● 閆瑞雯，王永瑜

（蘭州財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院，甘肅 蘭州 730020）

作為典型的缺水型國(guó)家，我國(guó)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(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要》提出，要全面提高資源利用效率，在水資源利用方面實(shí)施國(guó)家節(jié)水行動(dòng)，建立水資源剛性約束制度，強(qiáng)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(lì)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(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)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(huì)確立了使市場(chǎng)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(diǎn)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?。▍^(qū)）分別開展水權(quán)確權(quán)和交易試點(diǎn)工作②水利部.水利部召開水權(quán)試點(diǎn)工作啟動(dòng)會(huì)[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?。▍^(qū)）重點(diǎn)進(jìn)行水權(quán)交易試點(diǎn)。截至2017年年底，水權(quán)交易試點(diǎn)工作基本完成。除國(guó)家試點(diǎn)?。▍^(qū)）外，其他各省（自治區(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(duì)試點(diǎn)?。▍^(qū)）水資源利用效率的影響，對(duì)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(shí)意義。

一、文獻(xiàn)綜述

圍繞該研究主題，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從水資源利用效率評(píng)價(jià)、水權(quán)交易和我國(guó)水權(quán)交易試點(diǎn)三個(gè)方面進(jìn)行研究。在水資源利用效率評(píng)價(jià)方面，主要有兩種思路：一是構(gòu)建水資源利用效率綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)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(cè)算水資源利用效率。其中，部分學(xué)者運(yùn)用了以SFA（隨機(jī)前沿分析）為代表的參數(shù)方法。Ferro等利用普查數(shù)據(jù)對(duì)拉丁美洲各地工業(yè)水行業(yè)效率進(jìn)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(cè)算模型測(cè)度了2003—2017年中國(guó)大陸31個(gè)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(jī)前沿模型計(jì)算了我國(guó)283個(gè)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(guó)主要地級(jí)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(yùn)用明確的函數(shù)形式對(duì)水資源利用效率進(jìn)行參數(shù)方法評(píng)價(jià)，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(cè)算水資源利用相對(duì)效率。Thanassoulis率先使用DEA方法測(cè)度了英國(guó)的用水效率[6]，之后，沿用該方法國(guó)外學(xué)者分別測(cè)算了澳大利亞、美國(guó)及西班牙等國(guó)的用水效率。國(guó)內(nèi)學(xué)者分別以城市[7]、省域[8]、流域[9]和全國(guó)[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(jìn)方法，對(duì)農(nóng)業(yè)用水[8]、工業(yè)用水[7]和總體用水效率[13]進(jìn)行了多層次、多角度的評(píng)價(jià)并取得豐富的研究成果。

在水權(quán)交易研究方面，由于美國(guó)[16]、澳大利亞[17]等國(guó)家較早進(jìn)行了水權(quán)交易市場(chǎng)實(shí)踐，國(guó)外學(xué)者率先對(duì)水權(quán)交易開展了深入的理論和實(shí)證研究[18-23]。國(guó)內(nèi)學(xué)者借鑒國(guó)外水權(quán)交易理論分析經(jīng)驗(yàn)，在水權(quán)交易方面也相繼展開大量研究，如對(duì)水權(quán)和水權(quán)交易概念進(jìn)行了廣泛探討[24-27]，對(duì)中國(guó)水權(quán)交易實(shí)踐和水權(quán)交易運(yùn)行機(jī)制等問題進(jìn)行了深入研究[28-32]。近年來，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)水權(quán)交易在實(shí)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(guó)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(jìn)實(shí)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(biāo)，對(duì)不同狀態(tài)下水權(quán)交易的配置效率和節(jié)水效果進(jìn)行的分析比較得出，政府主導(dǎo)的交易機(jī)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(biāo)，運(yùn)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(shí)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(yàn)證了水權(quán)交易在我國(guó)能夠?qū)崿F(xiàn)水資源最優(yōu)配置[36]。

