农业水权交易能否推动农业绿色发展_姚鹏.pdf

2023.2-17-农业水权交易能否推动农业绿色发展*姚鹏1,2李慧昭1摘要：一进农绿色发是关业结构和产方式调整革推业展场乎农生的重要变。本文利用20152020，采双讨权。市面据用重差分农业水交制度能区农业绿究表年中国地级板数法探易否推动地色发展研，本权。，具有提高水机会成作用的农水交能够推农绿色展机制析明明用业易显著动地区业发分表农权对。水交易可通过促进农水和改善业绿展产生推动异质性分表业以户节约用种植结构农色发作用析，、，权明由区市场化发展平发展定不同政策效果存在质性农业于不同地程度经济水位异即水交。，本，权易是进农绿色发据文认为推广业水交易是新时代农并非总促业展此研究农实现中国业绿色，的重措但在政策发展要举执行，权。程中需依当地条宜地推进水交制度过据件因地制实施农业易关键词：农业色发展绿权农业水交易业节农水种植结构中图分类号：F323.21文献标识码：A一、引言推进绿发展农业色一农业发观场革命是展的深刻，也是决能否定一义成功走特色社会出条中国主村路的乡振兴道关键。中国来农业发以展素、高产高高经济质效益的“三高”长增，模式为主虽业然农快速发展，但粗的生产放方式致使资环境源坏产破生的负面日凸显效应益，染业面源严农污重、力地位下降土地降低下水壤等资题源环境问严重制约（发展农业绿色，稳于法2016）。19782021年，中国粮量从食产30476.5 万吨增加到68284.75 万吨，提高了1.24 倍，而化肥使用量从884吨增万到加5191.26，了万吨提近高5 倍。，但是一较农业水资利用率直源效低（，莲夏等2013）。近20来年，中国农业水用量占总用量水的60%上以，农田灌用水有效利溉用系数却一直在0.56 左右，远*本文研究得到山东省高等学校青年创新团队发展计划“黄河流域生态保护与制造业高质量发展的时空耦合机理与协同推进路径研究”（编号：2021RW008）和山东省自然科学基金青年项目“新发展理念下黄河流域生态保护与制造业高质量发展权衡：时空耦合机理与共赢路径研究”（编号：ZR2021QG048）的资助。感谢匿名审稿专家提出的宝贵意见，文责自负。本文通讯作者：李慧昭。资料来源：全面推进农业发展的绿色变革，http:/ 年中央“一号文件”即中央共中村关实施振兴战的见国务院于乡略意将“双行水资源耗总量和强实消度控行动”和“大力加农业革工水价综合改作度”村作为推进乡发展的重举措绿色要，这也为推动业绿农色发展了一新的体思路提供个具。“、水生命之源生产之要态之是生基”，水资源农要在业生产素中更重中之是重，但是农资源的粗式使用和低业水放效率利用却成为农业绿色发展掣肘的重素要因（骞杨和，刘华军2015）。，对此改善农用水方业用水效因业式提高农率于促进农业色发展绿至。重要关一另方面，农业绿发展色术。样受界关同到学的广泛注众多者学对中国业色水平农绿发展了开展究研，结果均表明，自2012来，年以中国农业平绿色发展水势，呈升趋现上但较大区域在差异间存（才津津，和丹王2021；，魏琦等2018）。了文献考察这部分中国各地农业色发展绿，了状为解况全国及各省份业绿发展农色状况、总结相关了经提供础依据验基。也学关何促进农绿色发展有者注如业。，（例如于法稳2018）认为解决本、心大基最两生态资源农业生产最核的要素耕地与水的利用低染，效题是促进发展关键率和污问农业绿色的。孙小燕和雍刘（2019）了论证以土地托管例的为耕地集约营进业绿生产化经能够促农色。对。水变农色发展的响同样受到上涨可以价化业绿影关注水价减少用水农业灌溉量（坤玉和吴健牛，2010；松廖永，2009），但会使植收益种持续下降（刘莹等，2015）。，计、而价政具有不同策效应在量水价定管理按亩且不同水策政额和收费3，种策定额水价政中管较门（，理能够低农总福利损节约更多的福金等以的业部失水资源易2019）。讨了上探述文献充分水对，权。较大，化农业的影水价变化水交易水价受政主观愿影响难价变响但与仍有区别策制定者意以（，反映市场变化刘世和许明庆英2012），势，而用价则能根据市形动体现农业水交易格够场波更能双交易意愿方；对且相于水价单纯抬高，农户中获益能够从交易取收，本大过量用水会成幅提的机高。2020年，经国务院审定，由水利部、国家发展和改革委员会、工业和信息化部等部门组成的最严格水资源管理制度考核工作组发布关于发布2019年度实行最严格水资源管理制度考核结果的公告。考核结果显示，2019年，中国农田灌溉用水有效利用系数为0.559。