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文章编号：1003-6636（2012）03-0086-07；中图分类号：F323；文献标识码：A � 摘 要：利用全国范围水利水文数据，对我国农村水利基础设施农业产出效应的作用机理进行分析，得出一般性结论：农村水利基础设施通过降低成灾面积、保障农业用水、提高农业用水资源的生产配置效率三条现实路径，综合作用于农业产出。推论表明，此种效应呈现出正向效应和地区差异性特点。随后利用1988―2009年的面板数据，对全国范围与六大经济区域农村水利基础设施的农业产出效应进行实证检验。结果表明，农村水利基础设施对农业产出有着显著正效应。六大区域中，除西北地区和东北地区外，其他四大经济区域农村水利基础设施对农业产出的正向效应均高于全国水平。正向效应由大到小排序依次为：黄河流域、长江流域、南部沿海、西南地区、东北地区、西北地区。
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关键词：农村水利；基础设施；农业产出；作用机理
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Research on Agricultural Output Effect of Rural Water Infrastructure in China
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MA Shu�qin, ZHANG Hui�da
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(Zhejiang Gongshang University, Hangzhou, Zhejiang 310018, China)
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Abstract：
Employing nationwide hydrological data, the paper comes to a conclusion by analyzing functioning mechanism of rural hydrological infrastructure’s agricultural output effect�rural hydrological infrastructure contributes to agricultural output by reducing disaster are, ensuring agricultural water use, improving producing and distributing efficiency of agricultural water resource. The effect is positive and regionally different. Then the paper empirically testifies agricultural output effect of rural hydrological infrastructure nation�wide and in six economic regions with panel data from 1988 to 2009. The result shows that rural hydrological infrastructure has a significant positive impact on agricultural output. Apart from the North�west and North�east regions, the positive effect of the rest four economic regions is higher than national average level. All of the six regions’ positive effect is in the below order: the Yellow River valley, the Yangtse River valley, the South Coast, the South�west, the North�east and the North�west Regions.
