水资源“农转非”市场化运作研究——基于山东聊城位山灌区的实证分析

胡继连，赵　娜

(山东农业大学 经济管理学院，山东 泰安 271018)



农村发展研究

水资源“农转非”市场化运作研究
——基于山东聊城位山灌区的实证分析

胡继连，赵娜

(山东农业大学 经济管理学院，山东 泰安 271018)

我国的水资源“农转非”绝大多数是通过政府行政手段单方面强制运作和实施的，在实践中出现了诸如“平调”和“寻租”等众多问题，降低了水资源的使用效率。论文以山东省聊城市位山灌区为例，深入农户及用水单位发放调查问卷，建立数据模型，分析节水农户对水资源“农转非”要求经济补偿的意愿以及非农用水部门支付水资源转让费的意愿和能力，考证水资源“农转非”市场化运作的现实意愿，期望最终实现“市场为基础，政府作补充”的水资源“农转非”运作模式。在此基础上，论文了解和掌握水资源“农转非”的运作规律，得出对水资源“农转非”体制优化的多项建议，期望能够落实市场机制在水资源“农转非”中的基础地位，实现市场化运作与政府机制良好配合的最优状态。

水资源“农转非”；补偿意愿与支付意愿；水权制度优化

一、问题的提出

1997年以来，我国的水资源耗用结构开始发生新的变化，城市生活用水、工业用水的总量和比重不断增加*赵兵：《岷江上游流域水资源承载能力演变分析》，《贵州社会科学》，2015年第9期。，而农业用水的数量和比重则日趋减少(1997年全国农业用水量达到峰值4199亿m3，占全国用水总量的比重为75.50%，以后逐年减少，至2014年农业用水量还有3870亿m3，占比63.50%*数据来源：2014中国水资源公报。)，我们把这种现象称作为水资源“农转非”(大量农业用水不断地离开农业转向非农部门)。

我国的水资源“农转非”具有明显的政府平调特征，除少数实验项目(如宁夏、内蒙古的黄河水权转换实验)之外(在此实验中，工业用水部门对农业部门给予了一定的经济补偿)，绝大多数其他情形均为政府平调，政府通过一纸文件便将原来的农用水源改为非农用水源，例如山东的雪野水库、黄前水库、青云山水库及黄河聊城段位山灌区的部分农业用水。水资源平调的原始依据可以从“一切水资源归国家所有”的法律规定中去搜寻，但是，平调却明显地存在保障了非农用水利益、忽视了农业用水权益的嫌疑，同时还泯灭了各用水部门节约用水的内在积极性。从农业部门来说，节约用水的成就最终会被平调，为什么还要节约用水？从非农部门来说，水资源可以无偿平调而来，为什么要节约用水？另外，水资源的平调还造成了水管和用水部门的寻租，因为农业用水的价格远远低于非农用水，为什么不找机会将农业用水转化为非农用水，从中赚取差价收益？

为了提高水资源在工农业各部门之间的配置效率、促进全社会节约用水，同时也为了遏制水资源“农转非”过程中的政治寻租，我们提出水资源“农转非”的市场化运作设想，主张引入市场机制规范水资源“农转非”过程，其要点是：将水资源“农转非”从“无偿”变“有偿”，从行政调拨变供需双方的协商交易，从单方面照顾非农用水利益到综合兼顾全社会利益*陈静慧，赵连阁：《水资源“农转非”利益补偿机制》，硕士论文，浙江工商大学，2008年。。

表1　位山灌区农户的水资源“农转非”意识

二、水资源“农转非”市场化运作的农户意愿分析

水资源“农转非”市场化运作首先涉及转出方农户的意愿，严格地说是受偿意愿，具体涉及如下一些问题：农户如何看待水资源“农转非”、是否要求补偿、要求什么样的补偿和多少补偿等。为了回答这些问题，我们通过问卷调查，在山东省聊城市位山灌区(引黄灌溉国家级大型灌区)采集了样本数据，并以这些数据为基础对水资源“农转非”市场化运作的农户意愿进行分析。

(一)水资源“农转非”农户意愿分析数据的来源与样本特征

2013年6月至2015年6月，我们对山东位山灌区东阿县、阳谷县、东昌府区、荏平县、冠县、临清市、高唐县、开发区的农户进行入户抽样调查。研查采用简单抽样的方法进行，共发放问卷300份，回收300份，有效问卷290份，剔除十份问卷因问题回答不完全、受偿意愿过于夸张而无效的问卷，样本的有效率达96.7%。