资料来源：http:/ 国务院办公厅印发关于创新体制机制推进农业绿色发展的意见，http:/ 国务院关于实施乡村振兴战略的意见，http:/ 个阶段：20002007年初步探索阶为段。一这讨权必主要从法视角中国实施水制度的要阶段学和管理学探在交易性、可行性借鉴国外以及如何经验。20082013术，关键探索阶段究视角扩年为技研展权、至水交的内机制规易在交易则与价方面定等。2014 年来以，为实阶众践段多策政一文件和体措施指导时期相继具文件在这出台。：例如2016 年，水利发部印权办水交易管行法理暂，类权为各型的水种交易明确了办详细交易法；2022 年3 月，参见水利部关于印发水权交易管理暂行办法的通知，http:/ 年8 月，、权部国家发和改革委员联合印发水改水利展会财政部关于推进用革的指导意见，一权权了为完善水初分配制易市场提导进步始度和水交供详细指。在关相政策的导指，下各地区涌现出种多类权。型水交例的易案权办，权交管理行法水易为根据水易暂交分3类：权、权区域水交取水交易种型易和灌溉用权。权一，户水交易通常在同流域内具备调水件的行间交易标水区域水交易发生或者条政区域之的通用水量控制指和江河水量分配指范围的常是总标标内节余；权门，量易常是部交易农水取水交通跨如门门部业部之间业和工；权溉用水户水生在农业灌交易只发灌溉用水户之间用水组织之或者间。3 种权类，权，水交易型然均有农业用水溉用户水交易及农户用水行为并只发虽可能涉及但只有灌水涉且门，在农内生业部部因此，本权权，文业水易特指溉水交易并不及其他两农交灌用户水涉类种型。自2016权国水交易年中所成立至2021 年，3类权种型易总单数水交2553，例总量达到交易14.43立亿米，方其中，权权交易是水的农业水交易最多类型，然交易水虽量仅占总交易水量的2.15%，交易但为数2282，例交占总易数的89.4%。小、这际上农户规分广征实是模散的特造成的。权业水交易农小，权权。具但交易面比于水交易和取易更加活有交易量广的特点相区域水交跃权农业水接交易的直对，影响象农户响最深的业是农业是区域内影产它通过影农户水行变产响用为改农业生式方。水资对源中国，业产是举足轻因此农生可谓重，大范围农为改变足户用水行以。农业模式影响区域生产当前粗农业生产式放的方造成，、严重浪费管理足水资源缺性难以体现是水资源等农业用水不稀造成中国大、业水消严的农资源耗浪费重重要原因（，冯等欣2020；然李和，代贵田2016）。因此，本权有提高用水用的农业具机会成作水交易制度是解业水资源决农浪费，也题的重要径是促问途进农色发展业绿的重要措施。2.权农业交易的发现状水展。图1了展示20182021 年类权不同水交情况型易。看不难出，相比权权，权（权），于域水易和取交农交易灌溉水户水交易数更多但区交水易业水用的成交单成交量和成较少交金额，也对均单价相平较低，且现呈势缓慢上的态升，从 2019 年的0.07 元/米方提升立参见中共中央 国务院关于加快建设全国统一大市场的意见，http:/ 国家发展改革委 财政部关于推进用水权改革的指导意见，http:/ 2021 年的 0.09 元/米方立。类双议造不同交易水价差异的主要原在于卖方存成型因买是否在力价能。根据权办水交管理暂法易行，“一权易般应当以交易平台或备相应能交各方水者其他具力，价为价格的机构评估基准进行；也协价或者竞可以直价商定价接协商定”。双这意味可着买卖方以商协确定交价格易。，权权大，但从现实情况区域交易水交主体为政府企看水和取交易的易多和业本力身基于市场件协商定价具备条的能。即使它们本议力，身不具备价能也以支用可付费三聘请第方评估水价机构。此因，可以观察到这类两种交易型的较大。权（波动观农业水易灌溉用水户水价反交权），水交其交主体业水或用组织由易易为农灌溉用户水于他们，议缺市场知识水价信息价乏水和力能不高，也常不会通聘请三评估第方机构水价，因此，双。买卖方协商定价难以（a）不同类型水权交易成交单数（b）不同类型水权交易成交量（c）不同类型水权交易成交金额（d）不同类型水权交易平均单价图1不同类型水权交易20182021年交易情况：注图1（d）了类权展示交易不同型水20182021，年的平均单价本文义将均单价定平为总成交金额与总成量交的值比。