何有幸 陳念東 黃森慰* 黃可揚(yáng) 陳世文

1.福建農(nóng)林大學(xué)公共管理與法學(xué)院 福建福州 350002；2.福州職業(yè)技術(shù)學(xué)院 福建福州 350000

回顧我國水價制度的變革歷程，歷經(jīng)了無償供水時期、低水價時期、非成本核算時期、商品化價格時期和階梯式水價時期[1]，實(shí)行居民生活用水階梯水價制度，是促進(jìn)節(jié)約用水的現(xiàn)行政策①。一系列水價改革的背后是水資源供求關(guān)系的變化，更深層次的原因可歸結(jié)為對水資源價值認(rèn)識的轉(zhuǎn)變。傳統(tǒng)觀念認(rèn)為水資源為所有人共享，是“無價”的，因而在人們的生產(chǎn)生活過程中較少考慮水資源的價值，使得水資源的分配使用失去價值杠桿。而隨著我國人口的劇增和經(jīng)濟(jì)急速發(fā)展，一系列水資源危機(jī)相繼出現(xiàn)，迫使人們對傳統(tǒng)水資源價值觀進(jìn)行反思，并逐漸形成了水資源價值理論，認(rèn)為水資源具有經(jīng)濟(jì)屬性、社會屬性和自然屬性，是經(jīng)濟(jì)、社會、生態(tài)環(huán)境價值的統(tǒng)一[2]。發(fā)揮水價對社會用水的調(diào)控作用，建設(shè)生態(tài)文明的節(jié)水社會逐漸成為人們共識[3]，在此背景下出臺的《關(guān)于加快建立完善城鎮(zhèn)居民用水階梯價格制度的指導(dǎo)意見》（發(fā)改價格〔2013〕2676 號），明確提出“2015 年底前要全面實(shí)行居民階梯水價制度”。階梯水價制度的施行提高了水價對用水量的影響[4]，有利于保障居民基本生活用水量和促進(jìn)全社會節(jié)約用水[5]，能夠使全社會年人均用水量下降16.87%[6]。然而，就居民生活用水來說，有學(xué)者指出階梯水價制度節(jié)水效果并不明顯[7]，甚至在部分地區(qū)用水量逐漸上漲[8]，居民家庭用水占比從31%增至40%[9]。圖1 展示了1997 年—2021 年我國社會用水量逐年變化情況，可以發(fā)現(xiàn)2013 年以后，全社會總用水量、農(nóng)業(yè)總用水量和工業(yè)總用水量總體上呈下降趨勢，而生活總用水量呈穩(wěn)定略有上升趨勢。全國各地的階梯水價制度的實(shí)施并沒有效降低居民生活用水量，人均生活用水量穩(wěn)定在57.78—61.62 立方米·年/人[10]。由此產(chǎn)生兩個疑問—階梯水價的實(shí)施是否能夠促進(jìn)居民家庭節(jié)水？如能促進(jìn)居民家庭節(jié)水，又為何居民生活用水量總體穩(wěn)定不變？

圖1 1997—2021 年全國用水量變化圖

目前學(xué)界對階梯水價與居民用水行為的關(guān)系研究大致可分為階梯水價定價測算研究和階梯水價實(shí)施效果研究[11]，本研究歸屬于后者。就階梯水價實(shí)施效果研究來看，黃鑫等[12]基于Holt-Winters 算法發(fā)現(xiàn)上海市階梯水價實(shí)施后總體家庭生活用水量有所下降；廖顯春等[13]基于我國285 個地級市面板數(shù)據(jù)實(shí)證表明實(shí)施相較于統(tǒng)一水價，實(shí)施階梯水價的城市耗水量降低16.58%。雖然階梯水價具有一定的節(jié)水效應(yīng)，但雷雨佳[14]從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度分析認(rèn)為自來水價格彈性很小難以降低生活用水需求量，孫宇飛和王延榮[15]指出城鎮(zhèn)居民生活水價格彈性僅在-0.4～-0.5 之間，鄭新業(yè)等[16]采用聯(lián)立方程處理內(nèi)生性后發(fā)現(xiàn)我國城市居民生活用水價格彈性為-2.43。雖然目前并無確定性的生活水價格彈性指數(shù)，但基本上都認(rèn)為水價對用水量具有影響。此外，王軍[17]、廖顯春等[13]指出階梯水價制度要兼顧公平效應(yīng)以保障低收入群體基本生活用水需求，生活用水總量的降低要通過培養(yǎng)居民節(jié)水行為來實(shí)現(xiàn)。以上研究有助于理解階梯水價制度的實(shí)施對降低居民生活用水量的影響，但仍存在不足：一是未能解釋為何階梯水價制度實(shí)施后居民生活用水量未能下降而是基本穩(wěn)定甚至略有上升；二是相關(guān)研究主要從宏觀角度發(fā)現(xiàn)階梯水價的實(shí)施對地區(qū)生活用水總量的影響，缺少微觀層面上家庭節(jié)用水情況的直接變化；三是階梯水價的效果研究主要集中關(guān)注其節(jié)水效應(yīng)和公平效應(yīng)，而較少深入討論階梯水價對居民用水行為的約束效應(yīng)。

本研究旨在厘清階梯水價制度對城鎮(zhèn)居民家庭生活用水的影響，具體研究思路：首先是檢驗(yàn)階梯水價是否對居民家庭生活用水行為有約束作用，即有無促進(jìn)家庭節(jié)水行為；其次，若階梯水價對居民家庭生活用水行為有約束作用，探究為何居民家庭生活用水沒明顯下降；再次，進(jìn)一步探究階梯水價是如何影響居民家庭生活用水的。文章將基于2021 年福建省3800 戶城鎮(zhèn)居民家庭生活用水微觀數(shù)據(jù)以及福建省地區(qū)水價相關(guān)宏觀數(shù)據(jù)，借鑒已有研究做法，利用聯(lián)立方程法控制內(nèi)生性，探討居民生活水費(fèi)支出對居民家庭節(jié)水行為的影響及其影響機(jī)制。本文的可能貢獻(xiàn)是：一是運(yùn)用宏微觀組合數(shù)據(jù)實(shí)證分析階梯水價對居民家庭用水行為的影響以彌補(bǔ)現(xiàn)有研究缺乏微觀上對居民家庭用水的探討；二是探究階梯水價制度實(shí)施后居民家庭用水量沒有明顯及持續(xù)下降的原因；三是進(jìn)一步厘清階梯水價對居民家庭用水的影響機(jī)制。