當(dāng)前關(guān)于我國(guó)水權(quán)交易試點(diǎn)研究的文獻(xiàn)相對(duì)較少，已有成果主要是對(duì)試點(diǎn)工作經(jīng)驗(yàn)的總結(jié)。田貴良總結(jié)和比較了各試點(diǎn)省(區(qū))水權(quán)改革的做法和經(jīng)驗(yàn)，提出全國(guó)各地應(yīng)因地制宜推廣水權(quán)改革、完善水資源監(jiān)控計(jì)量體系、建立多種類型的水權(quán)交易平臺(tái)、規(guī)范水權(quán)交易價(jià)格形成機(jī)制等對(duì)策建議[37]。關(guān)于我國(guó)水權(quán)交易政策實(shí)施對(duì)于水資源利用效率效果的研究也屈指可數(shù)。田貴良等對(duì)我國(guó)水權(quán)交易政策實(shí)施前后的水資源利用效率進(jìn)行了簡(jiǎn)單對(duì)比分析，結(jié)果表明總體上我國(guó)水權(quán)交易政策對(duì)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(cè)度了我國(guó)水資源利用效率，并利用雙重差分（DID）模型檢驗(yàn)了水權(quán)交易政策對(duì)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(cè)算了中國(guó)大陸30個(gè)?。ㄗ灾螀^(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(yàn)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(xiàn)雖然在水資源利用效率評(píng)價(jià)、水權(quán)交易和我國(guó)水權(quán)交易試點(diǎn)研究等方面成果顯著，但由于水權(quán)交易及其對(duì)水資源利用效率影響的復(fù)雜性，在以下兩個(gè)方面尚存在不足，需繼續(xù)深入研究：第一，學(xué)者們?cè)诶靡訢EA為代表的方法測(cè)算多期水資源利用效率時(shí)，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(shí)期生產(chǎn)前沿面測(cè)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(guó)水權(quán)交易政策對(duì)水資源利用效率的實(shí)際影響。因此，研究主要從以下兩個(gè)角度對(duì)現(xiàn)有研究進(jìn)行改進(jìn)和補(bǔ)充：第一，改進(jìn)水資源利用效率測(cè)度方法，運(yùn)用考慮非期望產(chǎn)出的超效率全局SBM模型測(cè)度水資源利用效率，有效避免測(cè)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(shí)證研究。與現(xiàn)有文獻(xiàn)運(yùn)用雙重差分模型檢驗(yàn)政策實(shí)施效果不同，研究將水權(quán)交易試點(diǎn)政策作為一項(xiàng)“自然實(shí)驗(yàn)”，基于回歸控制法進(jìn)行反事實(shí)分析，評(píng)估水權(quán)交易政策對(duì)試點(diǎn)?。▍^(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(jī)理分析

根據(jù)科斯定理，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下可以通過市場(chǎng)轉(zhuǎn)移水資源使用權(quán)，實(shí)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(jī)理，黃錫生等認(rèn)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(dá)到促進(jìn)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(jì)原理。假設(shè)節(jié)水型社會(huì)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(huì)初始水價(jià)為P1時(shí)，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(huì)增加用水成本。此時(shí)社會(huì)期望用水總量大于實(shí)際用水總量，導(dǎo)致水資源競(jìng)爭(zhēng)性使用，產(chǎn)生負(fù)外部性，降低社會(huì)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(jià)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(jià)格購(gòu)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(shí)，即MAC1(Q*)=MAC2(Q*)，水權(quán)交易完成，在交易均衡價(jià)格P*處達(dá)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(huì)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(jì)算效率時(shí)會(huì)忽略投入或產(chǎn)出，不符合客觀實(shí)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(jìn)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(huì)生產(chǎn)追求的目標(biāo)，對(duì)生產(chǎn)效率的研究也由只考慮期望經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出轉(zhuǎn)向同時(shí)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(shí)還由于考慮了非期望產(chǎn)出能進(jìn)一步比較有效決策單元。當(dāng)規(guī)模報(bào)酬不變的效率計(jì)算結(jié)果與可變條件下結(jié)果不同時(shí)，Zheng等的研究表明規(guī)模報(bào)酬可變的效率值更符合實(shí)際[46]。因此，研究在規(guī)模報(bào)酬可變條件下構(gòu)建相關(guān)模型。

