，韓洪云，鄧啟明：《水資源“農(nóng)轉(zhuǎn)非”對農(nóng)村發(fā)展的影響——對河北省興隆縣轉(zhuǎn)軸溝村的案例研究》，《中國農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報》(社會科學(xué)版)，2007年第1期。。(4)建立和完善水權(quán)市場交易監(jiān)督和管理機制。市場的有序運行及健康發(fā)展，離不開政府對市場的監(jiān)督和管理。水權(quán)市場亦是這樣。建立水權(quán)市場的監(jiān)督和管理機制，政府需要成立相應(yīng)的機構(gòu)，對交易主體的資格、信息披露、交易過程進行全程監(jiān)控，以維護公正、合理的市場秩序，確保水權(quán)市場的健康發(fā)展。

[責(zé)任編輯：王波]

山東省自然科學(xué)基金(ZR2012GM014)。

胡繼連(1963-)，男，山東農(nóng)業(yè)大學(xué)教務(wù)處長、經(jīng)濟管理學(xué)院教授；趙娜(1988-)，女，山東農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院研究生。

F323，213

A

1003-8353(2016)09-0024-12