从样本的基本情况看，被调查者男性居多，占64.37%，女性占35.63%；被调查者中年龄最小的为28岁，最大的为57岁，平均年龄43.4岁；受教育程度多为高中，其次为初中及以下学历者，大学及研究生学历者很少；被调查者的家庭年收入在10000-20000元以上者居多，居于20000-30000元档次的人数次之，有少量被调查者家庭年收入居于30000-50000元档次。

(二)水资源“农转非”农户受偿意愿的描述性统计分析

1、农户对水资源“农转非”的认识

调查发现，位山灌区的农户对水资源“农转非”现象及水权转让问题有一定的认识。在290份有效调查问卷中，有将近54.1%的被调查者表示对水资源“农转非”的概念关注较多，其中还有17.9%的农户表示非常关注，只有18.7%的农户表示很少关注。在水资源“农转非”对灌区农田影响方面，有91.7%的农户认为灌溉用水受到挤占会对农田的灌溉产生影响，其中还有38.9%的被调查者认为农业用水的转移与农田灌溉之间息息相关。在水资源“农转非”对灌区环境、农户生活的影响方面，认为有影响的被调查者分别占了85.9%和87.6%，其中认为二者息息相关的农户约占30%、35.9%。在此基础上，有90%的被调查者认为对水资源“农转非”需要继续加以限制，其中认为情况危急，治理任务紧迫的农户占了近32.1%。但在水资源“农转非”概念知晓程度问题的调查上，大概有31.4%的农户没有听说过这一概念，只有18.6%的农户对此概念有所了解。具体认知项目与数据见表1。

表2　位山灌区农户对水资源“农转非”补偿现状的认识

表3　位山灌区农户水资源“农转非”的受偿意愿

2、农户对水资源“农转非”补偿现状的认识

面对日益严重的农业用水被转移情况，农民似乎并没有收到明显的补偿，在调查中，有65.2%的被调查对象近年来没有收到政府的节水补贴，在选择偶尔收到的33.4%的农户中，有一些人也可能是因记忆模糊，将其与其他补贴混淆。因政府对农户的补偿较为模糊，不少农户在政府发放节水补偿的形式问题上，选择了较为模糊的节水设施建设和节水技术传授。在本次对水资源“农转非”补偿现状的调查中，有35.5%的被调查对象对现有的补偿状况不满意，很不满意的农户约占2.4%。具体认识项目与数据见表2。

3、农户对水资源“农转非”的受偿意愿

尽管接受调查的农户绝大多数都愿意在接受补偿后将结余灌溉用水转移给非农用水部门，但在该由谁补偿，即补偿主体这一问题上有分歧。43.8%的被调查者认为应由非农用水单位承担对农户的补偿费用，有31.7%的被调查者认为应由国家来承担，还有24.5%的农户认为应由受益单位所在的地区政府负担这项费用。在水资源“农转非”的补偿方式问题上，有43.1%的农户愿意接受货币现金形式的补偿，31.7%的农户愿意接受节水工程投资形式的补偿，只有25.2%的被调查者愿意接受节水技术普及方式补偿。我们分析，大多数农户愿意接受计算更为方便，方式更为直接的货币现金补偿方式，其次是节水效果更为直观的节水工程投资补偿。在水资源“农转非”补偿费用问题上，有88.3%的被调查者认为向非农用水部门进行水权转移的补偿金额不应低于政府向非农业供水的价格，其中有53.1%的农户认为补偿金额应该略高于政府向非农业供水的价格。聊城市现行的工业用水水价为3.5元/m3，如果农业灌溉用水向工业部门转移，农户所期望得到的受偿费用问题上，有53.1%的村民选择了900-1700元/吨人民币，24.5%的村民选择了1800元/吨以上，还有22.4%的村民选择了0-800元/吨。聊城市现行的商业用水水价为4.68元/m3，如果农业灌溉用水向商业部门转移，农户所期望得到的受偿费用问题，50.7%的农户选择了1900-3700元/吨，29%的农户选择了3800元/吨以上，20.3%的农户选择了0-1800元/吨。具体情况见表3。

(三)水资源“农转非”农户受偿意愿的多目标回归分析

1、农户受偿意愿分析理论模型及参数估计

为了更深入地了解山东省聊城市位山灌区村民对水资源“农转非”的受偿意愿及其影响因素，本文进一步将被调查者的水资源“农转非”意识、补偿主体、受偿费用、对补偿现状的满意度与其个人特征因素(包括被调查者的性别、年龄、受教育程度、家庭年收入等等)建立多目标分析模型。表4是对所选取的影响因素的变量定义。

