陸秋臻，劉 靜

(中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與發(fā)展研究所，北京100081)

0 引 言

我國(guó)是一個(gè)水資源極度短缺的國(guó)家，雖然總量豐富，達(dá)2.8萬(wàn)億m3，位居世界第6位(水資源公報(bào)，2013年)[1]，但人均水資源擁有量?jī)H不足2 000 m3，為世界人均水平的1/4，是世界上人均水資源最為貧瘠的國(guó)家之一。水資源短缺問(wèn)題在我國(guó)華北平原尤為突出。作為我國(guó)農(nóng)業(yè)主產(chǎn)區(qū)之一，華北平原擁有全國(guó)35%的人口和39%的耕地，但水資源量只有全國(guó)的8%，人均水資源量不足全國(guó)平均水平的1/6，已低于聯(lián)合國(guó)規(guī)定的500 m3極端稀缺水平(尉永平等，2007年)[2]。

長(zhǎng)期以來(lái)，農(nóng)業(yè)灌溉是第一用水大戶(hù)，灌溉用水占總用水量的70%，同時(shí)，隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展，二、三產(chǎn)業(yè)用水量的增長(zhǎng)極大程度的擠占了農(nóng)業(yè)用水的空間，加之華北平原常年干旱少雨，傳統(tǒng)的地表水灌溉已無(wú)法滿(mǎn)足日益增長(zhǎng)的農(nóng)業(yè)灌溉需求。從20世紀(jì)80年代開(kāi)始，地下水灌溉逐漸成為華北地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)最主要的灌溉方式，井灌面積比例已從50年代的5%增長(zhǎng)到21世紀(jì)初的68%(王金霞等，2007年)[3]。然而，長(zhǎng)期對(duì)地下水資源的過(guò)度開(kāi)采已使遼闊的華北平原成為世界上最大的漏斗區(qū)，而地下水埋深仍以每年2 m左右的速度下降，地下水降落漏斗面積不斷擴(kuò)大，帶來(lái)了地面下沉、海水倒灌、水質(zhì)變硬、生態(tài)破壞等一系列的嚴(yán)重后果，長(zhǎng)此以往，必會(huì)阻礙社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，破解地下水超采難題刻不容緩。

國(guó)內(nèi)外許多學(xué)者認(rèn)為，現(xiàn)行水價(jià)過(guò)低是導(dǎo)致目前水資源過(guò)度利用問(wèn)題的最主要因素，提高水價(jià)可以通過(guò)價(jià)格杠桿的作用有效提高農(nóng)戶(hù)用水效率，給予農(nóng)戶(hù)節(jié)水激勵(lì)，緩解目前水資源短缺的現(xiàn)狀(Johnson et al., 2001年；劉靜，2012年；王曉君等，2013年)[4-6]。然而也有學(xué)者擔(dān)心提高水價(jià)會(huì)加重農(nóng)戶(hù)負(fù)擔(dān)，會(huì)受到農(nóng)戶(hù)的抵觸，因此可能存在政治上的風(fēng)險(xiǎn)(Perry,2001年；Ray,2002年；Chen et al.2014年)[7-9]。有研究結(jié)果顯示當(dāng)水價(jià)很低時(shí)水資源是缺乏彈性的，提高水價(jià)不會(huì)引起用水量的減少，只會(huì)引起農(nóng)戶(hù)收入的減少，只有當(dāng)水價(jià)高于某一限定價(jià)格時(shí)，提高水價(jià)才能使用水量減少，但此時(shí)已造成農(nóng)戶(hù)收入和產(chǎn)量大幅減少(Moore et al.,1994; Schaible, 1997; Varela- Ortega et al., 1998年)[10-12]。故廖永松(2009年)和劉瑩(2014年)的研究表明在提高水價(jià)的同時(shí)，政府應(yīng)適當(dāng)補(bǔ)貼農(nóng)戶(hù)，以確保糧食生產(chǎn)穩(wěn)定和農(nóng)戶(hù)灌溉權(quán)益不受侵害[13-14]。

可以說(shuō)，目前國(guó)內(nèi)外學(xué)者針對(duì)水價(jià)政策的爭(zhēng)論主要集中于效率和公平的問(wèn)題，能否權(quán)衡效率和公平的關(guān)系是水價(jià)政策能否順利推行的關(guān)鍵。

