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一、引言

農業是國民經濟的基礎，是人類的衣食之源，生存之本。農業的發展是保證國民經濟持續穩定發展的重要前提。然而，農業生產是自然再生產和經濟再生產相互結合的過程，面臨自然和市場雙重風險，是一個需要扶持的弱質產業(吳連翠，2011)。［1］水利基礎設施對抵御農業生產中所面臨的自然風險有著不可替代的作用，它決定和反映著農業產業的發展方向與運行速度。中國是農業大國，而農業又是國家各部門中的用水大戶，目前全國可利用水資源的2/3用于灌溉，大力發展農村水利基礎設施建設對國民經濟發展和保障國家糧食安全十分重要。2011年中共中央“一號文件”《中共中央國務院關于加快水利改革發展的決定》以水利建設為主題，把水利作為國家基礎設施建設的優先領域，把農田水利作為農村基礎設施建設的重點任務。一號文件明確提出，要大興農田水利建設，到2020年，從根本上扭轉水利建設明顯滯后的局面，基本完成大型灌區、重點中型灌區續建配套和節水改造任務。中國大約有65%的糧食作物、75%的經濟作物和90%的蔬菜作物都生長在灌田上，灌溉除了可以改善生態條件，提高作物單產外，還可以提高復種指數(馬林靖、張林秀、羅仁福，2007)。［2］

韓青、李珠懷、劉丹(2010)的研究表明，中國水利建設投入對小麥、玉米和水稻單產的影響顯著。［3］因此，提高農業用水效率的技術與方法成為學者們關注的焦點。諸如張耀先等(2003)認為采取適水種植、選育抗旱高產品種、耕作保墑、化學調控節水和抗旱灌溉等措施可以提高旱地農業用水效率;［4］王曉娟、李周(2005)認為應提高渠水使用比例、提高水價、采用節水灌溉技術以及成立農村用水協會以提高灌溉用水效率;［5］Huang(2003)、Lietal(2004)則強調應采用不同作物輪耕方式、施肥與灌溉時間優化配置以提高農業用水效率;［6］［7］王學淵、趙連閣(2008)提出可以通過減少水密集型作物的種植、新建和改造農田水利設施、調整農業用水供給系統、加強農業水資源需求管理等來提高農業用水效率。［8］

Kaneko等(2004)認為氣候和土壤存在稟賦差異，以及農田水利基礎設施建設參差不齊致使中國農業用水效率較低。［9］綜上所述，多數文獻重點考察的是如何提高中國農業用水效率，但鮮有文獻就農村水利基礎設施對農業產出的作用機理進行探討。那么，農村水利基礎設施建設對農業產出作用效應如何?進一步，各個地區作用效應如何?對于這些問題，現有研究語焉不詳，更沒有設計明確的指標與建立模型對之進行理論與實證考察。而回答上述問題具有重要的理論和政策涵義:一方面，中國作為農業大國，自然資源稟賦決定了不同經濟區域水利基礎設施建設及農業發展特征迥異，比較分析中國不同經濟區域農村水利基礎設施建設對農業產出效應，為我們探尋中國農村水利基礎設施影響農業產出增長的現實路徑提供了新思路。另一方面，依據現實路徑構建中國水利現代化空間布局，對實現全國范圍農業產出包容性增長具有重要的政策含義。鑒于此，本文在分析農村水利基礎設施農業產出效應的作用機理的基礎上，利用全國30個省市(重慶數據與四川合并，同時不考慮港、澳、臺)六大經濟區域的時間序列面板數據①＊，實證檢驗農村水利基礎設施對全國及六大經濟區域的農業產出效應，進而根據各區域的產出效應差異提出政策建議。

二、農村水利基礎設施的作用機理分析

現實中，我們知道農村水利基礎設施影響農業產出最直觀的原因是農作物的生物特性，其整個生長過程中都離不開水，而農村水利基礎設施可以起到旱澇調節的作用，但這僅僅是農村水利基礎設施影響農業產出的直觀路徑。基于現實情況和全國范圍實證數據的分析研究，我們可以得出其一般性的作用機理為:農村水利基礎設施通過有效降低農業成災面積、保障農業用水、提高農業用水資源生產配置效率綜合作用于農業產出。

(一)農村水利基礎設施建設可以有效降低農業成災面積

為了論證農村水利基礎設施降低農業成災面積的有效性兼顧水災的特性，我們需設計兩個指標，第一個指標為水災成災率(R1)，等于農作物水災成災面積/農作物水災受災面積。第二個指標為水利基礎設施的有效性(R2)，等于水庫總容量/降水量。需要強調的是，之所以在此選用水庫總容量衡量農村水利基礎設施，是考慮到水庫在水災發生時的調水能力，能夠在分析水災的特定情形下更具代表性。由于數據的有限性，我們分析的時間段為1997至2009年，采用數據挖掘技術計算R1與R2。把R2放大十倍，然后把R1與R2同時放在一張折線圖上，以此來清晰地反映R1與R2兩者間的關系(如圖1所示)。從圖1中我們可以發現，R1與R2之間的微妙關系，在這12年間R1與R2基本上呈現反向的數列趨勢。更為有利的證據是通過使用Eviews6．0對R1與R2的平穩性進行檢驗，我們發現兩者均存在著一階單位根。進一步進行Johansen協整檢驗，發現兩者之間存在著協整關系(伴隨概率為0．0483、0．0456)，即兩者之間存在著長期穩定關系。綜合統計圖與協整檢驗結果，我們認為農村水利基礎設施的建設，能夠更好地調節降水量，從而使得受災面積中成災率下降，即農村水利基礎設施的建設可以有效降低農業成災面積。