表4　农户受偿意愿分析的变量定义及相关解释

分别以农业用水转移到工业部门时，被调查者的预期受偿金额Y1作为被解释变量，以农业用水转移到商业部门时，被调查者的预期受偿数额Y2作为被解释变量，以被调查者愿意接受的水资源“农转非”补偿方式Y3作为解释变量；以被调查者的年龄、性别、受教育程度、家庭劳动力的平均年龄、家庭劳动力的最高文化水平、家庭年收入、家庭收入主要来源、家庭常住人口数、家庭外出打工人口数、户主是否担任过村干部、是否有家庭成员在政府部门工作、家庭耕地面积和家庭土地利用情况为解释变量，建立多目标分析模型如下：

2、水资源“农转非”农户受偿意愿的回归分析

(1)水资源“农转非”农户受偿数额回归分析

表5　水资源“农转非”农户受偿数额方差分析表

表6　水资源“农转非”农户受偿数额回归系数及检验结果

回归分析的第一步将农业用水转移到工业部门时，被调查者的预期受偿金额作为模型因变量，以被调查者的年龄、性别、受教育程度、家庭劳动力的平均年龄、家庭劳动力的最高文化水平、家庭年收入、家庭收入主要来源、家庭常住人口数、家庭外出打工人口数、户主是否担任过村干部、是否有家庭成员在政府部门工作、家庭耕地面积和家庭土地利用情况为自变量，利用SPSS16.0软件进行回归分析。由于本章探讨的是村民预期受偿金额与自变量之间的相关关系，因此，我们作出如下假设：村民预期受偿金额与以上20个自变量之间均存在着相关性。如果该假设不成立，将会剔除那些不存在相关性的变量因素；如果假设成立，则可以据此建立相应的回归方程。回归结果如下：R=0.913a，R2=0.877，调整的R2=0.871，估计标准差为0.43517。模型回归结果说明，农户对水资源由农业转向工业所期望得到受偿金额的大小变动在87%的程度上都可以由该模型解释，且模型样本值较为稳定，本次回归分析达到了理想的效果。对该回归模型的方差分析见表5，其回归系数及显著性检验结果见表6。

从表5中数据我们可以看出，对该回归模型整体显著性检验的F统计量为502.433，Sig值为0，小于0.05，这说明样本的平均值在大于95%的几率上存在差异，因此该模型具有显著的统计意义。

通过表6的分析结果我们可以看出，常数项的p值为0.001，X6、X7、X16和X18的p值均为0，X3、X10、X20的p值分别为0.005、0.004和0.005，这说明常数项、X6、X7、X16、X18、X3、X10和X20在0.01的显著性水平下通过了t检验，且各个变量的回归系数分别为0.735、-0.276、-0.611、-0.315、0.038，变量X12的p值为0.023，其在0.05的显著性水平下通过了t检验，其回归系数为0.083，也就是说，农户的家庭年收入、户主受教育程度、家庭收入的主要来源、家庭耕地面积、户主是否担任过村干部、所在乡镇是否有水资源管理组织、对水资源“农转非”现象的关注程度以及对现有补偿状况的满意程度每变动一个单位就会分别使得农户水资源“农转非”所愿意接受的补偿金额有0.735、0.276、0.611、0.315、0.038、0.083的变动。在本次回归分析中，其他变量的p值均超过了0.05，未能通过显著性检验，基本可以断定，这些变量对因变量Y1没有显著的影响，因此可以将这些因素剔除。

至此，农户水资源“农转非”所愿意接受的补偿金额与相关自变量之间的相关关系便可以建立起来了。经过以上分析，农户水资源“农转非”所愿意接受的补偿金额与农户的家庭年收入、户主受教育程度、家庭收入的主要来源、家庭耕地面积、户主是否担任过村干部、所在乡镇是否有水资源管理组织、农户对水资源“农转非”现象的关注程度以及农户对现有补偿状况的满意程度之间有显著的相关关系，回归方程可以表示为：

表7　水资源“农转非”农户受偿方式方差分析表

表8　水资源“农转非”农户受偿方式回归系数及检验结果

Y1=-0.372X3-0.576X6-0.611X7-0.101X10+0.283X12-0.315X16

+0.238X18-0.437X20+0.735

Y1表示农业用水向工业用水转移时，农户水资源“农转非”所愿意接受的补偿金额，X3表示被调查者的受教育程度，X6表示被调查者的家庭年收入，X7表示被调查者家庭收入的主要来源，X10表示户主是否担任过村干部，X12表示被调查者的家庭耕地面积，X16表示被调查者所在乡镇是否有水资源管理组织，X18表示被调查者对水资源“农转非”现象的关注程度，X20表示被调查者对现有补偿状况是否满意。参照因变量Y1的回归分析具体步骤，我们可以得到因变量Y2的回归方程：