河北省衡水市桃城區(qū)于2005年8月首創(chuàng)了“一提一補(bǔ)”水價(jià)政策，并且在農(nóng)業(yè)用水管理使用了該制度。現(xiàn)有文獻(xiàn)鮮有對(duì)該政策的績(jī)效評(píng)價(jià)，且僅有的文獻(xiàn)中大部分是從節(jié)水的角度通過(guò)定性分析認(rèn)為這種制度充分的利用了價(jià)格杠桿，提高了用水效率，“節(jié)獎(jiǎng)超罰”的舉措也充分調(diào)動(dòng)了農(nóng)戶(hù)自主節(jié)水的積極性(孫梅英等，2009年；常寶軍，2008年；常寶軍，劉毓香，2010年)[15-17]。幾乎沒(méi)有文獻(xiàn)利用農(nóng)戶(hù)調(diào)研數(shù)據(jù)實(shí)證研究該政策對(duì)農(nóng)戶(hù)生計(jì)的影響。Chen et al.(2014年)最先從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度建立了理論模型研究了該項(xiàng)制度的實(shí)施效果，將“一提一補(bǔ)”制度與其他地區(qū)的節(jié)水政策做了比較，結(jié)果證明“一提一補(bǔ)”政策不僅能夠提高用水效率，而且能夠改善農(nóng)戶(hù)的福利狀況，具有明顯的優(yōu)越性[9]。本文期望能夠利用農(nóng)戶(hù)調(diào)研數(shù)據(jù)，從農(nóng)戶(hù)生計(jì)的視角出發(fā)評(píng)價(jià)“一提一補(bǔ)”水價(jià)政策，主要考察制度對(duì)作物產(chǎn)量和農(nóng)戶(hù)收入的影響。一方面，華北平原是我國(guó)的糧食主產(chǎn)區(qū)，承擔(dān)了全國(guó)小麥產(chǎn)量的56%和玉米產(chǎn)量的27%，其在我國(guó)糧食安全戰(zhàn)略中的地位不言而喻，灌溉費(fèi)用在農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)成本中占到了很大的比例，如果提高水價(jià)，可能會(huì)影響糧食生產(chǎn)；另一方面，目前經(jīng)濟(jì)的當(dāng)務(wù)之急依然是促進(jìn)農(nóng)民增收，縮小城鄉(xiāng)貧富差距，減少貧困人口。種糧收入在農(nóng)戶(hù)家庭收入中占到很大的比例，如果灌溉水價(jià)的提高影響了糧食生產(chǎn)，農(nóng)戶(hù)收入可能也會(huì)因此受到影響。所以，本文運(yùn)用桃城區(qū)農(nóng)戶(hù)數(shù)據(jù)，利用倍差法(Difference in Difference，簡(jiǎn)稱(chēng)DID)進(jìn)行實(shí)證分析，探討“一提一補(bǔ)”水價(jià)政策是否會(huì)影響農(nóng)戶(hù)收入和生產(chǎn)穩(wěn)定。

1 地理環(huán)境及項(xiàng)目實(shí)施狀況

1.1 地理環(huán)境

華北平原是我國(guó)第二大平原，是我國(guó)東部大平原的重要組成部分。北抵燕山南麓，南達(dá)大別山北側(cè)，西倚太行山—伏牛山，東臨渤海和黃海，行政區(qū)范圍跨越京、津、冀、魯、豫、皖、蘇等七個(gè)省市，面積30萬(wàn)平方公里，擁有全國(guó)35%的人口和39%的耕地，是我國(guó)的重要農(nóng)業(yè)主產(chǎn)區(qū)。

桃城區(qū)位于衡水市的中心，河北省的東南部，地處海河流域子牙河水系，面積約為591 km2，轄4街道、2鎮(zhèn)、4個(gè)鄉(xiāng)，人口約為46.89萬(wàn)，其中農(nóng)業(yè)人口16.17萬(wàn)，占總?cè)丝跀?shù)的34.5%。桃城區(qū)屬大陸季風(fēng)氣候區(qū)，為溫暖半干旱型，多年平均降水量為496.4 mm。桃城區(qū)是華北平原最缺水的地區(qū)之一，人均水資源量?jī)H有22.06 m3，由于降雨不足和地表水的匱乏，該地區(qū)多年來(lái)一直靠超量開(kāi)采深層地下水來(lái)保證經(jīng)濟(jì)社會(huì)快速發(fā)展，59.3%的灌溉用水是利用深層地下水，每年需超采約7.8 億m3深層地下水，地下水位以每年2.3 m的速度迅速下降，成為冀州、棗強(qiáng)、衡水地下深層淡水沉降漏斗中心，目前漏斗中心水位最大埋深己達(dá)105 m，帶來(lái)了嚴(yán)重的環(huán)境問(wèn)題，嚴(yán)重制約了社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