假設(shè)有n個(gè)決策單元，每個(gè)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(gè)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(gè)不等式分別表示實(shí)際投入水平大于前沿水平、實(shí)際期望產(chǎn)出水平小于前沿水平和實(shí)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(bào)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(bào)酬可變條件下滿足。超效率模型針對(duì)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(bào)酬可變條件下非期望產(chǎn)出全局SBM模型（Global-Un-SBM-VRS）計(jì)算得出。公式如下：

（二）回歸控制法

當(dāng)前主流的政策評(píng)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(shí)情況往往難以滿足，因此很多研究無法運(yùn)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(duì)控制組進(jìn)行加權(quán)平均擬合時(shí)則該方法失效。Hsiao等提出一種利用面板數(shù)據(jù)估計(jì)平均處理效果的新方法，即，回歸控制法（Regression Control Method）[47]。該方法對(duì)合成控制法進(jìn)行了改進(jìn)，特別適用于試點(diǎn)較少的政策效果評(píng)估。陳浩耀等的研究表明回歸控制法不僅在估計(jì)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(yùn)用回歸控制法進(jìn)行水權(quán)交易政策效果評(píng)估。

回歸控制法的基本思想是：將政策實(shí)施對(duì)象作為處理組，其余未實(shí)施政策的對(duì)象作為控制組，由于一些影響不同經(jīng)濟(jì)體的潛在“共同因子”使得不同個(gè)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(shí)施政策的“反事實(shí)結(jié)果”，以估計(jì)政策效應(yīng)。具體而言，假設(shè)某地區(qū)（i=1）實(shí)施了一項(xiàng)政策，k-1個(gè)地區(qū)沒有實(shí)施該政策，和分別表示地區(qū)i在未實(shí)施政策和實(shí)施政策條件下被解釋變量取值，政策在T0+1(1≤T0＜T)實(shí)施，研究地區(qū)為i=1,…,k，樣本時(shí)間為t=1,…,T。政策實(shí)施地區(qū)的政策效果可表示為，其中為觀測(cè)值，表示無法被觀測(cè)。由于可構(gòu)造因子模型表示地區(qū)i在沒有實(shí)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(cè)控制變量，β為M×1維常數(shù)向量，ft表示同時(shí)影響不同個(gè)體的N×1維“共同因子”，bi為對(duì)應(yīng)的N×1維“因子載荷”，表示“共同因子”對(duì)不同個(gè)體的影響水平，εit是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

進(jìn)一步通過適當(dāng)變換消除不可觀測(cè)項(xiàng)b'if，得到：

其中，δ1是常數(shù)項(xiàng)，υ1t是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，是zt=(P2t,…,Pkt,x1t,L,xmt)中的任一子集，zt中的元素均可觀測(cè)，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(shí)施政策的“反事實(shí)結(jié)果”，進(jìn)而估計(jì)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(jì)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(yùn)用Lasso方法選擇得到次優(yōu)的，然后根據(jù)AICC信息準(zhǔn)則選取最優(yōu)的，之后基于政策實(shí)施前（t=1,…,T0）的數(shù)據(jù)對(duì)方程（4）進(jìn)行回歸擬合，得到政策實(shí)施后處理對(duì)象的“反事實(shí)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(jìn)行回歸，擬合效果更好[50]，而政策發(fā)生前“反事實(shí)結(jié)果”和處理對(duì)象擬合效果良好是回歸控制法準(zhǔn)確評(píng)估政策效應(yīng)的關(guān)鍵，因此，將運(yùn)用post-lasso OLS方法估計(jì)“反事實(shí)結(jié)果”。最后，可得政策實(shí)施的處理效應(yīng)估計(jì)值：

四、水資源利用效率測(cè)度

（一）指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)來源

基于中國(guó)大陸31個(gè)省（自治區(qū)、直轄市）2005—2019年的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用考慮非期望產(chǎn)出的超效率全局SBM模型測(cè)度水資源利用效率，在指標(biāo)選取上，參考運(yùn)用考慮非期望產(chǎn)出的DEA方法測(cè)算地區(qū)水資源利用效率的相關(guān)文獻(xiàn)[14,50]，選取勞動(dòng)力、資本和用水量作為投入指標(biāo)，地區(qū)生產(chǎn)總值作為期望產(chǎn)出指標(biāo)，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(biāo)。其中，勞動(dòng)力投入用各省歷年全社會(huì)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(shí)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(jì)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(jià)格因素的實(shí)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(biāo)數(shù)據(jù)均來自EPS數(shù)據(jù)庫(kù)、各省（自治區(qū)、直轄市）歷年統(tǒng)計(jì)年鑒和國(guó)家統(tǒng)計(jì)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(bǔ)得到。