一、理論分析與假設(shè)提出

城鎮(zhèn)生活自來水是一種準(zhǔn)公共物品，其價格機(jī)制實(shí)際上是一種非完全市場性的行政定價[14]。并且生活自來水是人們生活的必需品，同時缺乏替代品，水價對居民家庭生活用水需求影響有限，因而理論上和實(shí)際上都無法直接通過城鎮(zhèn)生活水價的變化來實(shí)證分析水價對居民家庭用水量的影響。具體來說，我國大部分地區(qū)實(shí)際情況是水價現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)一經(jīng)制定基本維持多年不變，以及人們家庭生活用水需求的穩(wěn)定性使得家庭用水量變化不大。前人實(shí)證研究階梯水價對居民家庭用水情況變化影響的做法是采用地區(qū)多期的水價與家庭用水?dāng)?shù)據(jù)[18]，其優(yōu)點(diǎn)便是數(shù)據(jù)可得性高，不足之處是無法從微觀上反映現(xiàn)行水價對具體居民家庭用水情況的影響。家庭水費(fèi)支出系數(shù)是反映家庭水費(fèi)負(fù)擔(dān)情況的重要指標(biāo)，是居民水費(fèi)支出占當(dāng)?shù)乜芍涫杖氲谋戎?。學(xué)界和政策界常常使用這一指標(biāo)以觀察地區(qū)生活水價對居民家庭的影響，在水價制定過程中也將其納入考量，如《水利建設(shè)項(xiàng)目經(jīng)濟(jì)評價規(guī)范》（SL72-2013）指出，水費(fèi)支出系數(shù)不超過3%時，水價在用水戶可接受范圍；世界銀行確定的發(fā)展中國家的家庭水費(fèi)支出系數(shù)上限是5%[19]。王雨等[18]及柳長順等[20]學(xué)者采用家庭水費(fèi)支出系數(shù)探討水價對居民家庭節(jié)用水的影響。此外，由于生活自來水缺乏替代品，而家庭節(jié)水行為是居民可普遍采取的有限替代選擇，能夠反映水價對家庭用水情況的影響[21]。綜上，為探究現(xiàn)行階梯水價對居民家庭用水情況的影響，基于前人做法和現(xiàn)有數(shù)據(jù)，從家庭水費(fèi)支出系數(shù)與居民家庭節(jié)水行為入手進(jìn)行分析，并提出假設(shè)如下。

H1：階梯水價對居民家庭用水行為具有約束效應(yīng)，水費(fèi)支出系數(shù)越大的居民家庭其節(jié)水行為水平越高。

古典經(jīng)濟(jì)學(xué)揭示了價格與需求之間的相互影響關(guān)系，相關(guān)研究也表明階梯水價與用戶用水量之間存在雙向因果[16][22]。現(xiàn)行階梯水價制度的核心是將家庭用水量劃分為數(shù)個不同的梯度（大部分地區(qū)為三梯度，少部分為二梯度和四梯度），不同梯度水量的水費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)不一樣，《城鎮(zhèn)供水價格管理辦法》(2021 年國家發(fā)改委住建部令第46 號，下稱“價格管理辦法”)指出一、二、三級階梯水價比例應(yīng)不低于1∶1.5∶3。從理性經(jīng)濟(jì)人角度，居民家庭隨著家庭水費(fèi)支出系數(shù)的升高會采取一定的節(jié)水行為以減少水費(fèi)支出，并且盡可能控制家庭用水量在低水量梯度內(nèi)，而家庭節(jié)水行為的采取反過來又可能影響了其家庭水費(fèi)支出。由此，假設(shè)如下。

H2：家庭節(jié)水行為有助于家庭用水的穩(wěn)定，居民家庭節(jié)水行為的提高會抑制其家庭水費(fèi)支出系數(shù)的增長。

20 世紀(jì)90 年代，OECD 國家進(jìn)行大規(guī)模水價改革時提出了家庭水費(fèi)承受力這一概念，此后不少學(xué)者將家庭水費(fèi)承受力納入水價與居民用水影響關(guān)系中[23]。家庭水費(fèi)承受力會影響階梯水價對居民家庭生活用水的效果，不同層次居民的承受力產(chǎn)生不同實(shí)施效果[17]，而對那些具有較強(qiáng)的水費(fèi)承受能力的家庭，階梯水價模式不能促進(jìn)其采取節(jié)水行為[24]。家庭水費(fèi)支出系數(shù)與家庭水費(fèi)承受力間可能是相互影響的關(guān)系，用水需求較大的家庭水費(fèi)支出系數(shù)高，從而可能具有較高的水費(fèi)承受力，而當(dāng)家庭水費(fèi)支出越接近其水費(fèi)承受力時，家庭通常會有意識控制用水，從而使得家庭水費(fèi)支出系數(shù)較低，家庭水費(fèi)支出會通過家庭水費(fèi)承受力進(jìn)而影響家庭節(jié)水行為。一般來說，一個家庭的實(shí)際水費(fèi)支出是在水費(fèi)承受力水平之下的，即家庭水費(fèi)承受力抑制水費(fèi)支出系數(shù)的上升，因而家庭水費(fèi)承受力的存在可能會降低家庭水費(fèi)支出系數(shù)上升對家庭節(jié)水行為的促進(jìn)作用。從而，提出假設(shè)如下。

H3a：家庭水費(fèi)支出系數(shù)通過影響家庭水費(fèi)承受力，進(jìn)而對家庭節(jié)水行為產(chǎn)生影響。

H3b：家庭水費(fèi)承受力在家庭水費(fèi)支出系數(shù)對家庭節(jié)水行為間起到遮掩效應(yīng)，削弱了家庭水費(fèi)支出系數(shù)對家庭節(jié)水行為的促進(jìn)效果。