1.2 項(xiàng)目實(shí)施狀況

2004年6月桃城區(qū)被確定為河北省節(jié)水型社會(huì)建設(shè)試點(diǎn)之后，開(kāi)始了各項(xiàng)節(jié)水工作的探索和實(shí)踐，先后實(shí)施了固定總量+微調(diào)、浮動(dòng)總量、浮動(dòng)定額等節(jié)水制度。在學(xué)習(xí)總結(jié)以往和其他地區(qū)節(jié)水制度實(shí)施經(jīng)驗(yàn)的基礎(chǔ)上，桃城區(qū)于2005年8月首創(chuàng)了“一提一補(bǔ)”節(jié)水制度。“一提一補(bǔ)”就是采用“提價(jià)+補(bǔ)貼”的管理方式，“一提”是指提高灌溉用水(或用電)的單位收費(fèi)，“一補(bǔ)”即政府給予一定補(bǔ)貼，然后按耕地面積與農(nóng)戶(hù)進(jìn)行核算,高于平均用水水平的農(nóng)戶(hù)受罰，低于平均用水水平的農(nóng)戶(hù)受獎(jiǎng)。到2010年，全區(qū)已經(jīng)發(fā)展了試點(diǎn)52個(gè)，推廣方法也從最初的按村推廣發(fā)展為以鄉(xiāng)鎮(zhèn)整體推廣(常寶軍，劉毓香，2010年)[16]。

在具體實(shí)施過(guò)程中，把單位灌溉的電價(jià)(或水價(jià))統(tǒng)一提高，這些多收的電費(fèi)(或水費(fèi))和政府給予的財(cái)政補(bǔ)貼一起統(tǒng)一作為節(jié)水基金，由村民成立的用水者協(xié)會(huì)負(fù)責(zé)保管。在年終的時(shí)候按公示的承包地面積平均值返還給農(nóng)戶(hù)，如果農(nóng)戶(hù)用電(或用水量)高于返還的節(jié)水基金則低于自己分?jǐn)偟念~度,即等于變相受罰;如果農(nóng)戶(hù)用水(或用電量)低于全村的平均值,回補(bǔ)的節(jié)水基金會(huì)則高于自己分?jǐn)偟念~度,即等于變相受獎(jiǎng)。這個(gè)過(guò)程體現(xiàn)了“用水少受獎(jiǎng)、用水多受罰”的節(jié)獎(jiǎng)超罰激勵(lì)理念(孫梅英等，2009年)[14]。

2 研究方法和數(shù)據(jù)來(lái)源

2.1 研究方法

本文采用倍差法分析“一提一補(bǔ)”政策實(shí)施前后作物產(chǎn)量和農(nóng)戶(hù)收入的變化。在社會(huì)科學(xué)領(lǐng)域，倍差法常被用來(lái)評(píng)估一項(xiàng)政策或項(xiàng)目給作用對(duì)象帶來(lái)的凈影響。其基本思路是分析和比較兩組受體，其中一組是“一提一補(bǔ)”實(shí)施組(treatment group)；另一組非政策試點(diǎn)村作為對(duì)照組(control group)，要求兩組在沒(méi)有政策干預(yù)時(shí)具有相近的發(fā)展趨勢(shì)及相似的特征，分別計(jì)算兩組的某一指標(biāo)(作物產(chǎn)量和農(nóng)戶(hù)收入)在政策干預(yù)前后的結(jié)果變化，得到兩個(gè)差值，再計(jì)算這兩個(gè)差值的差值，求得最終的DID值，代表“一提一補(bǔ)”實(shí)施的凈影響。

在模型中，“一提一補(bǔ)”的凈影響可以通過(guò)交互項(xiàng)的系數(shù)來(lái)反映，考慮一個(gè)簡(jiǎn)單的DID模型：

Y=β0+β1D1+β2D2+β3D1·D2+ε

(1)

