孫江永,段治平

(山東科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,山東 青島 266590)

中國共產(chǎn)黨十八屆三中全會(huì)明確了市場(chǎng)在資源配置中的決定性作用。盡管“十二五”規(guī)劃綱要已提出我國要深化資源性產(chǎn)品價(jià)格改革,建立健全能夠靈活反映市場(chǎng)供求關(guān)系、資源稀缺程度和環(huán)境損害成本的資源性產(chǎn)品價(jià)格形成機(jī)制,促進(jìn)結(jié)構(gòu)調(diào)整、資源節(jié)約和環(huán)境保護(hù)。但是,目前反映我國水資源市場(chǎng)供求關(guān)系的水權(quán)價(jià)格形成機(jī)制仍然缺失嚴(yán)重。隨著經(jīng)濟(jì)增長對(duì)水資源需求的持續(xù)增加,水資源的供給短缺狀況越來越嚴(yán)重,生態(tài)環(huán)境狀況的持續(xù)惡化制約著地表水和地下水進(jìn)一步開采的空間。除了跨區(qū)域調(diào)水、收集雨水、海水淡化、節(jié)約用水等措施,水權(quán)交易尤其是在部門之間的水權(quán)交易可以在一定程度上緩解水資源短缺對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的瓶頸約束。

水權(quán)是為了滿足居民生活和經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的清潔用水充分供給而設(shè)立的一種制度安排,水權(quán)的建立和完善對(duì)于水資源短缺的發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和解決貧困問題具有積極意義[1]。Speed[2]把中國當(dāng)前的水權(quán)分為區(qū)域水權(quán)、取水權(quán)和用水戶水權(quán),比較研究了中國和澳大利亞的水權(quán)交易體系改革。中國和澳大利亞都有著同樣遭受干旱和水源供給不足的現(xiàn)實(shí)。然而,澳大利亞和中國卻選擇了不同的水權(quán)交易方式。澳大利亞的用水戶可以出讓當(dāng)年的水分配量,也可以出讓長期水權(quán),澳大利亞的這種水權(quán)交易體系有利于用水戶根據(jù)季節(jié)變動(dòng)做出短期靈活的調(diào)整，也有利于做出長期的結(jié)構(gòu)調(diào)整,從而能夠帶來明顯的收益。中國的水權(quán)交易剛剛起步,還沒有形成系統(tǒng)的交易框架。中國水權(quán)在不同縣域之間、灌溉區(qū)和工業(yè)之間的水權(quán)交易都是在政府的主導(dǎo)而不是市場(chǎng)主導(dǎo)下完成的。Zheng等[3]具體研究了內(nèi)蒙古杭錦旗灌區(qū)的水權(quán)交易,認(rèn)為在當(dāng)前的水權(quán)交易體制下通過水票、用水環(huán)節(jié)的監(jiān)督以及用水戶協(xié)會(huì)的職能發(fā)揮能夠促進(jìn)水權(quán)在農(nóng)戶間的合理配置。

國內(nèi)對(duì)水權(quán)交易的研究大多集中在理論模擬研究和案例研究。胡鞍鋼等[4]從政治經(jīng)濟(jì)學(xué)的視角提出準(zhǔn)市場(chǎng)分配水資源的思路,將流域水資源劃分為生態(tài)水、基本用水和多樣化用水三部分,認(rèn)為部分多樣化用水可以進(jìn)入市場(chǎng)交易。孟戈等[5]通過構(gòu)建水權(quán)交易數(shù)學(xué)模型證明水權(quán)交易既可以改善有限水量的整體使用效率,也可以改善用水戶的凈收益,水權(quán)可交易時(shí)的用水效率高于水權(quán)不可交易時(shí)的用水效率。但是,由于水的特性,在水權(quán)交易過程中存在較大的外部效應(yīng),這會(huì)造成交易費(fèi)用過高,從而使得水權(quán)交易變得不可行。羅慧等[6]將水量權(quán)和污染權(quán)有機(jī)結(jié)合,認(rèn)為建立一種準(zhǔn)市場(chǎng)的水權(quán)交易機(jī)制既可以保證生態(tài)用水又能解決水短缺和水污染問題。最近,美國斯坦福大學(xué)格雷琴·戴利牽頭進(jìn)行北京市的“稻改旱”工程,農(nóng)民拿到補(bǔ)貼以后,將水稻田變?yōu)橛衩椎?可以大幅度減少水的消耗,但是補(bǔ)貼額度則高于兩者收入的差距。目前水權(quán)交易中存在水權(quán)交易價(jià)格不合理問題,市場(chǎng)中雙方談判的情境因素對(duì)水權(quán)交易有重要影響,在不同市場(chǎng)條件下水權(quán)交易價(jià)格也存在很大差異[7]。