来：权数中易据源国水交所，官方站网http:/ 元/米，执双浮立方并表明行时可根交易方下具体据意愿做上，权，动后续易逐活跃价格渐调整随着水交步逐；肃州，甘省武威市区清灌区现按凉源基于行水价州权凉区于水交有要照关易关求，定交易最价格不得高价规高于现行水0.05 元/米立方的3 倍，从2019权交易情况看年水实际，未交易均出现溢现象价格价，权所有水交易均按照0.15 元/米立方成交；湖长长南沙市沙县仁桥灌区根据湖南水利印发省桐省厅的 权于交试点作的通关做好水易工知，在2018权，权度灌溉水额回购工作中节余水额年农业度规定亩均度050米分按立方的部0.06 元/米方回立，购超出50米的部分按立方0.10 元/米立方回购。例表明上述案，试基于方面考虑灌点地区会多为权，也类溉用水户水交易供参水价该水趋于提考这是交易型价平稳的主原要因。较农价低的主业水要，权未，、（原因在于水尚完全健过高导致农民负重农业减李然和交易制度全如果水价可能担加产田，代贵2016），。，一对较。且会损害参与易的积极因此农业水价直相且平并买方农户交性低稳（二）农业水权交易与农业绿色发展农业发绿色展，色展理在农业产程贯彻和体不仅要是绿发念生过中的现“绿色”，还要“发展”（，冯欣等2020）。农业绿色发展，既要农业生产过的资源节和生态还要体现包括程中约环境保护出、。，本、，业生维护农民益的作用因此文从约用改善结效入手体探保障农产利节水种植构两种应具讨权农水易作用于业交如何农绿色发展业，并分析条件地区差异对生的政策效果产性异质。影响1.权。农业易促进节用水的水交约机制分析权本农业水交效应提升农业水的机会成易的直接为用（九杰，马等2022；，胡通和亚华振王2018），一对，应用决策生影响促这效将农户水产并进农业绿色发展。权农水交易业制度节余水量之间的实施使能够在农户买卖。也就是说，本大用水成幅提机会，高户农会因此少用水减过量。，有研国农灌溉用水在严重浪费问题其水价低是究表明中业存中偏重（鹃，原连王秀要因胡继和2018），本，廉的水使农量灌溉的偏低而当灌以交低价得户过成溉用水可，来。，易后续过水不仅要支外水费还损失出量带的收农户如果继量用付额会售节余水益因此理择少，少本。性的户会选减量用水减灌溉成的时获额外农过同取收益，也另可通过高灌溉外农户能提术，例技如采用、术，较少滴灌等技用喷灌使的大，水量浇积提高灌达到灌更的面溉效率从而节约用水的效果。，权本，农业水交可以通水机会成户节用水的目从而因此易过提高用达到使农约的一在定程度上解决水资源浪费问题，促进绿发展农业色。于基以上，本析提分文出假说H1。H1：权农业水易交可以促进发展农业绿色。，权本，对，根据业水会提升农业的机会成将直接方式产生上文分析农交易用水这农户用水影响资料来源：中国水权交易所官方网站，http:/ 个维度构建农业绿色发展水平指标体系，下设9三级指个标（见表1）。表1农业绿色发展水平指标体系指标指标义含和单位指标向方三级指权标重二级指权标重二级指标三级指标农业源资节约耕人地面积均耕地面积/（人口数公总顷/人）+0.100.30耕地指复种数物农作总播种积面/耕地面积-0.08有灌积效溉面占比有灌溉面积效/耕地面积+0.12环境农业治理积农用量单位播种面药使农药使用量/农作物总（种面积播公斤/）公顷-0.110.42单位播种面积化肥使用量化肥施用量/农作物总播种（面积斤公/）公顷-0.11单位产农业值机械投入力农业械总动机/（业产瓦农总值千/万）元-0.10单农业产值位农膜用量膜使用量农/（公斤农业总产值/）万元-0.10农业生产效益均人农业产值农业生产总值/（社会农业全就业人数万元/人）+0.150.28村农居民人经营净收入均村地区农民经活动均水居营的平净收入（元平/人）+0.13“业资源农约节”对示生产过程自然资源的表农业中节约。情况利用，其中“耕人均地面积”表耕，大，耕，。示源的人均拥况该值越均可利源越多因向为地资有情人用的地资此指标方正“耕地复种指数”耕，耕，指年内单位地面积种植作物均值高说地利用度利业绿上农的平次数该过明过不于农，（，色发因此指标方琦等展向为负魏2018）。“有效比灌溉面积占”指能进行正常的农田当年灌溉，耕，耕面所占比溉的地通水灌工程或设能够有效节约灌溉水量反映积重有效灌常配备节溉备用是力。大，一对耕，旱要标该标值越明地资源和灌用水量的保高越地抗能的重指指说个区地溉护程度越，有利发展指标方向为于农业绿色因此正。