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Key words：
rural water; infrastructure; agricultural output; function mechanism
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一、引言�
农业是国民经济的基础，是人类的衣食之源，生存之本。农业的发展是保证国民经济持续稳定发展的重要前提。然而，农业生产是自然再生产和经济再生产相互结合的过程，面临自然和市场双重风险，是一个需要扶持的弱质产业（吴连翠，2011）。��［1］�水利基础设施对抵御农业生产中所面临的自然风险有着不可替代的作用，它决定和反映着农业产业的发展方向与运行速度。中国是农业大国，而农业又是国家各部门中的用水大户，目前全国可利用水资源的2/3用于灌溉，大力发展农村水利基础设施建设对国民经济发展和保障国家粮食安全十分重要。2011年中共中央“一号文件”《中共中央国务院关于加快水利改革发展的决定》以水利建设为主题，把水利作为国家基础设施建设的优先领域，把农田水利作为农村基础设施建设的重点任务。一号文件明确提出，要大兴农田水利建设，到2020年，从根本上扭转水利建设明显滞后的局面，基本完成大型灌区、重点中型灌区续建配套和节水改造任务。�
中国大约有65%的粮食作物、75%的经济作物和90%的蔬菜作物都生长在灌田上，灌溉除了可以改善生态条件,提高作物单产外,还可以提高复种指数（马林靖、张林秀、罗仁福，2007）。��［2］�韩青、李珠怀、刘丹（2010）的研究表明，中国水利建设投入对小麦、玉米和水稻单产的影响显著。��［3］�因此，提高农业用水效率的技术与方法成为学者们关注的焦点。诸如张耀先等（2003）认为采取适水种植、选育抗旱高产品种、耕作保墒、化学调控节水和抗旱灌溉等措施可以提高旱地农业用水效率；��［4］�王晓娟、李周（2005）认为应提高渠水使用比例、提高水价、采用节水灌溉技术以及成立农村用水协会以提高灌溉用水效率；��［5］�Huang（2003）、Lietal（2004）则强调应采用不同作物轮耕方式、施肥与灌溉时间优化配置以提高农业用水效率；��［6］［7］�王学渊、赵连阁（2008）提出可以通过减少水密集型作物的种植、新建和改造农田水利设施、调整农业用水供给系统、加强农业水资源需求管理等来提高农业用水效率。��［8］�Kaneko等（2004）认为气候和土壤存在禀赋差异，以及农田水利基础设施建设参差不齐致使中国农业用水效率较低。��［9］��
综上所述，多数文献重点考察的是如何提高中国农业用水效率，但鲜有文献就农村水利基础设施对农业产出的作用机理进行探讨。那么，农村水利基础设施建设对农业产出作用效应如何？进一步，各个地区作用效应如何？对于这些问题，现有研究语焉不详，更没有设计明确的指标与建立模型对之进行理论与实证考察。而回答上述问题具有重要的理论和政策涵义：一方面，中国作为农业大国，自然资源禀赋决定了不同经济区域水利基础设施建设及农业发展特征迥异，比较分析中国不同经济区域农村水利基础设施建设对农业产出效应，为我们探寻中国农村水利基础设施影响农业产出增长的现实路径提供了新思路。另一方面，依据现实路径构建中国水利现代化空间布局，对实现全国范围农业产出包容性增长具有重要的政策含义。�
鉴于此，本文在分析农村水利基础设施农业产出效应的作用机理的基础上，利用全国30个省市（重庆数据与四川合并，同时不考虑港、澳、台）六大经济区域的时间序列面板数据�① ①六大经济区域划分取自王学渊、赵连阁（2008），即：东北地区（辽宁、吉林、黑龙江）；黄河流域（北京、天津、河北、山西、山东、河南、陕西）；长江流域（上海、江苏、浙江、安徽、江西、湖北、湖南）；南部沿海（福建、广东、广西、海南）；西南地区（四川、贵州、云南）；西北地区（内蒙古、西藏、甘肃、青海、宁夏、新疆）。，实证检验农村水利基础设施对全国及六大经济区域的农业产出效应，进而根据各区域的产出效应差异提出政策建议。�
二、农村水利基础设施的作用机理分析�
现实中，我们知道农村水利基础设施影响农业产出最直观的原因是农作物的生物特性，其整个生长过程中都离不开水，而农村水利基础设施可以起到旱涝调节的作用，但这仅仅是农村水利基础设施影响农业产出的直观路径。基于现实情况和全国范围实证数据的分析研究，我们可以得出其一般性的作用机理为：农村水利基础设施通过有效降低农业成灾面积、保障农业用水、提高农业用水资源生产配置效率综合作用于农业产出。�
（一）农村水利基础设施建设可以有效降低农业成灾面积�
为了论证农村水利基础设施降低农业成灾面积的有效性兼顾水灾的特性，我们需设计两个指标，第一个指标为水灾成灾率(R�1)，等于农作物水灾成灾面积/农作物水灾受灾面积。第二个指标为水利基础设施的有效性(R�2)，等于水库总容量/降水量。需要强调的是，之所以在此选用水库总容量衡量农村水利基础设施，是考虑到水库在水灾发生时的调水能力，能够在分析水灾的特定情形下更具代表性。由于数据的有限性，我们分析的时间段为1997至2009年，采用数据挖掘技术计算R�1与R�2。把R�2放大十倍，然后把R�1与R�2同时放在一张折线图上，以此来清晰地反映R�1与R�2两者间的关系（如图1所示）。�
从图1中我们可以发现,R�1与R�2之间的微妙关系，在这12年间R�1与R�2基本上呈现反向的数列趋势。 更为有利的证据是通过使用Eviews 6.0对R1与R2的平稳性进行检验，我们发现两者均存在着一阶单位根。进一步进行Johansen协整检验，发现两者之间存在着协整关系（伴随概率为0.0483、0.0456），即两者之间存在着长期稳定关系。�
综合统计图与协整检验结果，我们认为农村水利基础设施的建设，能够更好地调节降水量，从而使得受灾面积中成灾率下降，即农村水利基础设施的建设可以有效降低农业成灾面积。�
（二）农村水利基础设施建设可以更好保障农业用水�
1997至2009年我国的年平均农业用水量约3557�55亿立方米，与此同时全国年平均供水量为5637�797亿立方米，农业用水量占全国总供水量的63%左右。农业用水量如此巨大，保障农业用水稳定安全也是一项重要的任务。保障农业用水的稳定则需要保证总供水量的稳定。水利基础设施建设可以保证总供水量稳定，进而保证农业用水量的稳定。为了证明此观点，我们需要设立第三个指标：农业用水的稳定性或可保障性（R�3），它等于全国农业用水量/全国水资源总量。�
经过数据的挖掘与计算得出R�3，同样把R�3与R�2放在同一张折线图上来说明二者关系的稳定性。从图2中我们可以发现，R�2与R�3变动趋势具有惊人的一致性。因此，从统计数据中，我们可以经验性地证明水利基础设施对保障农业用水的有效性。�
（三）农村水利基础设施可以提高农业用水资源生产配置效率�
改革开放以来，中共中央政府大力提倡节水灌溉，大力发展节水工程，农村水利基础设施投入逐年递增。那么农业水资源的生产配置效率有没有得到提高呢？我们利用全国范围内1997―2009年农业用水量以及农业产出，在控制其他农业投入的情况下，使用DEAP2.1软件对各年农业用水资源的生产配置效率进行测算。测算结果显示，13年间农业用水资源的平均生产配置效率为0.856。如图3所示，农业用水资源生产配置效率基本上是处于逐年递增的趋势，综合以往研究文献以及经验分析，我们认为农村水利基础设施建设对水资源生产配置效率是有其重要作用的。�
综上所述，一般地，农村水利基础设施是通过降低成灾面积、保障农业用水、提高农业用水资源的生产配置效率这三条主要现实路径综合对农业产出产生作用效应的。进一步，由于不同区域水利基础设施使用、管理、维护差异等原因，不同区域将呈现出不同路径组合的作用机理。从以上分析出发，我们能得出这样一种推论：农业水利基础设施通过三条作用路径对农业产出产生正向效应，并且由于地区差异，农业产出的作用效应将呈现出差异性特点。�
三、理论模型与实证检验�
依据上文分析，此部分将对农村水利基础设施的农业产出作用效应及其差异性特点进行实证检验。在实证检验时，将从国家和地区层面，分别进行实证检验及对比。同时，应根据各地区的实际情况设定计量模型，尽量避免由于农村水利基础设施农业产出效应的差异性而导致分析的不科学性。�
（一）理论模型�
基于投入产出的一般性原理，我们在柯布-道格拉斯（Cobb-Dauglas）生产函数的基础上，引入农村水利基础设施变量来分析农村水利基础设施对农业产出的增长效应。修改后的模型为：�
Y�i(t)= A�i(t)L�i(t)�αK�i(t)�βW�i(t)�γλ （1）�
式中Y�i(t)表示的是i地区在t时间的农业产出，K�i(t)表示的是i地区在t时间的资本投入，W�i(t)表示的是i地区在t时间农村水利基础设施的情况, L�i(t)表示的是i地区在t时间劳动投入，A�i(t)表示的是i地区在t时间知识或者劳动的有效性, α、β、γ为参数。为降低模型异方差性对（1）式取对数可得到如下基本形式：�
ln Y�i(t)=ln A�i(t)+ αln L�i(t)+βln K�i(t)+ γln W�i(t)+λ （2）�
值得强调的是，在计量模型中之所以没有参照以往研究文献中加入土地变量，是基于如下原因：一是土地不是本文研究的重点，且其在农业产出的作用是不言自明的；二是考虑到不同地区土地肥沃程度不同、种植结构差异等因素，故不直接加入土地变量。因此模型中其他变量用单位面积下的变量值来衡量，例如模型中的Y表示的是单位面积的农业产出。�
（二）变量选取与数据说明�
1．农业产出（Y）：为了避免农业产值存在着物价波动性，且由于本文主要针对的是狭义农业即种植业，在本文中，农业产出的衡量采用各省主要农产品作物的产量加总后的单位面积产量，包括：粮食作物、茶叶、麻类、棉花、蔬菜、糖料、烟叶、油料、园林水果。其计算方式为：主要农产品产出/主要农作物播种面积，单位为千克/公顷。�
2．资本投入（K）：考虑到化肥投入很大程度上可以代表流动资本对农业产出的投入，而农用机械则在很大程度上可以代表固定资本对农业产出的投入。在本文中笔者采用单位面积化肥投入量表示农业生产中的流动资本，采用单位面积农业机械动力来表示农业生产中的固定资本投入量。考虑到地区差异性和化肥投入的灵活性与普遍性，在下文分析中如无特别说明均以化肥投入量来表示资本投入量，由于地区特点的差异，部分地区使用机械动力来表示资本投入量。化肥投入计算方式为：化肥投入量 /主要农作物播种面积，单位为千克/公顷；机械动力计算方式为：机械总动力/主要农作物播种面积，单位为瓦/公顷。�
3．农村水利基础设施（W）：由于数据来源的可获得性，以及考虑农村水利基础设施与农业生产之间的现实关系，有效灌溉面积指标更能反映实际农业生产过程中农村水利基础设施对农业生产的影响。因此笔者采用有效灌溉面积来衡量农村水利基础设施的情况。其计算方式为：有效灌溉面积/主要农作物播种面积。�
4．劳动投入（L）：基于数据的可获得性以及局限性，劳动投入变量我们参照以往文献的衡量方法，使用农林牧渔业从业人数。其计算方式为：农林牧渔业从业人数/主要农作物播种面积,单位为人/公顷。�
本文采用1988―2009年年度数据，所使用数据均来源于《中国农村统计年鉴》（1989―2010）、《新中国农业60年统计资料》、《新中国60年统计资料汇编》、《中国统计年鉴》（1989―2010）、《改革开放三十年农业统计资料汇编》及《中国水资源公报》（1997―2009）。�
（三）全国范围实证检验�
首先对数据平稳性进行检验，为了避免因检验方法不同而带来的实证计算结果偏差，本文同时采用LLC、IPS、Breitung、ADF-Fisher四种不同的检验方法对lnY、lnK、lnW、lnL四个数列进行平稳性检验。四种检验方法原假设均为“存在单位根”。四种检验方法下除了lnK、lnW、lnL在Breitung检验下没能拒绝原假设之外，其他所有假设均强烈拒绝原假设，综合判断得出lnY、lnK、lnW、lnL都是平稳的（见表1）。
在检验数据平稳性之后，进而我们需确定模型形式，豪斯曼检验（统计值：12�0011979，伴随概率：0.0074）表明采用固定效应模型更为适合。采用固定效应模型之后的实证结果如表2所示：�
模型拟合系数为0�902表明模型拟合效果很好，从F值可以看出模型整体效果显著，根据t值与p值可以看出各个变量所得系数值均显著。因此，就全国范围而言，资本投入对我国农业产出影响最大，其次是农村水利基础设施。资本投入对农业生产的正向作用符合实际预期，就我国而言，由于农业生产原始资本积累的不足，目前资本边际生产力处于递增阶段。农村水利基础设施弹性系数均值为0�29，表明有效灌溉面积增加1%时，农业产出增加0�29%。从中可见农村水利基础设施对农业产出增长的正向效应。至于劳动投入为何为负值，这是一个值得思考的问题，我们认为这与我国农业科技落后导致农业劳动力的劳动效率低下有关。�
（四）六大经济区域实证检验�
1．东北地区实证检验。由于东北土地肥沃所使用化肥量较少，而且是老工业基地，地势平坦，农业机械化程度较高，所以在东北地区的实证检验中，使用机械投入量来表示资本投入量。经过单位根检验以后，综合判断发现lnY、lnK、lnW、lnL都存在一阶单位根，需要对其进行协整检验，避免出现伪回归。协整检验结果发现四者之间存在着长期稳定关系。因此，模型设定依旧正确，继续根据模型进行参数估计，实证结果如表3。从表3中可以看出，模型拟合度较好，模型整体效果显著；农村水利基础设施对农业产出的正向作用大于全国水平，资本投入的正向作用则小于全国水平，劳动力投入变量在5%水平下检验并不显著，这与东北地区农林牧渔从业人数不能有效代替狭义农业从业人员有关。�
2．黄河流域实证检验。经试验在利用模型2对黄河流域进行实证分析时，模型整体效果不好。因此我们考虑更换模型引入播种面积这一变量，其余变量的数据计算方式也相应改变，不再使用单位面积量值，而是使用总量值。经过单位根检验发现除了lnK之外其余变量都存在一阶单位根，且经过协整关系检验存在协整关系，即存在长期稳定关系。因此我们考虑对原模型进行修改模型设定为：�
lnY�i(t)=ln A�i(t)+ (χlnS�i (t)+βlnL�i(t)+ γlnW�i(t)+ λ （3）�
经过豪斯曼检验采用固定效应模型，实证检验结果如表3所示。从实证结果我们可以发现，模型拟合效果相对模型（2）来说更好，整体显著，且各解释变量也显著。从解释变量的系数来看，lnW的系数达到1�71，远远超过全国的平均水平，可见在黄河流域农村水利基础设施的作用也远远大于全国整体水平，劳动投入变量对农业产出的影响如同全国整体水平一样也是一个负值，而且低于全国整体水平，这也与现实情况颇为相符。�
3．长江流域实证检验。经过豪斯曼检验，在分析该区域时采用随机效应模型，同时经过试验发现使用机械代替化肥来表示资本投入模型效果会更好，各解释变量均显著，考虑机械投入耗资量大，这可能也与该地区经济富裕程度有关（具体实证结果见表3）。从表3中可以看出，农村水利基础设施的系数值也同样大于全国范围内的整体水平，也为正效应。与全国范围实证检验不同的一点是，劳动投入对农业产出呈现正向效应，考虑到长江流域多为江南水乡，多为水田，人均水田数量有限，多为精耕细作，因此劳动力效率应该会高于全国整体水平。�
4．南部沿海实证检验。经过豪斯曼检验，在分析该地区时采用固定效应模型，实证结果见表3。从表3中我们发现，在各变量系数值中，劳动投入变量的系数值在10%显著水平下并不显著。根据实际情况可知，该地区从事渔业的劳动投入比例相对其他地区来说更大一些，而从事种植业的劳动投入比例相对较小，因此不显著可能与劳动投入变量数据选择有关，农林牧渔从业人数并不能有效代表狭义农业的劳动投入量。从农村水利基础设施变量的系数值来看，在该地区农村水利基础设施对农业产出同样呈现正向效应，且大于全国范围内的平均水平。�
5．西南地区实证检验。在利用模型2对该地区进行实证分析时，我们发现模型效果并不好，各解释变量存在一阶单位根且并不存在协整关系，因此我们考虑对模型2的设定进行一定的修改。我们考虑引入播种面积这一变量，同时其他变量数据采用总量值。那么模型就可以设定为：�
ln Y�i(t)=ln A�i(t)+αln L�i(t)+βln K�i(t)+ γln W�i(t)+χlnS�i(t)+λ （4） �
在设定好新模型之后，我们再对数据进行单位根检验，结果显示除lnL是平稳数列之外，其余都是一阶单整数列，并且经过协整检验存在着协整关系。因此，在求解模型时我们考虑剔除劳动投入变量，最终模型设定为：�
lnY�i(t)=ln A�i(t)+χlnS�i (t)+βln K�i(t)+ γln W�i(t)+ λ （5）�
求解系数时采用固定效应模型，实证结果见表3。从表3中可以看出，农村水利基础设施的农业产出呈现正向效应，且大于全国范围内的平均水平，不过资本投入对农业产出的正向效应则小于全国整体水平，这与现实情况也颇为相似。�
6．西北地区实证检验。经过豪斯曼检验，在对该地区进行实证检验过程中，采用固定效应模型进行系数的求解，实证结果如表3。从实证结果来看，该地区农村水利基础设施对农业产出的正向效应低于全国整体水平，此外由于西北地区资本基础较为薄弱，近年来逐年增加的农业资本投入正处于资本边际效益递增阶段，同时西北地区地形复杂，地域广袤，农业劳动密集度较低，农业劳动力的边际效率也处于一个正向阶段，因此资本、劳动投入变量的系数值均为正值。�
综上所述，从全国范围和六大经济区域的实证检验来看，农村水利基础设施对我国农业产出有着正向效应，且呈现出各地区正向效应差异性特点，具体说来：黄河流域最大，长江流域次之，南部沿海、西南地区和东北地区分列第三、四、五，西北地区最小。此外，实证检验还系统地证明了从长期来看农村水利基础设施对农业产出增长的重要�作用。��
四、结语�
农村水利基础设施对农业产出有着显著的正向效应，对全国以及六大经济区域的实证检验均验证了农村水利基础设施对于农业产出增长和农村经济的发展具有良好的解释力。农村水利基础设施通过降低成灾面积、保障农业用水、提高农业用水资源的生产配置效率这三条主要路径综合作用于农业产出，进而影响农业发展。�
那么，各地区农村水利基础设施正向效应差异性特点的呈现，有多少是人为原因造成的效率缺失呢？这是一个值得我们深思的问题。如果只注重投入而不追求投入的实现效率，将会造成大量人力、物力、财力的浪费，不符合国家发展战略的需要，这也是我国目前农村水利基础设施建设和管理当中切实存在的问题。从经济学角度来看，应积极引入市场资本参与水利基础设施开发利用，充分发挥市场与政府两者的作用，从微观和宏观角度把握，使得两者相互结合、共同作用于农村水利基础设施建设整个过程。让资金获得或整合→资金专项投入→水利基础设施建成使用→水利基础设施效率实现程度，实现全体系、全过程的政企结合。具体来说，市场或企业主要是在资金参股以及项目开发、运营管理中发挥直接作用，利用市场化操作以达到水利基础设施效率的实现和提升。政府在整个过程中主要起到引导与监管的作用，应从中央到地方各级部门对专项资金投入建立专门的信息管理系统，对参与企业以及各项水利基础建设工程进行备案、跟踪、存档。同时为了避免寻租现象的发生应实现监管信息公开化、透明化。此外，我国基层水利技术人才的缺失也是一个普遍存在的现实问题，政府部门可以参考公务员或事业单位编制，下大力气引进基层水利人才，同时努力改善基层水利工作人员待遇。如此，农村水利基础设施效率得以实现之后，方能起到惠农、惠民、惠国之作用。�
本文研究的政策含义是十分明显的,对于我国农业发展而言，加强农村水利基础设施建设有助于农业产出的增长，进而促进农村经济的发展，实现农民的增收。根据2011年“一号文件”指示，全国必将大规模开展农村水利基础设施建设。我国不同经济区域农村水利基础设施建设存在差异，其他要素投入量对农业产出的作用效应迥异。一个不可否认的事实是，各地区间由于经济发展的差异性，各地方政府对农村的各项投入差异显著，持续扩大的收入差距已经成为社会稳定与经济发展的隐患，如果各地区不能把握好地区农业发展的特征，将进一步拉大收入差距。因此，对不同经济区域农村水利基础设施投入必须区别对待以更好地整合资源。从实证检验的结果来看，具体来说，一是采取地方自治为主、中央财政支持为辅，促进长江流域、南部沿海地区及黄河流域率先实现农村水利现代化。二是中央财政与地方自治合力推进西南地区和东北地区农村水利基础设施建设，进一步提升其基础设施的正向效应。三是中央财政全力扶持西北地区农村水利基础设施建设。与此同时，我国局部地区存在着旱涝交错的情形，水利基础设施的建设可以有效调节地表水量的变化，达到排涝抗旱之功效。
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责任编辑：吴锦丹
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收稿日期：2012-03-07�
基金项目：教育部人文社科重点研究基地重大项目（12JJD790024）、浙江省哲学社会科学重点研究基地浙江工商大学浙商研究中心项目（11JDZS02YB）及浙江省自然科学基金（Y6110705）。�
作者简介：马淑琴（1963-），女，河南滑县人，浙江工商大学经济学院教授、国际贸易研究所所长，主要研究方向为国际金融与投资、农业国际化；章辉达（1990-），男，江西临川人，浙江工商大学经济学院硕士研究生。