（二）結(jié)果分析

運(yùn)用考慮非期望產(chǎn)出的超效率全局SBM模型測(cè)算中國(guó)大陸31個(gè)?。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(guó)大陸31省水資源利用效率

根據(jù)測(cè)算結(jié)果，近十幾年我國(guó)水資源利用效率平均值約為0.45，從時(shí)間變化趨勢(shì)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(shì)——以2015年為拐點(diǎn)，我國(guó)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(dá)到0.52。總之，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(guó)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(shì)：以北京、天津、廣東和上海為代表的經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)省（市）水資源利用效率遠(yuǎn)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(shì)較為一致，在2015年之前基本呈現(xiàn)緩慢增長(zhǎng)的趨勢(shì)，從2015年開始增長(zhǎng)幅度顯著提升，2019年均達(dá)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(guó)平均值，雖近年來均呈現(xiàn)不同程度的上升趨勢(shì)，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(jì)發(fā)達(dá)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(jì)發(fā)展有效推動(dòng)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?。▍^(qū)）水資源利用效率平均值排名位于前列，且兩?。▍^(qū)）近十幾年水資源利用效率均高于全國(guó)平均值，深入分析發(fā)現(xiàn)兩?。▍^(qū)）人均水資源量居于全國(guó)前兩位，可見水資源稟賦對(duì)提高水資源利用效率具有積極作用。

為進(jìn)一步分析水權(quán)交易試點(diǎn)?。▍^(qū)）的水資源利用效率變化趨勢(shì)，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(shì)圖（圖2）。如圖2所示，各試點(diǎn)?。▍^(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(yuǎn)高于其他3個(gè)試點(diǎn)?。▍^(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(shì)，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(zhǎng)；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(shì)。2015年水權(quán)交易試點(diǎn)工作已正式開始，各試點(diǎn)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(duì)水資源利用效率的提升作用。

圖2 水權(quán)交易試點(diǎn)?。▍^(qū)）水資源利用效率變化趨勢(shì)

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

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

（一）指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

2014年我國(guó)提出在7省（區(qū)）開展水權(quán)交易試點(diǎn)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?。▍^(qū)）進(jìn)行水權(quán)交易試點(diǎn)，因此，將2015年之前作為政策實(shí)施前時(shí)期，2015年及之后作為政策實(shí)施的后時(shí)期，將內(nèi)蒙古、河南、甘肅和廣東4?。▍^(qū)）作為處理組，其余27個(gè)?。ㄗ灾螀^(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(duì)各試點(diǎn)?。▍^(qū)）的實(shí)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(shí)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(xiàn)[53-55]，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)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(huì)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(jì)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(biāo)，其中，地區(qū)生產(chǎn)總值是以2005年為基期剔除價(jià)格變動(dòng)的實(shí)際值。相關(guān)數(shù)據(jù)來自EPS數(shù)據(jù)庫(kù)、各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）歷年統(tǒng)計(jì)年鑒和國(guó)家統(tǒng)計(jì)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(duì)象真實(shí)值擬合效果良好的“反事實(shí)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(yùn)用Lasso方法分別選擇4個(gè)水權(quán)交易試點(diǎn)?。▍^(qū)）的“反事實(shí)結(jié)果”次優(yōu)模型，然后根據(jù)AICC信息準(zhǔn)則確定最優(yōu)模型，之后分別以4個(gè)試點(diǎn)?。▍^(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(diǎn)?。▍^(qū)）水資源利用效率的“反事實(shí)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(shí)施前各試點(diǎn)?。▍^(qū)）水資源利用效率“反事實(shí)結(jié)果”擬合情況