水價調(diào)價是計費(fèi)規(guī)則和標(biāo)準(zhǔn)的改變，就其結(jié)果來說通常是一次水價漲價。與國外大城市相比，我國大城市水價普遍存在調(diào)價難、調(diào)價周期長的問題，存在一調(diào)多年不變的現(xiàn)象[25]。針對此問題，“價格管理辦法”中明確規(guī)定“城鎮(zhèn)供水價格監(jiān)管周期原則上為 3 年”。而事實(shí)上，仍然存在部分地區(qū)調(diào)價周期遠(yuǎn)超過3 年，甚至20 年未調(diào)價[25]。水價未及時調(diào)整，使得供水單位成本上漲，乃至出現(xiàn)價格倒掛的現(xiàn)象[26]；此外，隨著水價調(diào)價周期的增長，水價對居民用水的約束效應(yīng)可能相應(yīng)減弱。從微觀經(jīng)濟(jì)角度分析，隨著階梯水價調(diào)價周期的增長，水價維持不變，而人均可支配收入逐年增長，水費(fèi)支出占收入的比例會降低，從而可能削弱階梯水價對居民用水的約束效應(yīng)，減少家庭節(jié)水行為。并且從經(jīng)濟(jì)心理學(xué)角度，具有長期性、日常性和低成本性的水費(fèi)支出具有較強(qiáng)的消費(fèi)慣性，家庭節(jié)水行為的改變在短時間內(nèi)可能差異不明顯。因此，階梯水價調(diào)價周期在水費(fèi)支出與節(jié)水行為影響關(guān)系中的影響可能是非線性的，存在特定的調(diào)價周期時間節(jié)點(diǎn)，使得水費(fèi)支出與節(jié)水行為影響關(guān)系出現(xiàn)顯著的變化。提出如下假設(shè)。

H4：階梯水價周期在家庭水費(fèi)支出系數(shù)對家庭節(jié)水行為間起到門檻效應(yīng)，當(dāng)現(xiàn)行階梯水價執(zhí)行時間超過一定周期時，家庭水費(fèi)支出系數(shù)對家庭節(jié)水行為影響不再顯著。

二、數(shù)據(jù)來源、變量說明與描述性統(tǒng)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文采取微觀數(shù)據(jù)和宏觀數(shù)據(jù)相結(jié)合的方式。微觀數(shù)據(jù)方面，來源于福建省價格協(xié)會進(jìn)行的“福建省供水價格機(jī)制調(diào)查2021”課題，該數(shù)據(jù)集包含了家庭成員情況、家庭節(jié)用水情況、家庭水費(fèi)支出情況、涉水相關(guān)評價等數(shù)據(jù)；調(diào)查采用整群多階段隨機(jī)抽樣方法抽取了福建省33 個區(qū)（縣）作為調(diào)查樣本，第一階段是每個地級市或行政管理區(qū)中抽取一個中心城區(qū)和兩個縣，第二階段，在被選中的中心城區(qū)中二次抽取四個街道，在被選中的縣中二次抽取一個縣城的街道和一個經(jīng)濟(jì)中等水平的鄉(xiāng)鎮(zhèn)所在地的居民為調(diào)查對象，開展隨機(jī)抽樣調(diào)查。宏觀數(shù)據(jù)方面，來源于《福建統(tǒng)計年鑒2021》《福建水資源公報2021》等文件，以及福建省統(tǒng)計局和中國房價行情網(wǎng)等數(shù)據(jù)網(wǎng)站。原始數(shù)據(jù)為3800 戶城鎮(zhèn)家庭，剔除部分缺失值和異常值后有效數(shù)據(jù)共2335 份，具體指標(biāo)含義及來源見表1。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果

(二)變量說明

被解釋變量方面。家庭節(jié)水行為是本研究的被解釋變量。研究指出，家庭節(jié)水模式有兩種基本類型，一種是節(jié)水器具采用，另一種是節(jié)水行為采取[27]。由于中國城鎮(zhèn)家庭節(jié)水器具使用率僅為30%[28]，而節(jié)水行為采取在廣大家庭中更具普遍性，故選取“重復(fù)用水比例”表征家庭節(jié)水行為水平。重復(fù)用水比例指標(biāo)設(shè)計思路借鑒西班牙統(tǒng)計研究所(INE)的節(jié)水指標(biāo)(WSI)，通過問題“您是否有重復(fù)用水的習(xí)慣？用過的廢污水重復(fù)利用量達(dá)到多少？比如洗菜、洗臉?biāo)糜跊_廁所等?！边M(jìn)行測量。

解釋變量方面。生活水費(fèi)支出系數(shù)是本研究的解釋變量，通過公式R=PW/V進(jìn)行測算[29]，其中，R為水費(fèi)支出系數(shù)，是水費(fèi)支出占收入的比值，P為供水價格（元/立方米），W為用水量（立方米），V為居民收入水平（元），以人均可支配收入作為指標(biāo)。目前的水費(fèi)支出系數(shù)測算有宏觀和微觀兩種類型[23]，本研究綜合兩種做法，用水量采用家庭層面的數(shù)值，其余的供水價格和人均可支配收入采用縣區(qū)層面的數(shù)值。

控制變量方面，借鑒前人研究設(shè)計，選擇居民個體特征變量[30]（性別、年齡和就業(yè)）、家庭特征變量[31]（家庭人口數(shù)量、家庭月用水量和家庭水費(fèi)承受力）、認(rèn)知因素[30][32]（價格重要性和供水穩(wěn)定性）和地區(qū)情況因素[13-16]（常住人口、平均房價、人均生活用水量、人均水資源量、上年降水量、二一梯度水價比、三二梯度水價比和地區(qū)類型虛擬變量）。需要特別指出的是本研究還納入水費(fèi)承受力，水費(fèi)承受力的測量上可分為客觀和主觀兩種方式，客觀的水費(fèi)承受力主要通過家庭注重用水量并采取節(jié)水措施時的水費(fèi)支出系數(shù)R 值確定，而主觀的水費(fèi)承受力主要通過結(jié)構(gòu)化問卷詢問獲知，主觀的水費(fèi)承受力測量具有反映家庭水費(fèi)支出經(jīng)濟(jì)和心理上的承受力，是兩者的競合，本研究采用主觀的水費(fèi)承受力測量方法。

(三)描述性統(tǒng)計

在進(jìn)行模型估計前對研究區(qū)域主要節(jié)用水情況進(jìn)行描述性分析。表2 數(shù)據(jù)按地市展示了福建省2021 年城鎮(zhèn)家庭節(jié)用水情況和地區(qū)階梯水價執(zhí)行情況。家庭生活用水支出情況方面，福建省家庭平均水費(fèi)支出系數(shù)（R 值）平均值為0.60%，其中R 值最高的城區(qū)是平潭，為0.99%；最低的是泉州，為0.44%。整體來說，福建省城鎮(zhèn)居民家庭生活用水支出壓力較小，R 值略低于學(xué)者研究指出的蘭州市平均R 值0.73%，也低于主要的OECD 國家，如法國平均R 值0.9%,墨西哥1.1%，英國1.2%[18]。