资料来源：农业农村部 国家发展改革委 科技部 自然资源部 生态环境部 国家林草局关于印发“十四五”全国农业绿色发展规划的通知，http:/ 国务院办公厅印发关于创新体制机制推进农业绿色发展的意见，http:/ 月10日发布的中国移动源环境管理年报（2021），2020年中国非道路移动源排放中，农业机械排放出的碳氢化合物（HC）、氮氧化物（NOx）和颗粒物（PM）分别占非道路移动源总排放量的48.0%、34.9%和38.8%，均位居前列，农业机械排放是其中主要排放类型之一。非道路移动源主要包括工程机械、农业机械、小型通用机械、船舶、飞机、铁路机车等。资料来源：生态环境部发布 中国移动源环境管理年报（2021），https:/ 年6 月以后，根据相关监管部门要求，中国水权交易所官方网站不再公布农业水权交易详细信息，而只公布其所在省份。但在地方政府相关网站，仍能搜索得到交易详细信息。相关数据资料，感兴趣的读者可通过编辑部向作者索取。农业水权交易能否推动农业绿色发展-27-对计。公中农用水量统据源报业的数物种植结农作构是影响机制分析中的一另个中介变量。此变量采用高作物耗水种植比例低耗水作与物来种植比例度量，高耗水作水作的在物与低耗物划分方面，由于各地区布公数据中作物农的，品种且不同未区据纳部分地数入菜、类，蔬水果经作此等济物因，本布较文根据数据多的公、米、小、类、类稻豆等谷玉麦薯来划类分两作物。，其中谷稻是较型的比典。高耗水其他作物作物的类归参考相关文献。由于（金涛2019），研究发现米、类小以玉替代麦薯、类，豆节水量将显著提升时，本米、类，小、类对较将玉作为水麦作为高耗水文薯低耗作物将豆相的。作物综合述分上析，本择、小、类文稻谷麦豆选播种面积农作物总比重高耗水作占播种面积的作为，米、类物比例将玉种植薯播种面积。物总播种重作低耗水作种植比例占农作面积的比为物4.控制。变量为少尽可减回能归中由量致的误遗漏变导偏，本一文在型加列控制变模中入系量，：具体如下一，是本文村人口数使用乡（取对数）力农业的劳动控制参与生产资源情况来带的影响。村，力丰人口数生产可利劳动源越富乡越多农业用的就近资（，杜光曙2021），可能更快实现农绿业，色展发但村口乡人数越多，。，可造成业资源度用农业绿色展因此能农过使阻碍发该变量对农业绿色发展的确定影响方向不。二，是本文使用地区生值产总（取对数）对控地区总况农业生制体发展情产的影响。一，、术个地总体发展况越好农业生产可用的源经等区情利资济技条件越好，有利越于农业绿发色展。三，是本文用使一第产业对一比控制地区业依赖程占发展第产度来带的影响。在一第产业占比较高的地区，一，对济发展可更依赖经能第产业业绿色发农展程度能更高的重视可。，四是本文使用地区财政支出（取对数）对制政持补控府支或财政贴农业色发展绿影的响。在财政支出政府，中部分支出当用于村、术、料，农生产推供农或生产资价贴等事项部分支援广农业技提产品格补这支出越多，。，、有利于农展另财政支出用于基础设施建设会保等事支越业绿色发外中社障项的出还村、，对起改善生产生条的会到农活件作用农业绿色展发。，一同样具有因此个地促进作用区财政支，。，越多越有利于农色发展五出可能业绿是本文使用源总量控地区水资制其对绿色展农业发产生的响影。一个地区水资源总反映业生利资量农产可用的水源情况，一，面方丰水资总越源量富，能够越为农绿色发展业兜底。一面但另方，丰水资源总量富也可能导致农户用水因此失去，制不利于节业农绿色发展。因此，水资源总量对色发农业绿展的。影响方不确定向主要变量义含与计描述统如性表2。示所表2主要变量含义与描述性统计变量类和分称名义变含量和单位观 值测 数值均标准差小值最大最值被解释变量业绿色发农展水平根据计指标算体系得到的各地区农业绿色展水平发13560.4850.1810.0550.938心核解量释变权农业水交易权水交制度虚拟量农业易变13560.0170.1290.0001.000中介变量农业用量水（米）农用水立业量亿方13569.1936.7390.19446.570种比例稻谷植谷占农物稻作总播积比重种面10260.2260.2230.0000.913小麦植比例种小麦占农作物总播种面积比重8320.1930.1650.0000.518类比例豆种植类农作物豆占总播积比重种面9700.0340.0410.0000.359农业水权交易能否推动农业绿色发展-28-表2（续）米玉植比例种米物玉占农作总播种面积比重9480.3010.2050.0000.885类薯种比例植类薯占作物农总播种面积比重10380.0410.0570.0000.707控制量变村乡人口数村（）数人乡人口万1356216.382139.3412.115919.868地生产总区值（地生