水權(quán)交易政策實(shí)施前，試點(diǎn)省（區(qū)）水資源利用效率“反事實(shí)結(jié)果”與真實(shí)值擬合良好是回歸控制法準(zhǔn)確評(píng)估政策效果的關(guān)鍵前提，因此與“反事實(shí)結(jié)果”最優(yōu)模型中單個(gè)解釋變量的顯著性相比，最優(yōu)模型的整體擬合情況對(duì)評(píng)估政策效果更重要。從表2可以看出，在水權(quán)交易政策實(shí)施之前，內(nèi)蒙古、河南、甘肅和廣東4個(gè)水權(quán)交易試點(diǎn)?。▍^(qū)）“反事實(shí)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(diǎn)?。▍^(qū)）水資源利用效率的“反事實(shí)結(jié)果”與真實(shí)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(zhǔn)確評(píng)估水權(quán)交易政策的效果。

在水資源利用效率“反事實(shí)結(jié)果”與真實(shí)值擬具體來看，在水權(quán)交易政策正式實(shí)施前，內(nèi)蒙古水資源利用效率“反事實(shí)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(diǎn)部分也得到了很好的擬合，表明“反事實(shí)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(shì)，用水情況不容樂觀。2015年水權(quán)交易政策正式實(shí)施后，“反事實(shí)結(jié)果”與真實(shí)水資源利用效率合良好的前提之下，進(jìn)一步采用post-lasso OLS方法估計(jì)水權(quán)交易政策實(shí)施后各試點(diǎn)省（區(qū)）水資源利用效率的反事實(shí)預(yù)測(cè)值，而由于反事實(shí)預(yù)測(cè)值是假設(shè)試點(diǎn)?。▍^(qū)）在未實(shí)施水權(quán)交易政策情況下水資源利用效率的估計(jì)值，因此反事實(shí)預(yù)測(cè)值和真實(shí)值的差距顯示的是水權(quán)交易政策的作用效果。各試點(diǎn)?。▍^(qū)）水權(quán)交易政策效應(yīng)值具體如表3所示。各試點(diǎn)?。▍^(qū)）水資源利用效率的反事實(shí)預(yù)測(cè)值和真實(shí)值的變化趨勢(shì)如圖3所示，其中實(shí)線表示試點(diǎn)省（區(qū)）水資源利用效率的真實(shí)值，虛線表示反事實(shí)預(yù)測(cè)值，為更清晰顯示水權(quán)交易政策的作用效果，用垂直點(diǎn)線表示政策作用時(shí)點(diǎn)前一期。逐漸背離，“反事實(shí)結(jié)果”繼續(xù)保持下降趨勢(shì)，而真實(shí)水資源利用效率則開始由降轉(zhuǎn)升并大幅上揚(yáng)，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(diǎn)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(diǎn)?。▍^(qū)）政策效果

圖3 水權(quán)交易試點(diǎn)?。▍^(qū)）水資源利用效率真實(shí)值和反事實(shí)預(yù)測(cè)值變化趨勢(shì)

河南在水權(quán)交易政策實(shí)施前，水資源利用效率逐年下降，“反事實(shí)結(jié)果”的擬合優(yōu)度R2為0.9774，擬合效果良好，說明“反事實(shí)結(jié)果”很好地復(fù)制了水權(quán)交易政策實(shí)施前河南水資源利用效率的下降趨勢(shì)。如圖3所示，河南在2014年水權(quán)交易試點(diǎn)提出已促使真實(shí)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(shí)后，真實(shí)水資源利用效率大幅提升，而“反事實(shí)結(jié)果”則主要呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，說明水權(quán)交易政策對(duì)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(diǎn)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(shí)施前，水資源利用效率同樣主要呈現(xiàn)逐年下降趨勢(shì)，“反事實(shí)結(jié)果”的擬合優(yōu)度R2為0.9741，擬合度較高，表明“反事實(shí)結(jié)果”較好復(fù)制了其真實(shí)水資源利用效率逐年下降的趨勢(shì)。圖3顯示，2015年甘肅在水權(quán)交易政策實(shí)施后，“反事實(shí)結(jié)果”仍維持逐年下降趨勢(shì)，而真實(shí)水資源利用效率在2015年之后顯著增長(zhǎng)，說明水權(quán)交易政策對(duì)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(diǎn)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(shì)與其他3個(gè)試點(diǎn)?。▍^(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(shí)施前，“反事實(shí)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(shí)結(jié)果”基本復(fù)制了廣東水資源利用效率的變化趨勢(shì)。2015年水權(quán)交易政策正式實(shí)施后，“反事實(shí)結(jié)果”表現(xiàn)為在逐年下降后趨于平穩(wěn)變化，而真實(shí)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(shí)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(shì)，說明水權(quán)交易政策對(duì)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(diǎn)對(duì)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(yàn)