表2 2021 年福建省各城居民家庭節(jié)用水信息統(tǒng)計表

居民節(jié)水行為水平方面。表2 所示，總體上福建省80.5%的家庭重復(fù)用水比例為0 或接近0，換言之不到20%的家庭有明顯的重復(fù)用水行為，而僅有3.87%的家庭重復(fù)用水比例高于50%?？梢娔壳拔覈用窦彝ス?jié)水行為水平不高，生活節(jié)水任重道遠(yuǎn)，節(jié)水促進(jìn)措施實(shí)效有待加強(qiáng)。此外，平潭地區(qū)家庭重復(fù)用水比例為56.5%，遠(yuǎn)高于福建省其它地區(qū)，可能與其海島縣的區(qū)域特征有關(guān)。

家庭水費(fèi)承受力方面。由表2，總體上福建省77.61%的家庭水費(fèi)承受力集中在人均每月水費(fèi)40 元以下。其中，32.95%的家庭水費(fèi)承受力在人均水費(fèi)25 元以下，44.66%的家庭水費(fèi)承受力在人均每月水費(fèi)25～ 40 元之間。分地區(qū)看，平潭地區(qū)家庭水費(fèi)承受力最高，73.0%的家庭可承受水價在人均每月25 元以上。與人均月電費(fèi)支出35.08 元對比[33]，福建省居民水費(fèi)承受力要低于電費(fèi)支出。

階梯水價調(diào)價周期方面?？傮w上福建省現(xiàn)行階梯水價距上次調(diào)整時間為64.075 個月（約5.3 年）。其中，南平地區(qū)平均水價調(diào)價周期最長，為78.25 個月（約6.5 年）；寧德地區(qū)平均水價調(diào)價周期最短，為36.25 個月（約3 年），普遍超出“價格管理辦法”要求的3 年。

三、模型構(gòu)建與估計方法討論

(一)聯(lián)立方程模型構(gòu)建

聯(lián)立方程模型是相對于單一方程而言的，其包含兩個以上的方程，其中一個方程參數(shù)有效估計的前提是系統(tǒng)中其它方程所提供的信息，常用來解決互為因果關(guān)系。當(dāng)兩個變量互為因果時，用單一方程模型很難將兩個變量之間的關(guān)系完整地描述出來，此時就需要將相關(guān)方程聯(lián)立進(jìn)行系統(tǒng)地分析。本文中，由于家庭節(jié)水行為與家庭水費(fèi)支出間關(guān)系的復(fù)雜性，需通過對家庭節(jié)水行為與家庭水費(fèi)支出系數(shù)變量分別建立方程將其聯(lián)立分析。

1.家庭節(jié)水行為方程

本研究選擇家庭重復(fù)用水比例這一指標(biāo)來表征家庭節(jié)水行為，在控制變量方面納入地區(qū)層面和家庭層面的變量，同時依據(jù)部分研究指出的認(rèn)知因素對節(jié)水行為的影響，加入了認(rèn)知層面的變量。此外，由于本文研究對象為居民家庭，問卷數(shù)據(jù)通過訪問家庭代表性成員獲取，故同時納入受訪者個人特征作為控制變量。從而，建立家庭節(jié)水行為回歸方程如下：

（1）式中:behavior表示家庭節(jié)水行為；z-expenditure表示家庭水費(fèi)支出系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)值，即數(shù)據(jù)通過標(biāo)準(zhǔn)化進(jìn)行處理，目的在于減少數(shù)據(jù)的離散性；individual表示個體特征變量集，包括性別、年齡和就業(yè)等3 個變量；family表示家庭特征變量集，包括家庭人口數(shù)量、家庭月用水量和家庭水費(fèi)承受力等3 個變量；cognition表示認(rèn)知因素變量集，包括供水穩(wěn)定性和價格重要性等2 個變量；region表示地區(qū)情況變量集，包括常住人口、人均工資水平、平均房價、人均水資源量、上年降水量、二一梯度水價比、三二梯度水價比和3 個地區(qū)類型虛擬控制變量，共10 個變量，為減少變量間量綱造成數(shù)據(jù)離散過大，常住人口數(shù)值取單位為十萬人，上年降水量數(shù)值取單位為米/年；人均水資源量取自然對數(shù)值。

2.家庭生活水費(fèi)支出系數(shù)方程

居民家庭節(jié)水行為可能影響家庭用水量，進(jìn)而對家庭水費(fèi)支出系數(shù)產(chǎn)生反向影響，若忽略此影響會對估計結(jié)果產(chǎn)生偏誤。相關(guān)研究中，Tylor[34]認(rèn)為短期內(nèi)用水量對價格幾乎無影響，因而忽略了用水量對價格的反向影響；而鄭新業(yè)[16]則認(rèn)為階梯水價的實(shí)施會強(qiáng)化用水量對用水價格的影響因而需要考慮短期內(nèi)用水量對用水價格的反向影響。上述研究主要是從宏觀上出發(fā)探討城市的用水量與用水價格的關(guān)系，具體到本研究，家庭層面上的節(jié)水行為與水費(fèi)支出系數(shù)具有更直接、短期的影響變化。受家庭用水需求與經(jīng)濟(jì)承受力間的均衡約束，家庭節(jié)水行為與家庭水費(fèi)支出系數(shù)處在動態(tài)的變化當(dāng)中。因而，在聯(lián)立方程組中，建立一個以生活水費(fèi)支出系數(shù)為因變量的回歸方程。生活水費(fèi)支出系數(shù)同樣受到個體、家庭和地區(qū)三個層面的因素影響，并且控制變量與家庭節(jié)水行為方程具有一定的相似性。具有相同的個體特征變量集（性別、年齡和就業(yè)）、家庭特征變量集（家庭人口數(shù)量、家庭月用水量和家庭水費(fèi)承受力）和認(rèn)知因素變量集（供水穩(wěn)定性和價格重要性）。在地區(qū)情況變量集的選取上，人均生活用水量相較于人均水資源量更能體現(xiàn)地區(qū)整體用水情況對家庭水費(fèi)支出的影響，因而選取常住人口、人均工資水平、平均房價、人均生活用水量、上年降水量和3 個地區(qū)類型虛擬控制變量，共8 個變量作為地區(qū)情況變量集。建立生活水費(fèi)支出系數(shù)方程如下：