式中：D1是時(shí)間虛擬變量，D1=0表示政策實(shí)施前，D1=1表示政策實(shí)施后；D2村虛擬變量，D2=0表示對(duì)照組，D2=1表示實(shí)驗(yàn)組。

對(duì)照組在政策實(shí)施前后的情形分別是：

(2)

可見(jiàn)，“一提一補(bǔ)”實(shí)施前后對(duì)照組的平均變動(dòng)量為：

dif1=(β1+β0)-β0=β1

(3)

同理，實(shí)驗(yàn)組在政策實(shí)施前后的情形分別為：

(4)

可見(jiàn)，“一提一補(bǔ)”制度實(shí)施前后實(shí)驗(yàn)組的平均變動(dòng)量為：

dif2=(β1+β0+β2+β3)-(β0+β2)=

β1+β3

(5)

故DID值為：

dif=dif2-dif1=(β1+β3)-β1=β3

(4)

即交互項(xiàng)系數(shù)β3可以代表“一提一補(bǔ)”制度對(duì)作物產(chǎn)量和農(nóng)戶(hù)收入的凈影響。

本文采用倍差法分析較為有利的實(shí)驗(yàn)環(huán)境在于：第一，“一提一補(bǔ)”制度只在桃城區(qū)部分村試點(diǎn)，這樣就能保證在沒(méi)有政策干預(yù)的條件下試驗(yàn)組和對(duì)照組之間的特征相似；第二，村與村之間是互相獨(dú)立的，即在“一提一補(bǔ)”實(shí)施過(guò)程中，村與村之間不存在溢出效應(yīng)。

2.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用的數(shù)據(jù)均為課題組于2015年8月3日-8月12日對(duì)桃城區(qū)3鄉(xiāng)鎮(zhèn)9村360戶(hù)農(nóng)戶(hù)進(jìn)行了面接式訪(fǎng)談式調(diào)研所獲得的一手?jǐn)?shù)據(jù)。整理后得到有效樣本332份，有效樣本率為92.2%，其中“一提一補(bǔ)”試點(diǎn)村156戶(hù)農(nóng)戶(hù)，對(duì)照村176戶(hù)農(nóng)戶(hù)。

具體抽樣過(guò)程遵循了隨機(jī)抽樣原則，從所有試點(diǎn)村中隨機(jī)抽取出東邢疃村、速流村、曹莊、肖家村、國(guó)家莊村作為樣本村，共收集有效問(wèn)卷156份，并選擇這些村的鄰村作為其對(duì)照村(如表1所示)，收集到有效問(wèn)卷176份。之所以選擇鄰村作為對(duì)照，是因?yàn)猷彺迮c試點(diǎn)村在種植結(jié)構(gòu)、資源稟賦、收入消費(fèi)結(jié)構(gòu)等方面具有相近特征，符合DID方法中對(duì)照村選擇的要求。其中，曹莊和國(guó)家莊村又是自對(duì)照村，這兩個(gè)村最初都是“一提一補(bǔ)”實(shí)施村，后因重新規(guī)劃布局劃分給了高新技術(shù)開(kāi)發(fā)區(qū)，所以取消了“一提一補(bǔ)”。

表1 調(diào)查樣本分布Tab.1 Sample distribution in the survey

注：數(shù)據(jù)來(lái)源：2015年桃城區(qū)調(diào)研。

調(diào)查問(wèn)卷主要搜集4個(gè)時(shí)間段(一提一補(bǔ)實(shí)施前一年、一提一補(bǔ)實(shí)施年、2011年、2014年)包括三個(gè)部分的信息：第一部分包括農(nóng)戶(hù)家庭情況和生產(chǎn)特征，主要包括家庭基本情況、收入消費(fèi)情況、種植結(jié)構(gòu)、分地塊生產(chǎn)的投入和產(chǎn)出以及農(nóng)戶(hù)非農(nóng)活動(dòng)情況；第二部分是地下水使用情況，包括機(jī)井產(chǎn)權(quán)狀況、供水成本、水價(jià)、水權(quán)、水市場(chǎng)以及水利基礎(chǔ)設(shè)施情況；第三部分是灌溉情況，主要包括分作物用水結(jié)構(gòu)和用水量、供水時(shí)間、供水的公平程度、灌溉頻率和時(shí)長(zhǎng)等。