Y2=-0.264X3-0.731X6-0.541X7-0.219X10+0.115X12-0.334X16

+0.413X18-0.392X20+1.329

Y2表示农业用水向商业用水转移时，农户水资源“农转非”所愿意接受的补偿金额，X3表示被调查者的受教育程度，X6表示被调查者的家庭年收入，X7表示被调查者家庭收入的主要来源，X10表示户主是否担任过村干部，X12表示被调查者的家庭耕地面积，X16表示被调查者所在乡镇是否有水资源管理组织，X18表示被调查者对水资源“农转非”现象的关注程度，X20表示被调查者对现有补偿状况是否满意。

(2)水资源“农转非”农户受偿方式回归分析

本次回归分析以被调查者对水资源“农转非”的预期受偿方式作为模型因变量，仍以被调查者的年龄、性别、受教育程度、家庭劳动力的平均年龄、家庭劳动力的最高文化水平、家庭年收入、家庭收入主要来源、户主是否担任过村干部、家庭耕地面积为自变量，利用SPSS16.0软件进行回归分析。本文做出如下假设：被调查者对水资源“农转非”的预期受偿方式与以上20个自变量之间均存在相关性。如果假设不成立，将剔除出这些因素；如果假设成立，则建立相应的回归方程。回归结果如下：R=0.963a，R2=0.957，调整的R2=0.951，估计标准差为0.31274。模型回归结果说明，农户对水资源由农业转向工业所期望得到补偿的方式变化在95%的程度上都可以由该模型解释，模型样本值较为稳定，本次回归分析达到了理想的效果。对该回归模型的方差分析见表7，其回归系数及显著性检验结果见表8。

从表7数据我们可以看出，对该回归模型整体显著性检验的F统计量为437.191，Sig值为0，小于0.05，这说明样本的平均值在大于95%的几率上存在差异，因此该模型具有显著的统计意义。

通过表8的回归分析结果我们可以看出，常数项、X3和X12的p值均为0，X10、X18的p值分别为0.003和0.005，这说明常数项、X3、X10、X12、X18在0.01的显著性水平下通过了t检验，且各个变量的回归系数分别为0.592、0.256、0.174、0.247和0.114，变量X5、X20的p值为0.025和0.036，在0.05的显著性水平下通过了t检验，且回归系数分别为0.072和0.083，也就是说，农户户主受教育程度、家庭劳动力的平均年龄、户主是否担任过村干部、家庭耕地面积、对水资源“农转非”现象的关注程度以及对现有补偿状况的满意程度每变动一个单位就会分别使得农户对水资源“农转非”补偿方式有0.256、0.174、0.114、0.072和0.083单位的变动可能。在本次回归分析中，其他变量的p值均超过了0.05，未能通过显著性检验，基本可以断定，这些变量对因变量Y3没有显著的影响，因此可以将这些因素剔除。

至此，农户水资源“农转非”所愿意接受的补偿方式与相关自变量之间的相关关系便可以建立起来了。经过以上分析，农户水资源“农转非”所愿意接受的补偿方式与农户户主受教育程度、家庭劳动力的平均年龄、户主是否担任过村干部、家庭耕地面积、对水资源“农转非”现象的关注程度以及对现有补偿状况的满意程度之间有显著的相关关系，回归方程可以表示为：

Y3=0.256X3+0.072X5+0.174X10+0.247X12+0.114X18-0.083X20+0.592

Y3表示农户水资源“农转非”所愿意接受的补偿方式，X3表示被调查者的受教育程度，X5表示被调查者的家庭最高文化程度，X10表示户主是否担任过村干部，X12表示被调查者的家庭耕地面积，X18表示被调查者对水资源“农转非”现象的关注程度，X20表示被调查者对现有补偿状况的满意度。

到这里，本文通过三步回归分析对所建立的多目标分析模型进行了分析，分析结果分别建立了各个目标的回归方程。因此，将各个目标的回归方程进行联立则求出了多目标分析方程。多目标分析方程可以表示为：