綜合現(xiàn)有有關(guān)水權(quán)的研究現(xiàn)狀,大多數(shù)文獻(xiàn)對(duì)于中國水權(quán)交易的研究局限于定性研究,或者對(duì)已實(shí)施水權(quán)交易的地區(qū)進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)研究,對(duì)于尚未實(shí)施水權(quán)交易的地區(qū)部門間潛在水權(quán)交易規(guī)模關(guān)注不夠。農(nóng)業(yè)用水量大、產(chǎn)出低、節(jié)水潛力大,工業(yè)部門及城市水需求不斷增長,供求矛盾突出。這對(duì)于缺水嚴(yán)重的中國北方沿海城市而言,水權(quán)交易使得地區(qū)拓展最大可能性生產(chǎn)邊界成為可能?；诖?筆者擬以青島市為例測(cè)算農(nóng)業(yè)部門與工業(yè)部門之間的潛在水權(quán)交易規(guī)模。

1 潛在水權(quán)交易規(guī)模測(cè)算的實(shí)證框架

水資源是各部門生產(chǎn)不可缺少的投入,考慮到水資源投入后工業(yè)部門的CD生產(chǎn)函數(shù)擴(kuò)展為

p=α0kα1lα2wα3

(1)

式中：p為工業(yè)部門的產(chǎn)出；k為工業(yè)部門的資本；l為工業(yè)部門的勞動(dòng)；w為工業(yè)用水；α0是農(nóng)業(yè)部門的技術(shù)參數(shù)。

考慮到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)除了受資本、勞動(dòng)等要素的投入影響以外,還明顯受到土地規(guī)模的影響,因此,農(nóng)業(yè)部門CD生產(chǎn)函數(shù)擴(kuò)展為

q=β0mβ1eβ2fβ3gβ4rβ5

(2)

式中：q為農(nóng)業(yè)部門的產(chǎn)出；m為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機(jī)械投入；e為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)投入；f為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的化肥投入；g為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的土地投入；r為農(nóng)業(yè)用水；β0為工業(yè)部門的技術(shù)參數(shù)。

工業(yè)部門和農(nóng)業(yè)部門的實(shí)證方程可以分別表示為

(3)

ln(qit)=ln(β0)+β1ln(mit)+β2ln(lit)+

β3ln(fit)+β4ln(git)+β5ln(rit)+vit

(4)

式中：i為第i個(gè)地區(qū)；t為第t年；uit為工業(yè)部門實(shí)證方程的隨機(jī)誤差項(xiàng)；vit為農(nóng)業(yè)部門實(shí)證方程的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

如果在實(shí)證研究中選擇面板數(shù)據(jù)的個(gè)體固定效應(yīng)模型,則式(3)和式(4)的截距項(xiàng)變換為ln(αi)和ln(βi)。后文的實(shí)證研究將選擇2007—2011年山東省17個(gè)地市的相應(yīng)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)進(jìn)行參數(shù)估計(jì),截面的個(gè)體數(shù)量明顯大于時(shí)點(diǎn)個(gè)數(shù),因此固定效應(yīng)模型中的ln(αi)和ln(βi)可在一定程度上控制地區(qū)間技術(shù)效率差異。