值区产总亿）元13562303.3072621.48576.73925019.109一第业产占比一第产占地区生业增加值产总（值比重%）135612.1146.4580.30034.696财政支出（地区财政支出亿）元1356405.756312.67622.6253275.938水资源量总地区量水资源总（米万亿立方）13560.0070.0110.0000.285工具量变工变量具1984年地市每百万人邮电业级总量务20152020年全国互网联端口数10020.3210.1890.0481.013四、模型估计结果与分析（一）事前平行趋势检验势双必满平行假设是用差的要前提足趋使重分法，它要求处理组在政策实与控制组施之前著无显差异。本参考文已有文献（，鹏等姚2021），的做通过事将法件研究法权农业水交易变量替换为距离政策施当年实第几年的虚变量拟，并将原模型（改为2）式再做归回，：模设定如型下4310it0kkjjittiitkjgreen P LXprovinceyear=+（2）（2）式中：kP代区表地实施权农水交易前业第k年，本一策实施的文将政前年（即1P）参作为照组；jL表地区代实施权水交易后农业第j年；其余符号义含与（1）式中相同。k与j为kP与jL计估系的数，权代表农业交易的动态效应水。，结显示策实果政施前之（即4P至2P），权业交农水易量变，了势都不著证趋假设显验平行。（二）基准回归结果分析本文权对验农业水交检易色发展农业绿水平，的影响准回基归果如表结3。所示回归1 仅控制地区与年份固定效应，结果显示权易农业水交在1%。平上显著高农业绿色发展水回归水提平2制控地区、，份份定效年省份年固应，结果显示权农水业交易在1%水平上著提高农业水显绿色发展平。回归3对控制可能会农业发展绿色水平产响的其他量生影变，结果同样显示，权农业水交易在1%上显提高农业色发展水平水平著绿。综合上述，权回归果农交结业水易显著提高农业色发展绿平水，心核变量且解释系数计大，一值相差不表果具有定估明回归结稳健性。回归根据3，实施农业水结果权未权了制度地区实施农制度地区色发水平提高交易比业水交易的农业绿展约8.65%。农业水权交易能否推动农业绿色发展-29-表3农业水权交易对农业绿色发展水平的影响：基准回归结果变量名称农业绿色展发水平回归1回归2回归3系数稳标准健误系数稳标误健准系数稳健标准误权农业水交易0.0999*0.02720.0965*0.01820.0865*0.0112村乡人口数-0.00750.0744地区生产总值0.0493*0.0265一第产业占比0.0146*0.0037支出财政0.1154*0.0392水资源总量0.13460.1407常数项0.4837*0.00040.4838*0.0003-2.1344*1.0015地区固定效应已控制已控制已控制固定应年份效已控制控制已已控制省份年固定应份效未控制控已制制已控测值观数135613561356R20.67550.77760.7875：注*和*分表别示1%和10%著性水平的显。类。健标准误为层面的标稳聚到省份准误（三）事后动态效应分析，态效析强调政策之后不同份间效如果差异政策施产生事后动应分实施年应的差异显著说明实一。采（定持续性效果事后动效应模型用的态的仍然2）式。图2 为势事平行与事后态应前趋动效检验结果图。图2事前平行趋势与事后动态效应检验结果图：注线表示虚95%。的置信区间4P3P2P0L1L2L3L农业水权交易能否推动农业绿色发展-30-，果显示政及之年份除第结策实施当年后的2，权。年业水交易量都显政策效外农变著这表明。，权，心计果性但由于每年业水交易频次不同年份解释的和数估具有持续是农各核变量显著性系值大小。，有差别中策后第其政实施2，心，年核释变量并不因可能在市场解显著其原于部分地区机制、权较大。不完善农户意愿不强等因素活动存在上交易烈使水交易波动再加2020 年发的新冠炎暴肺少、，耕、，疫情使部分地区产品给减上预收益加会提地等的投入增农供价格涨农户期增高水资源，少，权也少。农产品供给节余水量就减加导致农户减水交易量（四）稳健性检验，本证基准回归的稳健性通过为验结果文处理内生性问题、采用双、权两分法换重赋阶段重差更、值更换指标标准化方法除其政策等法剔他影响进行，：健检验体做法下稳性具如1.理处性内生问题。权内性问题是研交易与生究农业水农业绿色发展水平回避的问题不可。本文排除先逆向果因问题。