式（2）中各系數(shù)及變量含義參照式（1）說明。

(二)內(nèi)生性檢驗(yàn)與方法選擇

基于已有研究和理論分析，我們認(rèn)為家庭節(jié)水行為與家庭生活水費(fèi)支出系數(shù)存在直接的相互影響關(guān)系，并設(shè)立了包括兩個回歸等式的聯(lián)立方程組。但為科學(xué)確定兩者間的相互影響關(guān)系，本研究還對方程中家庭節(jié)水行為（behavior）和家庭生活水費(fèi)支出系數(shù)（z-expenditure）進(jìn)行了內(nèi)生變量檢驗(yàn)。

對于等式（1）而言，為了驗(yàn)證解釋變量家庭生活水費(fèi)支出系數(shù)（z-expenditure）具有內(nèi)生性，本文選取收費(fèi)合理性作為工具變量。收費(fèi)合理性與家庭生活水費(fèi)支出系數(shù)的相關(guān)性體現(xiàn)在：居民家庭的實(shí)際水費(fèi)負(fù)擔(dān)情況很大程度決定了其對當(dāng)?shù)厣钭詠硭召M(fèi)的合理性評價；收費(fèi)合理性與等式（1）的外生性體現(xiàn)在：居民家庭對當(dāng)?shù)厣钭詠硭召M(fèi)的合理性評價并不會直接影響家庭是否實(shí)施節(jié)水行為以及多大程度實(shí)施節(jié)水行為。此外，收費(fèi)合理性通過了弱工具變量檢驗(yàn)，表明收費(fèi)合理性與家庭生活水費(fèi)支出系數(shù)存在相關(guān)性。根據(jù)改進(jìn)的豪斯曼檢驗(yàn)對等式（1）內(nèi)生性分析，檢驗(yàn)結(jié)果為P（chi2=60.11）=0.000，結(jié)果拒絕變量為外生變量，表明兩者之間相互作用。

同理，對等式（2）中解釋變量家庭節(jié)水行為（behavior）選取家庭人均用水量作為工具變量。家庭節(jié)水行為的采取一定程度上能控制家庭人均用水量，因而兩者具有關(guān)聯(lián)性；但家庭人均用水量并不會直接影響家庭生活水費(fèi)支出系數(shù)，原因在于家庭生活水費(fèi)支出系數(shù)反映家庭生活水費(fèi)與人均可支配收入的比值，家庭人均用水量雖然一定程度上能夠反映家庭生活水費(fèi)情況，但卻不能反映人均可支配收入情況，并且對于那些較多家庭成員外出工作的家庭來說，其家庭生活水費(fèi)支出低但人均可支配收入高，家庭人均用水量無法反映家庭生活水費(fèi)支出系數(shù)。因而，家庭人均用水量作為工具變量滿足相關(guān)性和外生性的要求。此外，家庭人均用水量通過了弱工具變量檢驗(yàn)。根據(jù)改進(jìn)的豪斯曼檢驗(yàn)對等式（2）內(nèi)生性分析，檢驗(yàn)結(jié)果為P（chi2=2.99）=0.084，結(jié)果拒絕變量為外生變量，表明兩者之間相互作用。因而，運(yùn)用聯(lián)立方程組探究家庭節(jié)水行為與家庭生活水費(fèi)系數(shù)是必要的。

聯(lián)立方程組的計量方法分為兩類，一類方法是每個方程單獨(dú)估計，忽略方程之間的相關(guān)性，這種方法稱為有限信息方法（limited information approach），這一類型的常用方法為兩階段法（2SLS）；另一類方法考慮方程之間的相關(guān)性，將方程作為整體進(jìn)行估計，稱為完整信息方法（full information approach），這一類型的常用方法為三階段法（3SLS）。如果模型的設(shè)置正確，則后者比前者更有效，但是如果模型設(shè)置存在問題，則會導(dǎo)致整個系統(tǒng)估計存在問題，且如果聯(lián)立方程組中每個方程的隨機(jī)擾動項(xiàng)不相關(guān)，則兩種方法估計的結(jié)果是相同的。借鑒已有研究的做法，為了對比不同估計方法的結(jié)果和增強(qiáng)研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本研究同時采用2SLS 和3SLS 估計方法。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)基準(zhǔn)回歸：居民家庭水費(fèi)支出與節(jié)水行為影響分析

表3 匯總了基于2SLS 和3SLS 估計的家庭節(jié)水行為與家庭水費(fèi)支出系數(shù)相互影響的聯(lián)立方程結(jié)果。各個方程模型的F 檢驗(yàn)的P 值均為0.000，表明模型能較好估計對家庭節(jié)水行為及家庭水費(fèi)支出系數(shù)的影響。對比2SLS 和3SLS 估計的結(jié)果，各變量具有一致的影響關(guān)系和顯著水平，表明結(jié)果具有較高穩(wěn)健性。此外，對比2SLS 估計和3SLS 估計的模型擬合效果，模型（1）的R2值略大于模型（2）（0.131＞0.129），故就家庭節(jié)水行為方程而言，2SLS 估計略優(yōu)于3SLS 估計；模型（2）和模型（4）具有相同的R2值（0.741），說明就家庭水費(fèi)支出系數(shù)方程而言，2SLS 估計和3SLS 估計效果無明顯差異。因此，下面就2SLS 估計的家庭節(jié)水行為與家庭水費(fèi)支出系數(shù)相互影響的聯(lián)立方程結(jié)果進(jìn)行分析。