同一種資源在不同部門達(dá)到最優(yōu)配置的理想條件是在不同部門的邊際收益相等。農(nóng)業(yè)部門的特征決定了農(nóng)業(yè)部門的水價(jià)承受能力比工業(yè)部門低,同時(shí)考慮到農(nóng)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)和人們生活中的基礎(chǔ)性地位,因此現(xiàn)實(shí)中不可能以邊際收益相等作為水資源在農(nóng)業(yè)部門與工業(yè)部門進(jìn)行配置達(dá)到均衡的條件。因此,需要對(duì)邊際收益相等的條件進(jìn)行修正。修正的方法是將水權(quán)交易后的農(nóng)業(yè)部門水邊際收益乘以修正系數(shù)θ。農(nóng)業(yè)部門的水價(jià)承受能力比工業(yè)部門低,其主要原因是水資源給農(nóng)業(yè)部門帶來的邊際收益比工業(yè)部門低,因此一般情況下θ>1。在后文的實(shí)證研究中θ的取值主要參照工業(yè)實(shí)際用水價(jià)格和農(nóng)業(yè)實(shí)際用水價(jià)格來確定。

假設(shè)農(nóng)業(yè)部門向工業(yè)部門轉(zhuǎn)讓的水權(quán)交易規(guī)模為Δw,基于前文的分析Δw滿足:

(5)

2 生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)結(jié)果

2.1 數(shù)據(jù)來源及處理

選擇山東省17個(gè)地區(qū)的工業(yè)與農(nóng)業(yè)的投入產(chǎn)出狀況估計(jì)兩部門的生產(chǎn)函數(shù),然后以青島市為例考察工業(yè)部門與農(nóng)業(yè)部門之間潛在的水權(quán)交易規(guī)模。對(duì)于工業(yè)部門生產(chǎn)函數(shù)的估計(jì),用工業(yè)增加值衡量工業(yè)部門的產(chǎn)出,用工業(yè)部門的固定資產(chǎn)凈值年均余額衡量其資本投入,用工業(yè)部門年末從業(yè)人員平均人數(shù)衡量其勞動(dòng)投入,用工業(yè)部門的實(shí)際用水規(guī)模衡量其水資源投入。對(duì)于農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)函數(shù)的估計(jì),用農(nóng)業(yè)增加值衡量農(nóng)業(yè)部門的產(chǎn)出,用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機(jī)械投入,用農(nóng)業(yè)從業(yè)人員人數(shù)衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)投入,用農(nóng)用化肥施用量衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的化肥投入,用農(nóng)作物播種面積衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的土地投入,用農(nóng)業(yè)用水量衡量其水資源投入。《山東統(tǒng)計(jì)年鑒(2008—2012)》提供了2007—2011年山東省17個(gè)地市的相應(yīng)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)。

《山東統(tǒng)計(jì)年鑒》提供的工業(yè)增加值、農(nóng)業(yè)增加值和工業(yè)固定資產(chǎn)凈值年均余額均為當(dāng)年價(jià)格衡量的名義值,分別用工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)、農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)對(duì)上述變量的名義值進(jìn)行平減,得到相應(yīng)變量的實(shí)際值,用實(shí)際值進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)、農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來源于《山東統(tǒng)計(jì)年鑒2012》。

2.2 生產(chǎn)函數(shù)回歸結(jié)果

回歸估計(jì)所用軟件為Eviews 6.0,分別選擇面板數(shù)據(jù)的混合估計(jì)模型、個(gè)體固定效應(yīng)模型和個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型,利用式(3)和式(4)分別對(duì)2個(gè)部門的生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行估計(jì)。工業(yè)部門和農(nóng)業(yè)部門的生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)結(jié)果分別如表1、表2所示。對(duì)相應(yīng)模型殘差項(xiàng)進(jìn)行單位根的LLC檢驗(yàn)、ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn),對(duì)于兩部門的檢驗(yàn)結(jié)果均表明殘差項(xiàng)都不含有單位根,這可以排除虛假回歸對(duì)參數(shù)估計(jì)的影響。

表1 工業(yè)部門生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)結(jié)果

注:“—”表示沒有相應(yīng)的變量、回歸結(jié)果或統(tǒng)計(jì)指標(biāo)；解釋變量對(duì)應(yīng)行括號(hào)中是對(duì)參數(shù)估計(jì)值顯著性進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)量取值；AR2是修正的可決系數(shù)；LLC，ADF，PP對(duì)應(yīng)三行中的數(shù)值是3種單位根檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的取值。*、**、***分別表示顯著性水平為10%、5%和1%,下同。