3 “一提一補(bǔ)”政策對(duì)作物產(chǎn)量的影響分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

研究選擇當(dāng)?shù)刈钪饕娜N作物(小麥、玉米和棉花)展開(kāi)分析。由于選取了4個(gè)時(shí)間段，在實(shí)際處理過(guò)程中，取每個(gè)地塊一提一補(bǔ)前一年和實(shí)施年單產(chǎn)水平的平均值作為一提一補(bǔ)實(shí)施前的值，取2011年和2014年單產(chǎn)水平的平均值作為一提一補(bǔ)實(shí)施后的值。從表2中可以看出，試點(diǎn)村作物單產(chǎn)水平都較高于非試點(diǎn)村，同時(shí)從二重差分值βDID可以看出，除了小麥的單產(chǎn)漲幅非試點(diǎn)村和試點(diǎn)村基本持平以外，玉米和棉花的二重差分值βDID均為正，意味著一提一補(bǔ)的實(shí)施對(duì)農(nóng)戶(hù)作物單產(chǎn)可能存在積極的影響。

表2 “一提一補(bǔ)”政策對(duì)農(nóng)戶(hù)作物單產(chǎn)影響的交叉分析 kg/hm2

3.2 計(jì)量模型分析

本文通過(guò)半對(duì)數(shù)普通最小二乘法(OLS)、雙對(duì)數(shù)模型和半對(duì)數(shù)廣義最小二乘法(GLS)利用地塊數(shù)據(jù)分別對(duì)“一提一補(bǔ)”政策對(duì)農(nóng)戶(hù)主要三種作物產(chǎn)量的影響進(jìn)行了估計(jì)。選取的控制變量如表3所示。

表3 產(chǎn)量模型的變量統(tǒng)計(jì)描述Tab.3 Statistical description of variables in production models

表3中，所有的投入都已經(jīng)用消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI折算成2001年水平，以消除通貨膨脹因素的影響。我們用stata11.0分別對(duì)三個(gè)模型進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表4所示，其中模型1、模型2、模型3分別對(duì)應(yīng)半對(duì)數(shù)OLS估計(jì)、雙對(duì)數(shù)模型和半對(duì)數(shù)GLS估計(jì)。

表4 估計(jì)結(jié)果Tab.4 Estimation outcomes of production models

注：①()中的值為t值；②“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%、1%顯著性水平下顯著。

從表4中我們可以發(fā)現(xiàn)，3個(gè)模型中我們最關(guān)注的交互項(xiàng)實(shí)驗(yàn)組農(nóng)戶(hù)的系數(shù)都為正，且基本顯著，這也與之前描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)論基本相符，說(shuō)明在其他條件相同的情況下，“一提一補(bǔ)”政策的實(shí)施有助于促進(jìn)農(nóng)作物產(chǎn)量的提高。

4 “一提一補(bǔ)”政策對(duì)農(nóng)戶(hù)收入的影響分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

表5是利用倍差法對(duì)“一提一補(bǔ)”制度對(duì)農(nóng)戶(hù)收入的影響進(jìn)行交叉分析。由于收集到了一提一補(bǔ)前一年、一提一補(bǔ)實(shí)施年、2011年、2014年4個(gè)時(shí)間段的數(shù)據(jù)，在實(shí)際處理過(guò)程中，所有戶(hù)均收入都用消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI折算成2001年水平，一方面以消除通貨膨脹的影響，另一方面可以避免不同村政策實(shí)施年不同帶來(lái)的麻煩。同作物產(chǎn)量的描述性統(tǒng)計(jì)一樣，取一提一補(bǔ)前一年戶(hù)均收入水平和一提一補(bǔ)實(shí)施年戶(hù)均收入水平的平均值作為一提一補(bǔ)實(shí)施前的值，取2011年戶(hù)均收入水平和2014年戶(hù)均收入水平的平均值作為一提一補(bǔ)實(shí)施后的值，得到表5.1中的結(jié)果。由表中可以看出，試點(diǎn)村戶(hù)均收入水平較高與非試點(diǎn)村，而表示實(shí)施效果的二重差分值βDID為正，表明一提一補(bǔ)政策對(duì)試點(diǎn)村農(nóng)戶(hù)戶(hù)均收入可能存在正向影響。