表3 聯(lián)立方程回歸分析結(jié)果

1.家庭節(jié)水行為與家庭水費(fèi)支出系數(shù)間相互影響關(guān)系分析

由模型（1）可知，家庭生活水費(fèi)支出系數(shù)對家庭節(jié)水行為具有顯著的正向影響作用（彈性系數(shù)為4.107，1%顯著水平），即家庭生活水費(fèi)支出系數(shù)越高的家庭節(jié)水行為程度越高，從而假設(shè)H1 得到證實(shí)。再由模型（2）可知，家庭節(jié)水行為對家庭生活水費(fèi)支出系數(shù)具有顯著的負(fù)向影響作用（彈性系數(shù)為-0.013，5%顯著水平），說明家庭節(jié)水行為程度越高的家庭其生活水費(fèi)支出系數(shù)可能越低，假設(shè)H2 得到證實(shí)。由此表明，家庭節(jié)水行為與家庭水費(fèi)支出間具有相互影響作用，存在著反向因果關(guān)系，即家庭生活水費(fèi)支出的提高能提升家庭節(jié)水行為水平，但家庭節(jié)水行為水平的提升又反過來抑制家庭生活水費(fèi)支出的增加。家庭節(jié)水行為與家庭水費(fèi)支出系數(shù)間的相互作用關(guān)系不難理解，除了前文提及的兩者關(guān)系外，就現(xiàn)實(shí)層面來說：家庭節(jié)水行為和家庭水費(fèi)支出系數(shù)均受到眾多因素的影響，兩者間并非簡單地相互作用，其相互作用并非只能表現(xiàn)為一致的正向影響或負(fù)向影響，而會在不同的關(guān)系系統(tǒng)里發(fā)揮著帶有差異且具體的作用；并且家庭節(jié)水行為和家庭水費(fèi)支出系數(shù)相互作用過程是一個動態(tài)調(diào)節(jié)過程[35]，當(dāng)居民發(fā)現(xiàn)自家生活水費(fèi)支出系數(shù)明顯上升時，會進(jìn)一步采取生活節(jié)水行為以降低生活水費(fèi)支出，而隨著家庭生活節(jié)水行為水平的提高會抑制家庭生活水費(fèi)系數(shù)的上升甚至降低家庭生活水費(fèi)支出系數(shù)，呈現(xiàn)出家庭節(jié)水行為水平和家庭水費(fèi)支出系數(shù)兩者處在某種均衡狀態(tài)。

2.家庭節(jié)水行為影響因素分析

從表3 中模型（1）可知，除了家庭生活水費(fèi)支出系數(shù)外，家庭節(jié)水行為還受到性別、家庭人口數(shù)量、家庭月用水量、家庭水費(fèi)承受力、常住人口、平均房價、人均水資源量、上年降水量和二一梯度水價比的顯著影響。

個體特征因素方面。僅性別顯著影響家庭節(jié)水行為，表現(xiàn)為受訪者為女性時，其家庭節(jié)水行為水平可能越高。而年齡和就業(yè)均未對家庭節(jié)水行為產(chǎn)生顯著的影響，反映在家庭主要成員里，女性家庭成員表現(xiàn)出顯著的生活節(jié)水行為傾向，與目前我國家庭關(guān)系中女性承擔(dān)著更多家庭生活事務(wù)的現(xiàn)狀相契合，也與女性相對男性在日常生活消費(fèi)行為中更為節(jié)省的特點(diǎn)一致。

家庭特征因素方面。家庭人口數(shù)量、家庭月用水量和家庭水費(fèi)承受力均對家庭生活節(jié)水行為具有顯著的影響作用，反映家庭層面上因素對家庭節(jié)水行為影響更突出。家庭人口數(shù)量對家庭節(jié)水行為具有顯著的正向影響，家庭人口數(shù)量越多的家庭，其家庭節(jié)水行為水平可能越高，可能的原因在于家庭人口數(shù)量越多的家庭更可能是居家時間較長的家庭，具有更大的節(jié)水行為空間。家庭月用水量顯著負(fù)向影響家庭節(jié)水行為，即家庭每月用水量越多的家庭，其家庭節(jié)水行為水平越低。此現(xiàn)象可能原因有兩點(diǎn)：一是家庭節(jié)水行為水平高本身有利于降低家庭用水量；二是相較于用水量低的家庭，家庭用水量高的家庭節(jié)水行為效果更低。家庭水費(fèi)承受力表現(xiàn)出對家庭節(jié)水行為的顯著促進(jìn)作用，即家庭水費(fèi)承受力越高的家庭越可能具有更高的家庭節(jié)水行為水平，可能的原因在于水費(fèi)承受力高的家庭本身也是高水費(fèi)支出的家庭，因而更有可能采取節(jié)水行為。

認(rèn)知因素方面。相對于價格重要性，供水穩(wěn)定性表現(xiàn)出對家庭生活水費(fèi)支出系數(shù)的顯著影響，表現(xiàn)為居民認(rèn)為當(dāng)?shù)毓┧€(wěn)定性越高，其家庭生活水費(fèi)支出系數(shù)越低。這一結(jié)果可能與供水穩(wěn)定性高的家庭住址，其管網(wǎng)漏損率較低有關(guān)。

地區(qū)情況因素方面。常住人口、平均房價、人均水資源量、上年降水量和二一梯度水價比均對家庭生活節(jié)水行為具有顯著的影響作用。常住人口對家庭節(jié)水行為具有顯著的負(fù)向影響，常住人口數(shù)量越多的地區(qū)，其家庭節(jié)水行為水平可能越低，可能的原因在于常住人口數(shù)量越多的地區(qū)經(jīng)濟(jì)活動更為活躍，整體上該地區(qū)居民日常生活中衣食住行可較多通過市場服務(wù)提供，戶外經(jīng)濟(jì)也較為活躍，因而家庭內(nèi)部的節(jié)水空間相對有限，節(jié)水行為水平偏低。平均房價越高的地區(qū)，其家庭節(jié)水行為水平可能越高，這一發(fā)現(xiàn)與相關(guān)研究指出的家庭住房面積與節(jié)水水平相反的現(xiàn)象一致[16]，平均房價越高的地區(qū)家庭平均住房面積也越低，在低住房面積的家庭里生活活動具有空間上的集聚性，有利于水資源的重復(fù)利用，如一些家庭住房空間狹窄其衛(wèi)生間和廚房相連，利用洗菜水沖廁所等。人均水資源量越高的城市其整體家庭節(jié)水行為水平越高，主要原因是由于獲取的人均水資源量數(shù)據(jù)是地級市層面的，城市關(guān)聯(lián)性較高，數(shù)據(jù)反映人均水資源量越高的城市其整體家庭節(jié)水行為水平越高，如寧德市。上年降水量體現(xiàn)當(dāng)?shù)氐淖匀粴夂?，豐水地區(qū)環(huán)境不利于居民節(jié)水意識的加強(qiáng)，節(jié)水習(xí)慣的形成缺乏驅(qū)動力[36]。二一梯度水價比越高的地區(qū)，其居民家庭節(jié)水行為水平越高，印證了階梯水價的約束性。而三二梯度水價比沒有表現(xiàn)出對居民家庭節(jié)水行為顯著的影響，很可能與絕大部分居民家庭處于低梯度水量有關(guān)。

(二)影響機(jī)制：家庭水費(fèi)承受力的遮掩效應(yīng)