其中，Y1表示农业用水向工业用水转移时，农户水资源“农转非”所愿意接受的补偿金额，X3表示被调查者的受教育程度，X5表示被调查者的家庭最高文化程度，X6表示被调查者的家庭年收入，X7表示被调查者家庭收入的主要来源，X10表示户主是否担任过村干部，X12表示被调查者的家庭耕地面积，X16表示被调查者所在乡镇是否有水资源管理组织，X18表示被调查者对水资源“农转非”现象的关注程度，X20表示被调查者对现有补偿状况是否满意。

(3)水资源“农转非”农户受偿数额与受偿方式回归分析的基本结论

第一，受教育程度对水资源“农转非”受偿数额、受偿方式的影响重大。从模型回归分析结果可以看出，灌区村民受教育程度的高低对其水资源“农转非”的受偿数额有较为显著的影响，通过了1%水平的显著性检验，且系数为负，说明在其他条件不变的情况下，灌区村民受教育程度越高，其对农业灌溉用水转移给非农单位的补偿要求越低。灌区村民受教育程度的高低对补偿方式及补偿主体也有极为重要的影响，通过了1%水平的显著性检验，且系数为正，说明在其他条件不变的情况下，灌区村民受教育程度越高，越愿意接受节水设施投资、节水技术普及这类具有更加长远意义的补偿方式，并且更倾向于脱离国家政府，将补偿主体具体到具体的受益用水主体，而文化程度低的村民则更加看重眼前的货币补偿，且对国家政府有更强的依赖。

第二，收入因素对水资源“农转非”受偿数额、受偿方式的影响重要。从模型回归结果可以看出，村民家庭年收入水平与其补偿数额有极为重要的影响，通过了1%水平的显著性检验，且其系数为负，说明，村民家庭年收入水平越高，其对农业灌溉用水转移给非农单位的补偿要求越低。灌区村民家庭年收入的高低对补偿方式及补偿主体也有较为显著的影响，通过了10%水平的显著性检验，且其系数为正，说明在其他条件不变的情况下，灌区村民家庭收入越高，越愿意接受节水设施投资、节水技术普及这类具有更加长远意义的补偿方式，并且更倾向于脱离国家政府，将补偿主体具体到具体的受益用水主体，而家庭收入较低的村民更加看重眼前的货币补偿，对国家政府有更强的依赖。

第三，性别因素和年龄因素对水资源“农转非”受偿意愿的影响不明显。从农户受偿意愿的调查问卷来看，年龄因素X1与被解释变量意愿受偿金额之间呈现弱正相关性，性别因素X2与被解释变量意愿受偿金额之间呈现弱负相关性，但是从上述模型的统计检验指标来看，性别因素和年龄因素的统计检验值并不显著，这说明我们无法在统计意义上找出灌区村民的性别和年龄对其水资源“农转非”补偿金额、补偿方式及补偿主体认识的影响。

表9　非农用水单位的水资源“农转非”补偿意识

三、水资源“农转非”市场化运作的非农用水部门意愿分析

水资源“农转非”市场化运作还要涉及转入方非农用水部门(单位)的意愿，严格地说是补偿意愿，具体涉及如下一些问题：非农用水部门(单位)如何看待水资源“农转非”、是否愿意补偿、接受什么样的补偿和多少补偿等。为了回答这些问题，我们通过问卷调查，同样在山东省聊城市位山灌区(引黄灌溉国家级大型灌区)采集了样本数据，并以这些数据为基础对水资源“农转非”市场化运作的非农用水部门(单位)意愿进行分析。

(一)非农用水部门(单位)意愿分析数据的来源与样本特征

对于水资源“农转非”市场化运作非农用水部门补偿意愿的问卷调查同样于2013年6月至2015年6月在位山灌区东阿县、阳谷县、东昌府区、荏平县、冠县、临清市、高唐县、开发区五县一市二区的非农用水单位进行，共发放问卷150份，回收150份，有效问卷145份，剔除五份问卷因问题回答不完全、支付意愿过于夸张而无效的问卷，样本的有效率同样为96.7%。

从样本的基本情况看，在被调查的单位中，批发零售业居多，占了总比的33.2%，随后是机械加工业，占26.4%，纺织加工业占比18.1%。被调查单位中多为劳动密集型企业，在批发零售业和纺织加工业中，其职工数量多为300人—600人及600人以上的规模，机械加工业的职工数量略少；在企业性质方面，民营企业占了73.3%，其次是国有独资企业和国有控股企业，如聊城电厂、聊城自来水公司和聊城东阿阿胶股份有限公司。