较发展水平低的绿色可能较、较着高用水量意味的多染、较环境污低的农业的，产等这因素出些会使促权，府动农水交易此当地政启业因，必要地区有检验农业色发展绿水平是否权。，本，采二择农业水交文借有研究的做值选模型的影响易实施为此鉴已法用中Logit 模型，检验权农业水交实施易是否一种为择外选生（郭峰和瑞祥熊，2018；FangandZhang，2020）。本文将是否权实施业水易作农交为解被释变量，将一二后期滞后期地滞和的区农色发展水业绿平心作为核解释变量。归做回如果回归，那么结果显著变量与被解量之间解释释变可存在能逆向因果系关，问题反之，则在不存。此题回归结问果显示，两个解释变量，不显表明均著绿农业色发展水平权并不农业水是。易施要影响因交实的主素，本了。由此文排除问题逆向因果虽然问题逆向因果的被排，除但本文择仍有存在自选题可能问从而性问题导致内生。由于没有明权，文规哪些地区展农业水交易定开部分区可地能为达级项求到上政府某要、本促地农业持发进可续展等权而开展农水交易业，择。自选忽视问题不能对，本采。此文法解述问题工具用工具变量决上变需要满足生性量外和相关性件条，而权与农相关变量业水交易的，通常直接影响会农业绿色展发水平，找寻满件变并不易足条的工具量容。鉴于此，本文考参文和喻理柏培（2021）方法的，将工具为变量确定“1984 年地级邮市每百万人电总量业务20152020 年全国网端口数互联”。择此工具因在于选变量的原：权农业水交易制度能够实施的必前提是要，权实施农业水易的交区需地要一备具定的权水力，交平台设能即区字易建地数一，度达到定平化程水所以反映化水平的地区数字指标可以足相满关性条件。采但直接字化水平用数面板数满足外生的据不容易性要求，当前而一代农业发同样在定程度上受字化展影现展数发响，此因，本文择述选上。具变工量：一此工具量构含两部分分是变的成包部“1984 年地级人邮电业市每百万务总量”。邮电早年业必，对，中铺设的固是拨号上备的基阶段数字展具积极影响利于满足务话线网础设施现化水平发有有权地区水交平台设需易建要，一定在程度上满相关要求足性。而且它当字化水平外生性更强比期数的，受篇幅所限，相关结果从略，感兴趣者可通过编辑部向作者索取。农业水权交易能否推动农业绿色发展-31-发展农业绿色水平本赖数水平身不完全依字化，而30多年数字化水更难以现代农业前的平影响当前发，展并且它因。级市不同变化但由于这只是地而1984一，。来年的据它随化结说年数并不时间变总，一、是个满外性这足生一定相关性具备、地随级市。了变化间变化的足工量但不随时变量而为满具变，一随时间变特征还需个化的要既、又随时间变化能够加强相关性。变量的，于此基一笔者另部分将纳入工具变量，即“20152020年国互端全联网口数”。，一采要明的这变量的全面需说是用是国层，互联网口数它不随化端地级市变而变化，一时间的但它是个随变化变量，一一同地每年级市数值都不同。而且该变量能够从宏观上代表中国字化水平数，具有一定相关性。另外，采与接用直20152020，地级面端数不全国层互网年市层互联网口同面联。，一数的外生更强总结而相关性端口性言这是个较、一，强性随变化但不随具备定外生时间市地级。了变化的量将上量相乘便变述两个变得到本文工，具变综合上述个变量的特点量两该较、较、工变量有外强强时间具具生性相关性随和地级市变化，特足工具变的征满量选取的条件。变量法的使用工具表回归结果如4 所示。一阶段回归结第果明表，工具变在量1%水平上显著促权进农业水交易政策实施。Kleibergen-Paap rk LM验检，结果表明不存在工具变量识不足题别问。Kleibergen-PaaprkWaldF 检验果结显示，在存微轻的工具变问弱量题，但在接受可的范内围。因此，一本第阶果证明文量满段回归结所选工具变足本条件基。二第阶段结果显示回归，权业水交农易在1%水平上显著提高色发农业绿展水平。来，权总体使用工具变量法解内生问题业仍说决性后农水交易然能够著提高显业色农绿发展水平，一进步验检本。文回归结性果的稳健表4内生性问题处理：工具变量法回归结果变量名称一第阶段二阶段第权水交易农业农业发展绿色水平数系稳健标准误数系稳健标准误权水交农业易7.5789*1.8618工具变量0.2584*0.0638制变量控已控制已控制地区定效固应已控制已制控份年固效应定已制控已控制份省年份固效应定已控制已控制测值数观10021002Kleibergen-PaaprkLM 检验19.1900*Kleibergen-PaaprkWaldF 值16.0220：注*表示1%的显水平著性。