表4 匯報了家庭水費(fèi)承受力作為中介變量的中介機(jī)制檢驗(yàn)回歸結(jié)果。如表4 所示，Sobel 檢驗(yàn)、Goodman1 檢驗(yàn)和Goodman2 檢驗(yàn)結(jié)果均顯著，表明家庭水費(fèi)承受力在家庭水費(fèi)支出系數(shù)對家庭節(jié)水行為的影響中存在顯著的中介作用，從而證實(shí)了H3a。根據(jù)MacKinnon 等[37]關(guān)于中介效應(yīng)和遮掩效應(yīng)的判斷方法，中介作用存在三種情形：一是中介機(jī)制不成立，標(biāo)志為總效應(yīng)或間接效應(yīng)不顯著；二是中介效應(yīng)，標(biāo)志為總效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著，且間接效應(yīng)和直接效應(yīng)符號一致；三是遮掩效應(yīng)，標(biāo)志為總效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著，且間接效應(yīng)和直接效應(yīng)符號相反。由回歸系數(shù)可知，在控制了家庭水費(fèi)承受力這一中介變量后，家庭水費(fèi)支出系數(shù)對家庭節(jié)水行為間接效應(yīng)為-0.089（5%顯著水平），而間接效應(yīng)的方向與總效應(yīng)2.452（1%顯著水平）的作用方向相反，說明家庭水費(fèi)承受力在中介機(jī)制模型中具體表現(xiàn)為遮掩效應(yīng)，且遮掩效應(yīng)比例為-3.6%，假說H3b 得到驗(yàn)證。此時，家庭水費(fèi)支出系數(shù)對家庭節(jié)水行為的直接效應(yīng)系數(shù)為2.541（1%顯著水平），其系數(shù)絕對值比總效應(yīng)系數(shù)絕對值更大，進(jìn)一步說明了家庭水費(fèi)承受力在兩者間發(fā)揮了顯著的遮掩效應(yīng)。也就是說，家庭水費(fèi)承受力這一中介變量弱化了家庭水費(fèi)支出系數(shù)對家庭節(jié)水行為的促進(jìn)程度。具體來說，家庭水費(fèi)支出系數(shù)的提升雖然會促進(jìn)居民家庭節(jié)水行為水平，但同時會降低居民家庭水費(fèi)承受力，并由此對居民家庭節(jié)水行為產(chǎn)生抑制作用（表2 結(jié)果表明家庭水費(fèi)承受力能夠促進(jìn)家庭節(jié)水行為水平），進(jìn)而弱化家庭水費(fèi)支出系數(shù)對家庭節(jié)水行為的促進(jìn)作用。對這一遮掩效應(yīng)的理解是，居民家庭水費(fèi)支出系數(shù)、家庭水費(fèi)承受力和家庭節(jié)水行為三者間有著系統(tǒng)性的關(guān)聯(lián)，居民家庭水費(fèi)承受力越高則其對家庭水費(fèi)支出系數(shù)具有更高的“耐受性”，從而削弱了居民采取節(jié)水行動降低用水量的動力，表現(xiàn)為節(jié)水行動“閥值”高。

表4 家庭水費(fèi)承受力中介效應(yīng)檢驗(yàn)

(三)進(jìn)一步分析：階梯水價調(diào)價周期的門檻效應(yīng)

由于最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高具有穩(wěn)定的周期性，在既定生活自來水收費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)不變情況下，階梯水價的約束效應(yīng)是否也具有周期性變化？為此，選擇階梯水價調(diào)價周期作為門檻變量進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。門檻效應(yīng)檢驗(yàn)如表5 所示，檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)存在57 個月（4.75 年）這一單門閥值，使得家庭水費(fèi)支出系數(shù)對家庭節(jié)水行為在對應(yīng)的兩個門閥區(qū)間內(nèi)呈現(xiàn)正向顯著和負(fù)向不顯著的關(guān)系變化，且系數(shù)絕對值差異明顯。即僅當(dāng)階梯水價調(diào)價周期在57 個月（4.75 年）以內(nèi)時，家庭水費(fèi)支出系數(shù)會顯著提升家庭節(jié)水行為，且影響系數(shù)1.287（10%顯著水平）；而一旦超出57 個月（4.75 年）時，家庭水費(fèi)支出系數(shù)對家庭節(jié)水行為水平的提升作用不再顯著，假設(shè)H4 得到證實(shí)。門檻值的合理性可以從相關(guān)政策實(shí)踐予以體現(xiàn)，如2021 年10 月國家發(fā)改委新修訂執(zhí)行的“價格管理辦法”在2004 年版的基礎(chǔ)上明確“城鎮(zhèn)供水價格監(jiān)管周期原則上為3 年”；2019 年福建省《提升城市供水水質(zhì)三年行動方案》要求“水價調(diào)整周期超過5 年…應(yīng)啟動水價調(diào)整機(jī)制”；國外水價調(diào)整周期一般在3—5 年間②。門檻效應(yīng)檢驗(yàn)表明家庭水費(fèi)支出系數(shù)對家庭節(jié)水行為的影響會受到當(dāng)?shù)仉A梯水價調(diào)價周期的影響，在階梯水價新調(diào)整后的一段時間內(nèi)，家庭水費(fèi)支出系數(shù)對家庭節(jié)水行為的促進(jìn)作用具有穩(wěn)定的規(guī)律性，可能是居民因階梯水價的上漲而注意生活用水情況，從而階梯水價的約束效應(yīng)得到發(fā)揮；而當(dāng)現(xiàn)行階梯水價實(shí)施時間較長時家庭水費(fèi)支出系數(shù)對家庭節(jié)水行為的促進(jìn)作用不再顯著，原因在于這一階段生活用水的名義價格不變但實(shí)際價格下降，從而使得階梯水價的約束效應(yīng)減弱。因此，從促進(jìn)廣大居民節(jié)水水平的角度來說，地區(qū)監(jiān)管部門應(yīng)在不超過57 月（4.75 年）的周期內(nèi)及時進(jìn)行水價調(diào)整。