(二)非农用水部门补偿意愿的描述性统计分析

通过问卷调查发现，聊城市非农用水单位对水资源“农转非”现象及水权转让的补偿问题的认识较低。在145份有效调查问卷中，仅有将近39.3%的被调查单位表示对水资源“农转非”的概念关注较多，其中表示非常关注的单位只有9%，而有16.6%的单位表示很少关注。在水资源“农转非”的影响方面，我们可以看出，被调查单位认为水资源“农转非”对单个企业、城市观光旅游以及非农业发展都有或大或小不同程度的影响，这表明被调查的非农用水单位基本认可了水资源“农转非”对该地区社会经济发展的推动作用。但我们还发现，当问到水资源“农转非”概念知晓程度时，只有17.9%的被调查单位对其有所了解，由此可见，被调查单位对水资源“农转非”的认识程度有待提高。具体认知项目于数据见表9。

(三)非农用水部门补偿意愿的回归分析

为了更深入地了解山东省聊城市位山灌区非农用水单位对水资源“农转非”的补偿意愿及支付水平，本文进一步将被调查单位的补偿意愿与其特征因素(包括被调查单位的性质、发展阶段、行业、职工规模)进行回归分析。以被解释变量Y表示灌区非农用水单位水资源“农转非”的补偿意愿，将“不愿意”赋值为0，将“愿意”赋值为1。以被解释变量Y1表示工业用水单位水资源“农转非”补偿的支付水平，其取值以政府向农业供水价格与非农业供水的价格差为区间，从0—1800元共分3档，档间距离为800元。表10是对所选取的影响因素的变量定义。

表10　非农用水部门补偿意愿变量定义及相关解释

由于用水单位对水资源“农转非”的补偿意愿Y是一个二元取值变量，本文选择建立Logit回归模型来分析它与影响因素间的关系。以愿意补偿的机率(pi)与不愿意补偿的机率比的对数为被解释变量z：

由此建立Logit回归方程为：

z=α0+α1x1+α2x2+α3x3+α4x4+α5x5+μ

在此公式中，α0为常数项，α1、α2、α3及α4为所求Logit方程的回归系数，μ为随机误差项。以被调查工业用水单位的水资源“农转非”补偿支付数额Y1作为被解释变量，以被调查单位的职工规模、企业性质、发展阶段、所属行业以及对水资源“农转非”的关注程度为解释变量，建立如下线性回归模型：

Y1=β0+β1x1+β2x2+β3x3+β4x4+β5x5+μ

以调查问卷的数据为样本，利用Eviews6.0软件对上述两个模型进行参数估计，结果如表11所示。在Logit回归模型中，被调查单位对水资源“农转非”的关注程度这一因素对其补偿支付意愿影响显著，通过了1%的显著性检验，其次为被调查单位所处的发展阶段，这一因素对其补偿支付意愿的影响较为显著，通过了10%的显著性检验，而其他自变量因素对补偿支付意愿影响均不显著。在线性回归模型中，其线性拟合程度F检验值达到18.37，整体检验较为显著。观察模型中各变量的显著程度，其检测结果与Logit回归模型基本一致。

表11　非农用水部门补偿意愿回归系数及显著性结果

注：***、**和*分别表示通过1%、5%和10%水平的显著性检验。

通过以上回归分析，对于水资源“农转非”非农用水部门(单位)补偿意愿和支付水平可以得出以下基本结论：

第一，非农用水单位的水资源“农转非”意识及补偿意识有待提高。从问卷调查结果来看，山东聊城市的非农用水单位的水资源“农转非”意识虽然已有一定水平，但真正关注这一问题的企业负责人仍然较少；在水资源“农转非”问题日益严重的今天，仍有大部分企业负责人认为水资源“农转非”与自身企业发展、城市环境之间关系不大；在对水资源“农转非”这一概念的认识上，绝大多数被调查者并不了解其内容及影响。这些都说明，位山灌区非农用水单位的水资源“农转非”意识还需加强，企业负责人对水资源“农转非”的补偿意识、支付意愿还有待提高。