控制变表量与3一。中致类。稳标准误份层面的健为聚到省标准误2.双。阶段差分法两重双，计多重差分法虽然在政评估域得泛其结果能存期策领到广应用但估可一较在为重题个严的问：，双由于处组政策时点重差分理不同多期法计未会将到政策在估过程中尚受本本对冲击期处理组作为前样的照组的后样期处理组。，效应随时间变如果政策不化一使用这方法估计得到平均理效可的处应是靠的。，双通政策应会随间化导致多期差分但常效时变这就重法计的估结农业水权交易能否推动农业绿色发展-32-一，双计是个良好效应多个标准重估果并不的平均处理而是差分所得权平处理效均均应的加平，而且权重的可能是负。也，就说是对尽管政冲击各个时期处理策组的被释变解量都具有，双作多期促进用差分法重心核释的下解变量系数计估值。仍然可能为负，那么双一计期重差分估结多法的单系数果不再可信（CallawayandSant，2020；ClmentandXavier，2020）。为解个问题决这，应当剔除组别效应时期效应和（一一，同时受到处理不同个体归为组组别指将期的时期指每组别时个所在期）后，再做。归此回时，双就需要用阶差分使两段重法。，首先本文一考虑个普通的多双重差分模期型，如下模型设定：gpitgpgpgpgpitYD=+（3）（3）式中：gpitY表示被解释变量，i表示个体，t时间为，g表示组别（g=0，1，G）。p（示时期表p=0，1，P），如果个体i于组属别0g=，则表示它所有时期在p内都不接处理受；果个如体i于属组别1g=，意着从则味第1（期p=1），类。开始受理推接处以此gpD为，处理量变gp计。为待估系数g和p表示分别组别效应和时期。效应，其次双两阶段重差分法的一计一第阶段个无处估理结果（gpD=0）双向固定效的应模型，不即加解释变量只使用所有入且对本本照组样处理之前理和期的处组样，：型定如模设下gpitpg0gpitY+=（4）根据（4）计式结估果，一可到每期的距以得截，即pg+，这可能是应组别效，可能是时期效应，也二能者含可都包。，双最后两阶差分法的段重二阶段第需要消除别组效应与时期，引起变化效应的使用得所被解释变量的余值和解释变量做归回分析，型定模设：如下gpitgpitgpgpgpgpitYYD=-=+?（5）此时，所回结真实结果非常相近得归果与已。，回明归结果表双经过两回归阶段重差分得到系数0.0917双比常规重差分的数多期系计估值0.0865 数值更大，明在存在理效时表异质性处应，双多期重一计小分法的单系数估结偏差果。计但种方两法估所得一，方致且差在可受系数向偏接的，范围内本证明文计基估准结果具有。稳健性五、机制分析据假根说H2 和假说H3，权对交易农业水绿色发展农业水平影响机制现在的体节改善种约用水和植结构面两方。为证验上述研究假说，本文参考王垒等（2020）做法的，在（1）式三基构础上建步法本文通过两阶段双重差分法、更换权重赋值法、更换指标标准化方法、剔除国家节水型城市评选影响、排除农业“一控两减三基本”相关政策协同效应影响等方法做稳健性检验的结果均表明，基准回归结果稳健可信。受篇幅所限，相关结果从略，感兴趣者可通过编辑部向作者索取。农业水权交易能否推动农业绿色发展-33-中效应型介模，采双计。同样多重法估模型定如下用期差分设：01ititittiiitgreendidXprovinceyear=+（6）222ititittiiitmed did Xprovinceyear=+（7）3343itititittiiitgreen did med Xprovinceyear=+（8）（6）式、（7）式和（8）式中：itmed中介变量为，水量包括农业用、物种植结构农作（即谷稻种植比例、小麦种植比例、类豆植比例种、米玉种植比例、类薯种比例植），义其他号含与符（1）式相同。根据期预，当介变农量高耗作物种比时中量为业用水和水植例，（7）权的农业水易系数式中交，（方向为负8）；的中介变为负式中量系数方向，介变量为低作物种植例时当中耗水比（7）式中的权，（水交易系正农业数方向为8）。式的中介变系数方向为正中量计估结如果表3、表5、表6 所示。（6）计估表式结果见3归回3，（7）式归结果回见表5 回归1。显示结果，权农业交易水在5%水平上显著少了农业用水减量。这与FangandWu（2020）、FangandZhang（2020）采权国省板数据研究易节水效用中级面水交果所得的较一结果为致。（8）式回归结果见表5归回2。