最后，綜合表3 中家庭水費(fèi)支出系數(shù)、二一梯度水價比和三二梯度水價比對家庭節(jié)水行為的影響以及表5 中階梯水價調(diào)價周期在水費(fèi)支出系數(shù)對家庭節(jié)水行為影響間的門檻效應(yīng)結(jié)果，可以進(jìn)一步歸納階梯水價對居民家庭節(jié)用水的影響：第一，階梯水價對居民家庭用水行為具有約束效應(yīng)，能夠促進(jìn)家庭節(jié)水行為水平，維持了城鎮(zhèn)居民家庭用水的穩(wěn)定；第二，階梯水價的約束效應(yīng)與其本身各梯度水價設(shè)置有關(guān)，其中以第一梯度和第二梯度的價格差影響最為顯著，二一梯度水價比越高則階梯水價的約束效應(yīng)越大；第三，階梯水價的約束效應(yīng)穩(wěn)定發(fā)揮與其制定執(zhí)行時間有關(guān)，階梯水價調(diào)價周期在不超過57 個月（4.75 年）時階梯水價的約束效應(yīng)能有效發(fā)揮。因此，階梯水價標(biāo)準(zhǔn)的制定要注重擴(kuò)大水價梯度差，及時調(diào)整現(xiàn)行階梯水價標(biāo)準(zhǔn)，以使得階梯水價對居民家庭節(jié)用水的約束效應(yīng)得到有效發(fā)揮。

表5 門檻回歸分析結(jié)果

五、研究結(jié)論與政策建議

家庭節(jié)水是節(jié)水社會建設(shè)的重要一環(huán)。為探析階梯水價對居民家庭節(jié)用水的影響機(jī)制及階梯水價制度下居民家庭用水如何保持穩(wěn)定性，本文選取了福建省2335 戶城鎮(zhèn)居民家庭作為研究對象，基于聯(lián)立方程組估計模型、中介檢驗(yàn)?zāi)Ｐ秃烷T檻效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ瓦M(jìn)行了實(shí)證分析。主要研究結(jié)論有：①階梯水價對城鎮(zhèn)居民家庭節(jié)用水具有約束效應(yīng)，階梯水價支出系數(shù)越高的家庭其節(jié)水行為水平越高；②階梯水價約束效應(yīng)大小與其階梯水價梯度價格差關(guān)系密切，尤其是階梯水價標(biāo)準(zhǔn)中第一梯度水價與第二梯度水價相差越大則階梯水價約束效應(yīng)越大；③階梯水價約束效應(yīng)的穩(wěn)定發(fā)揮需要階梯水價標(biāo)準(zhǔn)的及時調(diào)整，水價調(diào)價周期超過57 個月（4.75 年）時階梯水價的約束效應(yīng)不再顯著；④家庭水費(fèi)承受力在階梯水價對居民家庭節(jié)用水影響關(guān)系中發(fā)揮遮掩效應(yīng)，弱化了家庭水費(fèi)支出系數(shù)對家庭節(jié)水行為的提升程度；⑤家庭水費(fèi)支出系數(shù)與家庭節(jié)水行為水平間存在均衡狀態(tài)以使得居民家庭用水具有穩(wěn)定性，家庭水費(fèi)支出系數(shù)的上升會提高家庭節(jié)水行為水平，但同時家庭節(jié)水行為水平的提高也反向抑制家庭水費(fèi)支出系數(shù)的上升。

相關(guān)政策建議：①目前城鎮(zhèn)居民家庭節(jié)水水平還有較大提升空間，平均家庭水費(fèi)支出系數(shù)較國外低，家庭水費(fèi)承受力較高，各地應(yīng)積極推進(jìn)階梯水價制度建設(shè)，進(jìn)一步發(fā)揮階梯水價的約束效應(yīng)以提高居民家庭節(jié)水行為水平；②各地現(xiàn)行的階梯水價梯度比普遍在1∶1.5∶3 的水平上，為更大程度發(fā)揮階梯水價的約束效應(yīng)以建設(shè)節(jié)水社會，相關(guān)部門在制定階梯水價標(biāo)準(zhǔn)時，要注重提高階梯水價各梯度比，尤其是第一梯度與第二梯度水價差，并考慮設(shè)置4 梯度或5 梯度；③各地區(qū)供水單位及有關(guān)水價監(jiān)管部門要及時組織階梯水價的調(diào)整，現(xiàn)行階梯水價執(zhí)行時間最長不超過4.75 年范圍內(nèi)對階梯水價進(jìn)行更新；④整體上城鎮(zhèn)居民家庭對現(xiàn)行階梯水價具有較高的水費(fèi)承受力，從促進(jìn)節(jié)水社會建設(shè)的角度來說，各地應(yīng)當(dāng)提高現(xiàn)行階梯水價，做法上可考慮分階段逐步提高現(xiàn)行水價、對水費(fèi)承受力較低的困難家庭實(shí)施精準(zhǔn)保障性補(bǔ)貼措施基礎(chǔ)上提高階梯水價等；⑤由于家庭水費(fèi)支出與家庭節(jié)用水間的均衡狀態(tài)存在，單純通過提高水價以降低家庭生活用水的效果有限，需要提高家庭用水效率，如推廣節(jié)水設(shè)備、推進(jìn)非常規(guī)用水等。

最后，本文的研究設(shè)計旨在解答“階梯水價的實(shí)施是否能夠促進(jìn)居民家庭節(jié)水？如能促進(jìn)居民家庭節(jié)水，又為何居民生活用水量總體穩(wěn)定不變？”這一核心問題。為此，基于福建省城鎮(zhèn)居民家庭用水微觀數(shù)據(jù)和地區(qū)水價相關(guān)宏觀數(shù)據(jù)相結(jié)合數(shù)據(jù)，運(yùn)用聯(lián)立方程組模型，從居民家庭水費(fèi)支出及家庭節(jié)水行為水平的角度進(jìn)行研究雖然有一定的創(chuàng)新性，但仍然存在如下不足：①由于數(shù)據(jù)獲得性問題，部分地區(qū)性宏觀數(shù)據(jù)為區(qū)縣層次數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)精度的不足可能在一定程度上弱化了指標(biāo)的真實(shí)影響力；②本研究雖發(fā)現(xiàn)了家庭水費(fèi)支出系數(shù)與家庭節(jié)水行為水平間存在某種均衡狀態(tài)，但由于研究設(shè)計及文章篇幅等原因并未具體分析其均衡狀態(tài)。以上不足，需要在后續(xù)研究中進(jìn)一步完善探討。

注釋：

① 《“十四五”節(jié)水型社會建設(shè)規(guī)劃》（發(fā)改環(huán)資〔2021〕1516 號）明確“要完善居民生活用水階梯水價制度…促進(jìn)節(jié)約用水”。

② 參見人民網(wǎng)：《水價調(diào)整周期為3 到5 年 多地計劃上調(diào)水價》，http://finance.people.com.cn/money/n/2013/0705/c218900-22086620.html。