第二，公平合理地制定水资源“农转非”的补偿支付标准。随着社会水资源“农转非”现象的日益严重，水资源“农转非”过程中对节水农户的补偿势在必行。目前，我国不仅对水资源“农转非”的进程缺乏有效的监管机制，对其补偿方式、补偿标准更是从未涉及*胡继连，葛颜祥：《黄河水资源的分配模式与协调机制》，《管理世界》，2004年第8期。。从调查问卷的分析得知，非农用水单位不愿意对节水用户给予赔偿，除了企业自身效益的限制及认为应由国家补偿以外，还有部分不愿意支付补偿的企业负责人质疑资金的流向，担心这笔补偿资金透明度低，无法真正落实到节水农户的手中。因此，在制定水资源“农转非”的补偿标准时，需要综合考虑灌区经济发展水平、非农用水单位的文化素质和经济收益，对水资源“农转非”的补偿资金做好监管工作，提高项目运作和资金使用的透明度*黄红光，戎丽丽，胡继连：《水资源“农转非”的市场调节研究》，《中国农业资源与区划》，2012年第2期。。

第三，水资源“农转非”的补偿应以市场为主体，政府宏观调控。水资源“农转非”的补偿方式分为政府间接补偿和市场直接补偿两种，政府补偿是国家或上一级政府利用财政转移支付等形式对水资源“农转非”的供给者，即节水农户的补偿，市场补偿是水资源“农转非”的受益者，即非农用水单位对水资源“农转非”供给者的补偿*姜东晖，胡继连：《对水资源“农转非”现象的经济学分析》，《中国农业资源与区划》，2008年第3期。。从调查结果来看，山东省位山灌区的非农用水单位对节水农户的补偿意愿较低、支付力度较弱，仅仅依靠这种市场补偿难以调动灌区农户及非农用水单位的节水积极性。因此在现阶段水资源“农转非”的补偿离不开政府的宏观指引。水资源“农转非”的补偿方式可以分为货币补偿、节水工程投资补偿和节水技术普及补偿。从调查问卷的分析来看，无论是灌区农户，还是非农用水单位，其都更愿意选择货币补偿这一更为简便的方式。但从长远来看，鼓励其使用先进的农田灌溉节水设备，在农村普及农田节水科技知识将会对灌区农户的节水积极性的提高有更好的效果。因此，在市场自发形成的补偿意愿下，如何为水资源“农转非”提供更加有效的发展动力，如何为灌区农户和非农用水单位制定更有效的节水激励机制，仍需要政府宏观层面的指导与协调。

四、水资源“农转非”市场化运作的水权制度优化

水资源“农转非”市场化运作一方面要认真分析和参考上述关于农户和非农用水部门(单位)受偿、补偿意愿的调研分析结论，同时还要对相关的水权制度进行必要的改革优化*姜东晖，靳雪，胡继连：《农用水权的市场化流转及其应用策略研究》，《农业经济问题》，2011年第12期。。

(一)水权与水市场制度体系的优化的框架结构

理论和实践都已证明水权交易制度体系对提高节水意识、规范用水行为能起到促进作用，因此从两个层面(法律条例层面和具体操作细则层面)四大系统上推进水权交易制度的健全与完善(见图1)。

(二)水资源所有权制度体系的优化

在水资源所有权的制度建设方面，需要从以下几个方面进一步改善：(1)完善《民法》《水法》等法律对水权、水权制度、水权运营及其制度的确认和保障，确保《防洪法》《水土保持法》《水污染防治法》的衔接与配套，确立《水法》的核心地位，形成以《水法》为核心，其他各部法律法规互相协调的水资源法律体系，为国家在宏观层面上对水资源进行有效的监管和保护奠定坚实的法律基础*刘杰，姜文来，任天志：《农业用水使用权转让补偿机制初步探讨》，《水问题论坛》，2002年第2期。。(2)建立和完善水资源的综合规划。根据全国社会经济的发展规划，结合各地区水资源的供求状况，政府以此为依据制定水资源的开发利用规划和保护规划，编制短期、中长期的水资源开发利用规划。(3)建立健全流域水资源分配的协商机制。这一机制的建立要使得流域内各利益主体平等公平的参与水资源的分配，建立基于平等参与的全流域地方政治民主协商制度。由流域地方政府代表用水户的利益，在流域上下游之间建立协商机制，尽可能通过协商的方式和其他地方政府之间建立起一种组织成本较低的交易机制。