，结显示果农业水量用10%计统水平上显著系数向且方，权为明交负表农业水易可以少农业用量减水，高提绿色发展农业平水。由结果可知，水量具有应农业用部分中介效，H2 由到此得。验证表5农业水权交易对农业绿色发展水平的影响机制检验（节约用水）的回归结果变量名称农业用水量农业绿色发展平水回归1回归2系数健标误稳准系数稳标准误健权农业水交易-0.8997*0.32820.0378*0.0108业用量农水-0.0006*0.0003控量制变已控制已制控地固定效区应已制控已制控年份固效应定已控制已控制份省年份固定效应已制控已控制观测值数13561356R20.99010.7917注：*、*和*别表示分1%、5%和10%显著性的水平。变量与表控制3一中致。类标准为聚到省稳健误份。层面的标准误表6 为善改种结构检植机制验的计结估果，结果明表，权农业交能加低耗水物种植比水易够增作，少，例作物种植减高耗水比例这与小菁等董（2020）的论结一致。，具体而言表6 回归1 中农水业权交易在1%计上显著且统水平系数方向为负，权少了明农业水易减高耗水作物中谷的植比表交稻种例；表6 回归2，中谷植比稻种例在5%计统水上著数方向平显且系为负。结合表6 回归1 与回归2果结，权少了，农业水的种例并交易减稻谷植比提高了农色发展业绿水平，且该作分中介效用属于部农业水权交易能否推动农业绿色发展-34-应。表6 回归3，中权农水交易业在5%计水平上显著且系数向统方为正，权了表明水加农业交易增米耗水物中玉种比低作的植例；表6 回归4 中，米玉植比例种在5%计统著且系数水平上显方向为正。合表结6 回归3 与回归4 结果，权了米农业水交增加玉例表明易的种植比，并提高了发展农业绿色水平，且该作属于部分中介效应用。表6 回归57权对小、类、类别为水量豆薯植分农业交易变麦种面积例比响影的计，计权对结果尽管结果表明农这些农作估估业水交易物没有影响种植比例显著，但米计权稻谷种植比例估结果明农业水与玉的已足够证交易确实能够变部分农物种植改作比例，改善种，结构高植提农色业绿发展平水。H3。此得验证由到表6农业水权交易对农业绿色发展水平的影响机制检验（改善种植结构）的回归结果变名量称稻植谷种比例农 绿色业发展水平米玉 种植比例农业绿色平发展水小麦种植比例类豆 种植比例类薯 种植比例回归1回归2回归3归回4回归5回归6回归7权业水易农交-0.0092*0.0862*0.0326*0.0425*0.00250.00760.0042（0.0028）（0.0171）（0.0126）（0.0055）（0.0126）（0.0065）（0.0041）稻谷种比例植-0.3785*（0.1642）米玉种植比例0.0558*（0.0177）控变量制已控制已制控已控制已制控已制控已控制已制控固定效应地区已控制已控制已控制已控制已控制已控制已控制年份固定效应已控制已控制已制控已控制已控制已控制已控制省份年份定效应固已制控已控制已控制已制控已制控已控制已控制测数观值102010209429428269641032R20.93730.66310.98140.79700.99170.91240.8498：注*和*分别表示1%和5%显水平的著性。控制量与表变3一。中致括号中类聚到省份为层面的稳健标。准误六、异质性分析本了、还分析地区化程度差经济发异地区文市场异展水平差发展定位权异导农业水交政差致易策效果的异质性。1.场化市度差程异。，权对据析业水易根前文分农交农业色展绿发水平并非总是生产，正向作用较，双程度低地或买都难以根据在市场化区地方政府卖方市场信息确定，理水价合反而会对业绿色农发展水平。，本生负影响因此预期在高市场化产面文程度地区施实权农交业水易更能提高农业色发绿展平水，而在场化低市程度区地政策较，。了效应现负向效弱甚至出应为验证场化不同导致政市程度果的异质策效性，本采文用樊纲等（2011）给出的2007 年市场化指数，本按将样市化指数均分组场值，高于均值的归为高市化场程区度地，值低于均的归为市场化低度区程地，然后做分组回归。回归结果农业水权交易能否推动农业绿色发展-35-如表7 回归1回归和2 所示。表7 回归1，权显示水交易在结果农业1%计统上显著且数方向水平系为正。，明这表在高市场化地区，实施权业水交易农够能显著提高农业绿发展色平水。而表7归回2，权示业水易在结果显农交1%计统平显系数为负水上著且。，表明这在低市场化，实施农业地区水权对绿色水平交易农业发展呈现明负向效应显的。这可能是由于