表2 農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)結(jié)果

對(duì)2個(gè)部門的個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)的Hausman檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果都在1%的水平上拒絕原假設(shè),所以與個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型相比較選擇個(gè)體固定效應(yīng)模型更為合理。對(duì)2個(gè)部門的個(gè)體固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果進(jìn)行F檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果均拒絕了模型截矩項(xiàng)相等的原假設(shè)。為了得到更為穩(wěn)健的潛在水權(quán)交易規(guī)模的測(cè)算值,同時(shí)考慮到混合估計(jì)模型的回歸結(jié)果與已有的實(shí)證研究結(jié)論更為吻合,筆者既選擇個(gè)體固定效應(yīng)模型的參數(shù)估計(jì)值測(cè)算潛在水權(quán)交易規(guī)模,也選擇了混合估計(jì)模型的參數(shù)估計(jì)值測(cè)算潛在水權(quán)交易規(guī)模,并比較2種結(jié)果的異同以期得到更為穩(wěn)健的研究結(jié)論。

在對(duì)工業(yè)部門的估計(jì)結(jié)果中,不論是混合估計(jì)模型的估計(jì)結(jié)果還是個(gè)體固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果均表明水資源對(duì)工業(yè)部門的產(chǎn)出產(chǎn)生了顯著影響,參數(shù)估計(jì)值在1%的顯著水平上通過了檢驗(yàn)。在對(duì)農(nóng)業(yè)部門的估計(jì)結(jié)果中,混合估計(jì)模型的估計(jì)結(jié)果表明水資源對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響在5%的顯著性水平上通過了檢驗(yàn),個(gè)體固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果表明水資源對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響在1%的顯著性水平上通過了檢驗(yàn)。

3 潛在水權(quán)交易規(guī)模的測(cè)算

青島作為中國北方的一個(gè)沿海開放城市,在經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的過程中飽受水資源短缺的困擾。雖然采取引黃濟(jì)青、海水淡化等水資源供給增加措施,但是水資源短缺形勢(shì)依然嚴(yán)峻,而部門之間的水權(quán)交易可以在一定程度上緩解水資源短缺的壓力。筆者以青島市為例測(cè)算農(nóng)業(yè)部門和工業(yè)部門之間潛在的水權(quán)交易規(guī)模。

基于實(shí)證回歸得到的個(gè)體固定效應(yīng)模型的參數(shù)估計(jì)值和2007—2011年青島市農(nóng)業(yè)部門與工業(yè)部門的生產(chǎn)要素規(guī)模,根據(jù)邊際收益相等的理想條件可以得到2007—2011年青島市Δw的估計(jì)值分別為4.065 1億m3、3.606 0億m3、3.908 8億m3、4.171 3億m3和4.449 0億m3。與青島市農(nóng)業(yè)部門在2007—2011年實(shí)際用水量相比,潛在水權(quán)交易規(guī)模估計(jì)值較大。以2007年為例,青島市該年度的農(nóng)業(yè)部門實(shí)際用水為4.31億m3,潛在水權(quán)交易規(guī)模的測(cè)算值明顯過高。這印證了前文對(duì)水資源邊際收益相等的理想條件進(jìn)行修正的必要性。造成潛在水權(quán)交易規(guī)模測(cè)算值較大的原因可能是沒有考慮到現(xiàn)實(shí)中水資源在農(nóng)業(yè)部門和工業(yè)部門收益的差異。

基于表1中個(gè)體固定效應(yīng)模型的參數(shù)估計(jì)值和個(gè)體固定效應(yīng)模型截矩項(xiàng)的估計(jì)值,利用式(5)對(duì)青島市農(nóng)業(yè)部門和工業(yè)部門間潛在水權(quán)交易規(guī)模進(jìn)行測(cè)算。