研究結(jié)果初步表明水權(quán)交易政策有效提高了各試點(diǎn)?。▍^(qū)）的水資源利用效率。然而，水權(quán)交易政策實(shí)施后，一些未觀測(cè)因素同樣可能導(dǎo)致真實(shí)水資源利用效率與“反事實(shí)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(duì)上述結(jié)果進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。

安慰劑檢驗(yàn)是Abadie等提出的一種類似秩檢驗(yàn)的排序檢驗(yàn)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(shí)施了水權(quán)交易政策，使用回歸控制法構(gòu)造每個(gè)省的“反事實(shí)結(jié)果”，估計(jì)各省在假設(shè)條件下的政策效果，并與試點(diǎn)省(區(qū))的政策效果進(jìn)行比較，若非試點(diǎn)省的政策效果均小于試點(diǎn)省（區(qū)）的政策效果，則表明水權(quán)交易政策對(duì)試點(diǎn)省（區(qū)）水資源利用效

具體來看，水權(quán)交易政策實(shí)施前，內(nèi)蒙古的“反事實(shí)結(jié)果”和真實(shí)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(gè)）。由圖4可知，2015年前各省水資源利用效率的差距變動(dòng)程度相差不大，但水權(quán)交易政策實(shí)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(huì)出現(xiàn)內(nèi)蒙古水資源利用效率真實(shí)值和“反事實(shí)結(jié)果”之間的顯著變動(dòng)差距。由此可見水權(quán)交易政率的提升效果顯著。為了檢驗(yàn)試點(diǎn)?。▍^(qū)）政策效果的統(tǒng)計(jì)顯著性，可以進(jìn)一步計(jì)算檢驗(yàn)政策效果統(tǒng)計(jì)顯著性的指標(biāo)，公式如下：

式（7）中k為研究地區(qū)的個(gè)數(shù)，I(.)為示性函數(shù)，括號(hào)內(nèi)的條件表示所有省的政策效果與試點(diǎn)?。▍^(qū)）的真實(shí)政策效果的比較，遍歷所有省，當(dāng)某個(gè)省的政策效果不小于試點(diǎn)?。▍^(qū)）的政策效果時(shí)，示性函數(shù)取值為1，否則為0，即，如果非試點(diǎn)省的政策效果均小于試點(diǎn)?。▍^(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(duì)試點(diǎn)?。▍^(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(shí)結(jié)果”與真實(shí)值具有良好的擬合效果，在安慰劑檢驗(yàn)中，一般以均方預(yù)測(cè)誤差（MSPE）值衡量這一擬合效果的大小。為提高安慰劑檢驗(yàn)分析的準(zhǔn)確性，排除擬合效果較差的假處理地區(qū)對(duì)檢驗(yàn)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(diǎn)?。▍^(qū)）水權(quán)交易政策實(shí)施前不同的擬合情況，剔除MSPE值較大的省，最終安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果如圖4所示。其中黑線表示水權(quán)交易政策對(duì)試點(diǎn)?。▍^(qū)）的政策處理效應(yīng)，灰線表示水權(quán)交易政策對(duì)非試點(diǎn)省的安慰劑效應(yīng)，垂直點(diǎn)線表示政策作用時(shí)點(diǎn)前一期。為檢驗(yàn)水權(quán)交易政策對(duì)試點(diǎn)省（區(qū)）水資源利用效率提升效果的顯著性水平，進(jìn)一步計(jì)算檢驗(yàn)政策效果統(tǒng)計(jì)顯著性的指標(biāo)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(shí)施前“反事實(shí)結(jié)果”和真實(shí)值擬合的MSPE值為0.0001，剔除超過河南2倍的省（自治區(qū)、直轄市）（共8個(gè)）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(dòng)均基本在0附近波動(dòng)且差距較小，2015年水權(quán)交易政策實(shí)施后，河南與其他省變化趨勢(shì)形成鮮明對(duì)比，處理效應(yīng)遠(yuǎn)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(duì)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(huì)出現(xiàn)河南水資源利用效率真實(shí)值和“反事實(shí)結(jié)果”之間的明顯變動(dòng)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(diǎn)?。▍^(qū)）安慰劑檢驗(yàn)