图1　中国水权水市场制度体系的基本构造

(三)水资源使用权制度体系的优化

在水资源使用权的制度建设方面，需要从以下几个方面重点加以建设：(1)建立用水总量宏观控制指标体系。依据全国、各流域和各行政区域的可利用水资源量，由国务院水行政机关和流域机构组成的水量分配机构定额核定区域用水总量，在综合平衡的基础上制定水资源宏观控制指标，向各省级区域和主要用水行业进行总水量分配。进而各行政区域依据自己的管理权限向下一级行政区域分配水量，各个区域负责向该区域的用水户配置水资源。总之要实现区域配置的水资源总量不超过区域的宏观控制指标，流域内区域配置的水资源总量不超过流域的宏观控制指标。(2)建立用水定额指标体系。根据具体的经济发展情况及相应的水权理论来核算各地区、各行业、各类用水户的用水总量，制定用水限额，科学分配水资源。(3)建立健全取水许可制度。制定取水许可监督管理方法，使他们能够通过法定程序获得许可水权，并对取得取水许可的单位和个人进行监督管理，包括其使用目的、水质等方面。(4)建立水权的登记及管理信息系统。为了防止水权交易对第三方和环境造成的损失，国家对用水户的初始水权和许可水权进行登记和确认，不仅有利于国家适时且合理地引导水权的交易，更有助于保证初始水权和许可水权的基本稳定。对于在灌区内部、灌区之间、农民用水协会内部及之间，或者在交易前后不改变水资源用途的水权交易可以免去登记手续，由灌区或用水者协会自己监管。

(四)可交易水权制度体系的优化

在可交易水权的界定和管理方面，主要需要从以下几个方面重点加以创新：(1)制订水权流转管理条例，包括对水权转让资格审定、水权转让的程序及审批、水权转让的公告制度、水权转让的利益补偿机制的规定，更具体的包括不同类别水权的范围、转让条件和程序、内容、方式、期限、水权计量方法等方面的规定。(2)制订水权价格管理条例，在水权交易的具体操作中，由水权交易双方自主确定水权转让价格，政府不予干预。(3)建立水权转让协商制度。水权转让是水权持有者之间的一种市场行为，需要建立政府主导下的民主协商机制。政府是水权转让的监管者。(4)制订水权交易的中介服务条例，培育诸如水权咨询服务公司等水权交易中介组织。

(五)水权市场制度体系的优化

水市场是通过市场交换取得水权的机制或场所，我国的水市场发育尚不成熟，仍需要一定的政策及相应法律法规的支持、约束和规范。在水市场制度建设方面，需要从以下几个重要方面进行完善：(1)国家需要建立并完善水权交易的相关法律制度。所谓的水权出让法律体系的完善，是指在《水法》和相关涉水法律的框架下，结合水资源综合利用规划，对水权交易的范围、程序、依据、用途、方法和法律责任给予明确的界定，以确保国有水权的出让可以遵循和参照清晰的法律条例。只有拥有规范的一级水权市场，才能确保水权市场的运行不会危害公共利益，从而真正发挥市场调节在配置水资源中的积极作用，维护水资源的可持续发展*祁翔：《水资源“农转非”的影响及补偿措施的建议——基于浙江省的研究》，《现代经济信息》，2009年第22期。。(2)建立并完善可交易水权审批和评估的相关法律制度。规范的水权交易审批程序，完善发展的二级水权交易市场，必须对可交易水权的权属性质、交易范围和交易规模有明确规定，对权限的审批要有完善的法律规章进行制约。对可交易水权的审批和评估包括两方面，一是对申请者交易申报和水权获得的规范；二是对相关部门审批行为及评估行为的规范，以确保水权交易行为的审批具有可信度*唐曲，姜文来：《水权转让的条件分析——以农业水权向工业水权转让为例》，《中国农村水利水电》，2008年第9期。。(3)完善水权交易市场的相关法律法规。同一般的商品金融市场相比，水权交易市场虽然可以部分的参照其运作方式，但又与那些市场存在着较大的差别。在水权交易市场的建设过程中，首先就是要建立起能够规范市场行为和维持市场秩序的具有法律效力的水权水市场交易规则*王学渊，韩洪云，邓启明：《水资源“农转非”对农村发展的影响——对河北省兴隆县转轴沟村的案例研究》，《中国农业大学学报》(社会科学版)，2007年第1期。。(4)建立和完善水权市场交易监督和管理机制。市场的有序运行及健康发展，离不开政府对市场的监督和管理。水权市场亦是这样。建立水权市场的监督和管理机制，政府需要成立相应的机构，对交易主体的资格、信息披露、交易过程进行全程监控，以维护公正、合理的市场秩序，确保水权市场的健康发展。

[责任编辑：王波]

山东省自然科学基金(ZR2012GM014)。

胡继连(1963-)，男，山东农业大学教务处长、经济管理学院教授；赵娜(1988-)，女，山东农业大学经济管理学院研究生。

F323，213

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1003-8353(2016)09-0024-12