為了提高計(jì)算結(jié)果的穩(wěn)健性與可信度,筆者采取3種措施。①選擇青島市工業(yè)用水價(jià)格與農(nóng)業(yè)用水價(jià)格的比值作為θ取值的參照。工業(yè)用水價(jià)格與農(nóng)業(yè)用水價(jià)格差別越大,說明水資源給農(nóng)業(yè)部門和工業(yè)部門帶來的收益差異越大。②θ取值選擇一個(gè)區(qū)間,而不僅僅是某一個(gè)特定的值。這主要是考慮到不同工業(yè)部門的用水價(jià)格存在差異,同一部門用水量基數(shù)內(nèi)外的水價(jià)也存在差異(階梯水價(jià))。因此,θ取值選擇一個(gè)區(qū)間更有利于捕捉相關(guān)因素變化對(duì)潛在水權(quán)交易規(guī)模的影響。③除了選擇個(gè)體固定效應(yīng)模型估計(jì)值測(cè)算潛在水權(quán)交易規(guī)模以外,還選擇混合估計(jì)模型估計(jì)結(jié)果測(cè)算潛在水權(quán)交易規(guī)模。通過比較基于不同估計(jì)模型估計(jì)結(jié)果的測(cè)算值，以期得到更為穩(wěn)健的研究結(jié)論。

表3 青島市潛在水權(quán)交易規(guī)模測(cè)算結(jié)果 億m3

根據(jù)《山東省物價(jià)局關(guān)于調(diào)整黃河下游引黃渠首工程供水價(jià)格的通知》可知，黃河下游引黃渠首工程供農(nóng)業(yè)用水價(jià)格4～6月為0.012元/m3、其他月份為0.01元/m3;非農(nóng)業(yè)用水價(jià)格4～6月為0.14元/m3、其他月份為0.12元/m3。根據(jù)青島市物價(jià)局2012年《現(xiàn)行水、電、氣、熱、公交等價(jià)格表》可知，青島市工業(yè)用水的價(jià)格在3.45～4.55元/m3之間,2012年以前的農(nóng)業(yè)灌溉用水價(jià)格在0.2元/m3左右,以工業(yè)用水價(jià)格與農(nóng)業(yè)用水價(jià)格之比確定θ的取值范圍,初步確定為17.25≤θ≤22.75。不同水源供農(nóng)業(yè)用水價(jià)格存在差異。綜合以上,筆者選擇θ取值范圍進(jìn)一步擴(kuò)展為[15,30]。

圖1 基于個(gè)體固定效應(yīng)模型的測(cè)算結(jié)果

簡(jiǎn)化起見,θ取[15,30]范圍內(nèi)的整數(shù),首先利用個(gè)體固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果測(cè)算2007—2011年青島市農(nóng)業(yè)部門向工業(yè)部門可轉(zhuǎn)讓的潛在水權(quán)交易規(guī)模。測(cè)算結(jié)果如表3所示,不同年份θ與Δw關(guān)系的趨勢(shì)如圖1所示。隨著θ取值增加,農(nóng)業(yè)部門向工業(yè)部門可轉(zhuǎn)讓的水權(quán)交易規(guī)模逐漸下降,以2011年為例,θ=15時(shí)可轉(zhuǎn)讓的水權(quán)交易規(guī)模是1.436 2億m3,θ=20時(shí)可轉(zhuǎn)讓的水權(quán)交易規(guī)模為0.857 2億m3,θ=25時(shí)可轉(zhuǎn)讓的水權(quán)交易規(guī)模為0.426 6億m3,θ=30時(shí)可轉(zhuǎn)讓的水權(quán)交易規(guī)模為0.096 9億m3。測(cè)算結(jié)果表明,2007—2011年青島市農(nóng)業(yè)部門向工業(yè)部門可轉(zhuǎn)讓的水權(quán)交易規(guī)?？傮w上在逐漸加大。以θ=20為例,2007年可轉(zhuǎn)讓水權(quán)規(guī)模是0.363 6億m3,2008年有小幅下降為0.294 6億m3,2009年為0.637 3億m3,2010年為0.709 2億m3,2011年則增長到0.857 2億m3。