表5 “一提一補(bǔ)”政策對(duì)農(nóng)戶(hù)收入影響的交叉分析Tab.5 Cross-over analysis of “collect then refund” policy’seffect on households’ income

4.2 計(jì)量模型分析

同樣，筆者依然選用半對(duì)數(shù)普通最小二乘法(OLS)、雙對(duì)數(shù)模型和半對(duì)數(shù)廣義最小二乘法(GLS)建立收入決定方程。由于政策對(duì)農(nóng)作物產(chǎn)量的影響是正向的，產(chǎn)量的增加會(huì)促進(jìn)農(nóng)戶(hù)收入的增加，故我們預(yù)期政策對(duì)農(nóng)戶(hù)收入的影響也是正向的。模型選取的解釋變量包括戶(hù)主年齡、戶(hù)主受教育程度、耕地面積、非農(nóng)就業(yè)時(shí)間、戶(hù)主是否是村干部、家庭勞動(dòng)力人數(shù)、水價(jià)、農(nóng)戶(hù)擁有的小白龍長(zhǎng)度以及交互項(xiàng)實(shí)驗(yàn)組農(nóng)戶(hù)。我們最關(guān)心的依然是交互項(xiàng)實(shí)驗(yàn)組農(nóng)戶(hù)的系數(shù)。其中需要解釋的是，農(nóng)戶(hù)擁有的小白龍是指農(nóng)戶(hù)家中澆地用的塑料軟管，能夠減少灌溉過(guò)程中水資源的浪費(fèi)，節(jié)省灌溉成本。解釋變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表6所示：

表6 收入決定模型解釋的變量統(tǒng)計(jì)描述Tab.6 Statistical description of variables in income decision model

模型回歸結(jié)果如表7所示，其中模型1、模型2、模型3依然分別對(duì)應(yīng)半對(duì)數(shù)OLS估計(jì)、雙對(duì)數(shù)模型和半對(duì)數(shù)GLS估計(jì)。

表7 收入決定模型估計(jì)結(jié)果Tab.7 Estimation outcomes of income decision model

注：①()中的值為t值；②“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%、1%顯著性水平下顯著。

3個(gè)R2分別達(dá)到了0.451、0.543和0.471，說(shuō)明3個(gè)模型具有較好的解釋能力。各變量符號(hào)與預(yù)期基本一致，時(shí)間虛擬變量的系數(shù)都顯著為正，說(shuō)明農(nóng)戶(hù)的收入水平隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展有了顯著提高，但在模型結(jié)果中，村虛擬變量以及我們最關(guān)心的交互項(xiàng)實(shí)驗(yàn)組農(nóng)戶(hù)均不顯著，而交互項(xiàng)系數(shù)符號(hào)均為正與描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果一致，說(shuō)明其他條件一定的情況下，試點(diǎn)村和非試點(diǎn)村的農(nóng)戶(hù)收入水平無(wú)顯著差異，同時(shí)“一提一補(bǔ)”水價(jià)政策的實(shí)施不會(huì)引起農(nóng)戶(hù)收入水平的減少。

5 結(jié) 論

傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)水價(jià)政策可能會(huì)加重農(nóng)戶(hù)負(fù)擔(dān)而增加農(nóng)戶(hù)的抵觸心理，因而受到了許多學(xué)者的質(zhì)疑。本文通過(guò)對(duì)桃城區(qū)332戶(hù)農(nóng)戶(hù)的實(shí)地調(diào)研，建立DID模型研究“一提一補(bǔ)”水價(jià)政策對(duì)農(nóng)戶(hù)作物產(chǎn)量和收入分配的影響，結(jié)果表明該制度的實(shí)施不會(huì)對(duì)作物產(chǎn)量和農(nóng)戶(hù)收入產(chǎn)生負(fù)面影響，甚至?xí)岣咦魑锂a(chǎn)量。這也表明“一提一補(bǔ)”水價(jià)制度的先提水價(jià)、后予補(bǔ)貼、節(jié)獎(jiǎng)超罰的形式，為我國(guó)水價(jià)改革提供了一種既能提高農(nóng)業(yè)用水效率又能兼顧公平的新的發(fā)展模式。在地下水超采問(wèn)題嚴(yán)重的華北地區(qū)，推廣該制度對(duì)于實(shí)現(xiàn)“節(jié)水保糧增收”的目標(biāo)、緩解地下水超采具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

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