表4 水權(quán)交易試點(diǎn)?。▍^(qū)）政策效果顯著性檢驗(yàn)

甘肅在水權(quán)交易政策實(shí)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(gè)）之后，如圖4所示，2015年之前甘肅“反事實(shí)結(jié)果”和真實(shí)值擬合效果非常好，各省水資源利用效率變動(dòng)程度基本維持在0附近波動(dòng)，2015年水權(quán)交易政策實(shí)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(huì)出現(xiàn)甘肅水資源利用效率真實(shí)值和“反事實(shí)結(jié)果”之間顯著的的變動(dòng)差距。可見甘肅水資源利用效率提高在10%的水平下顯著。

對(duì)于廣東而言，水權(quán)交易政策實(shí)施前，“反事實(shí)結(jié)果”和真實(shí)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(gè)）后，如圖4所示，2015年前各省水資源利用效率的差距變動(dòng)基本維持在0附近，水權(quán)交易政策實(shí)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(huì)出現(xiàn)廣東水資源利用效率真實(shí)值和“反事實(shí)結(jié)果”間顯著的變動(dòng)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(duì)提高內(nèi)蒙古、河南、甘肅和廣東四個(gè)試點(diǎn)?。▍^(qū)）水資源利用效率的效果均在10%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著。進(jìn)一步對(duì)比表3中各試點(diǎn)?。▍^(qū)）的政策效果大小，并結(jié)合表4中各試點(diǎn)?。▍^(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(duì)試點(diǎn)?。▍^(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(jì)發(fā)展水平較高，市場(chǎng)開放程度較好，創(chuàng)新意識(shí)和能力較強(qiáng)，取水用水技術(shù)較先進(jìn)，容易建立較完善的市場(chǎng)配置水資源制度和機(jī)制，故水權(quán)交易政策推進(jìn)效果相對(duì)顯著。而內(nèi)蒙古和甘肅地理區(qū)位相對(duì)較為偏僻，經(jīng)濟(jì)與技術(shù)發(fā)展較緩慢，市場(chǎng)活力度較低，因此其水權(quán)交易政策推進(jìn)具有一定遲滯效應(yīng)。

六、結(jié)論和建議

（一）結(jié)論

研究運(yùn)用考慮非期望產(chǎn)出的超效率全局SBM模型測(cè)算了我國(guó)31個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）2005—2019年的水資源利用效率，并運(yùn)用回歸控制法對(duì)水權(quán)交易政策進(jìn)行反事實(shí)分析，結(jié)果表明：（1）近十幾年我國(guó)水資源利用效率平均水平不高，提升空間較大；（2）從時(shí)間變化來看，以2015年為拐點(diǎn)水資源利用效率呈現(xiàn)“先降后升”的U型變化趨勢(shì)；（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(jì)發(fā)展水平、對(duì)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(diǎn)省（區(qū)）水資源利用效率的作用，且政策效果受地區(qū)經(jīng)濟(jì)技術(shù)發(fā)展和市場(chǎng)活力的影響。

（二）建議

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

第一，對(duì)經(jīng)濟(jì)技術(shù)落后地區(qū)，一方面要推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，激發(fā)地區(qū)市場(chǎng)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(shí)，要積極探索適合當(dāng)?shù)貙?shí)際、行之有效的水權(quán)交易途徑。

第二，對(duì)經(jīng)濟(jì)技術(shù)發(fā)達(dá)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(shí)可充分拓展現(xiàn)有產(chǎn)權(quán)交易平臺(tái)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(yàn)，積極探索跨區(qū)水權(quán)交易模式，建立節(jié)水內(nèi)生動(dòng)力機(jī)制，提高各用水主體高效用水意識(shí)，充分利用水權(quán)交易促進(jìn)實(shí)現(xiàn)水資源優(yōu)化配置。