為提高測(cè)算結(jié)果的可靠性與分析結(jié)論的穩(wěn)健性,進(jìn)一步選擇混合估計(jì)模型的參數(shù)估計(jì)值測(cè)算2007—2011年青島市農(nóng)業(yè)部門向工業(yè)部門可轉(zhuǎn)讓的潛在水權(quán)交易規(guī)模。測(cè)算結(jié)果如表3所示。隨著θ取值增加,青島市農(nóng)業(yè)部門向工業(yè)部門可轉(zhuǎn)讓的水權(quán)交易規(guī)模變動(dòng)趨勢(shì)與基于個(gè)體固定效應(yīng)模型參數(shù)估計(jì)值的測(cè)算結(jié)果變動(dòng)趨勢(shì)非常相似。仍然以2011年為例,θ=15時(shí)可轉(zhuǎn)讓的水權(quán)規(guī)模為1.704 0億m3,θ=20時(shí)可轉(zhuǎn)讓的水權(quán)規(guī)模為1.169 5億m3,θ=25時(shí)可轉(zhuǎn)讓的水權(quán)規(guī)模為0.758 9億m3,θ=30時(shí)可轉(zhuǎn)讓的水權(quán)規(guī)模為0.435 3億m3。測(cè)算結(jié)果同樣表明,2007—2011年青島市農(nóng)業(yè)部門向工業(yè)部門可轉(zhuǎn)讓的水權(quán)交易規(guī)模總體上在逐漸加大。基于混合估計(jì)模型參數(shù)估計(jì)值測(cè)算的不同年份潛在水權(quán)交易規(guī)模與θ值之間的關(guān)系如圖2所示。

圖2 基于混合估計(jì)模型的測(cè)算結(jié)果

4 研究結(jié)論與政策含義

以水資源在不同部門邊際收益相等作為資源配置的均衡條件,考慮到水資源在農(nóng)業(yè)部門與工業(yè)部門收益的差異,對(duì)資源配置的均衡條件進(jìn)行修正。在農(nóng)業(yè)部門和工業(yè)部門面板數(shù)據(jù)模型的參數(shù)估計(jì)值基礎(chǔ)上測(cè)算了青島市農(nóng)業(yè)部門與工業(yè)部門之間的潛在水權(quán)交易規(guī)模。結(jié)果發(fā)現(xiàn):①不論是農(nóng)業(yè)部門還是工業(yè)部門,水資源都對(duì)產(chǎn)出產(chǎn)生了顯著影響,水資源是影響農(nóng)業(yè)部門和工業(yè)部門產(chǎn)出的生產(chǎn)要素之一;②水權(quán)交易均衡狀態(tài)下工業(yè)部門與農(nóng)業(yè)部門間水資源邊際收益差異越小,潛在水權(quán)交易規(guī)模越大;③水資源優(yōu)化配置渠道和機(jī)制的缺失帶來的結(jié)果是,2007—2011年青島市農(nóng)業(yè)部門和工業(yè)部門間潛在的水權(quán)交易規(guī)模越來越大,水資源配置的扭曲程度越來越嚴(yán)重。

以上研究結(jié)論的政策含義是:地方政府應(yīng)該充分重視水資源對(duì)農(nóng)業(yè)部門和工業(yè)部門產(chǎn)出的重要影響;充分完善用水指標(biāo)在不同部門之間的分配機(jī)制,把部門間潛在的水權(quán)交易規(guī)模作為用水指標(biāo)分配的重要參考依據(jù),可以在一定程度上緩解水資源配置的扭曲對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的消極影響;對(duì)水權(quán)市場(chǎng)進(jìn)行充分的論證,適時(shí)推出水權(quán)交易試點(diǎn),通過市場(chǎng)機(jī)制和政府補(bǔ)貼機(jī)制促進(jìn)水資源在部門間進(jìn)行二次調(diào)配,有助于糾正水資源初次配置的扭曲。為避免水權(quán)轉(zhuǎn)讓淪為一般的商品交換,甚至因?yàn)檗D(zhuǎn)讓混亂導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)失調(diào),在未來可能實(shí)現(xiàn)的水權(quán)直接交易過程中,政府應(yīng)該對(duì)水權(quán)交易進(jìn)行指導(dǎo),讓水權(quán)交易向節(jié)能環(huán)保、農(nóng)工平衡的方向發(fā)展。

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