(二)農村水利基礎設施建設可以更好保障農業用水

1997至2009年我國的年平均農業用水量約3557.55億立方米，與此同時全國年平均供水量為5637.797億立方米，農業用水量占全國總供水量的63%左右。農業用水量如此巨大，保障農業用水穩定安全也是一項重要的任務。保障農業用水的穩定則需要保證總供水量的穩定。水利基礎設施建設可以保證總供水量穩定，進而保證農業用水量的穩定。為了證明此觀點，我們需要設立第三個指標:農業用水的穩定性或可保障性(R3)，它等于全國農業用水量/全國水資源總量。經過數據的挖掘與計算得出R3，同樣把R3與R2放在同一張折線圖上來說明二者關系的穩定性。從圖2中我們可以發現，R2與R3變動趨勢具有驚人的一致性。因此，從統計數據中，我們可以經驗性地證明水利基礎設施對保障農業用水的有效性。

(三)農村水利基礎設施可以提高農業用水資源生產配置效率

改革開放以來，中共中央政府大力提倡節水灌溉，大力發展節水工程，農村水利基礎設施投入逐年遞增。那么農業水資源的生產配置效率有沒有得到提高呢?我們利用全國范圍內1997—2009年農業用水量以及農業產出，在控制其他農業投入的情況下，使用DEAP2．1軟件對各年農業用水資源的生產配置效率進行測算。測算結果顯示，13年間農業用水資源的平均生產配置效率為0．856。如圖3所示，農業用水資源生產配置效率基本上是處于逐年遞增的趨勢，綜合以往研究文獻以及經驗分析，我們認為農村水利基礎設施建設對水資源生產配置效率是有其重要作用的。綜上所述，一般地，農村水利基礎設施是通過降低成災面積、保障農業用水、提高農業用水資源的生產配置效率這三條主要現實路徑綜合對農業產出產生作用效應的。進一步，由于不同區域水利基礎設施使用、管理、維護差異等原因，不同區域將呈現出不同路徑組合的作用機理。從以上分析出發，我們能得出這樣一種推論:農業水利基礎設施通過三條作用路徑對農業產出產生正向效應，并且由于地區差異，農業產出的作用效應將呈現出差異性特點。

三、理論模型與實證檢驗

依據上文分析，此部分將對農村水利基礎設施的農業產出作用效應及其差異性特點進行實證檢驗。在實證檢驗時，將從國家和地區層面，分別進行實證檢驗及對比。同時，應根據各地區的實際情況設定計量模型，盡量避免由于農村水利基礎設施農業產出效應的差異性而導致分析的不科學性。

(一)理論模型

基于投入產出的一般性原理，我們在柯布－道格拉斯(Cobb－Dauglas)生產函數的基礎上，引入農村水利基礎設施變量來分析農村水利基礎設施對農業產出的增長效應。修改后的模型為:Yi(t)=Ai(t)Li(t)αKi(t)βWi(t)γλ(1)式中Yi(t)表示的是i地區在t時間的農業產出，Ki(t)表示的是i地區在t時間的資本投入，Wi(t)表示的是i地區在t時間農村水利基礎設施的情況，Li(t)表示的是i地區在t時間勞動投入，Ai(t)表示的是i地區在t時間知識或者勞動的有效性，α、β、γ為參數。為降低模型異方差性對(1)式取對數可得到如下基本形式:lnYi(t)=lnAi(t)+αlnLi(t)+βlnKi(t)+γlnWi(t)+λ(2)值得強調的是，在計量模型中之所以沒有參照以往研究文獻中加入土地變量，是基于如下原因:一是土地不是本文研究的重點，且其在農業產出的作用是不言自明的;二是考慮到不同地區土地肥沃程度不同、種植結構差異等因素，故不直接加入土地變量。因此模型中其他變量用單位面積下的變量值來衡量，例如模型中的Y表示的是單位面積的農業產出。

(二)變量選取與數據說明

1．農業產出(Y):為了避免農業產值存在著物價波動性，且由于本文主要針對的是狹義農業即種植業，在本文中，農業產出的衡量采用各省主要農產品作物的產量加總后的單位面積產量，包括:糧食作物、茶葉、麻類、棉花、蔬菜、糖料、煙葉、油料、園林水果。其計算方式為:主要農產品產出/主要農作物播種面積，單位為千克/公頃。

2．資本投入(K):考慮到化肥投入很大程度上可以代表流動資本對農業產出的投入，而農用機械則在很大程度上可以代表固定資本對農業產出的投入。在本文中筆者采用單位面積化肥投入量表示農業生產中的流動資本，采用單位面積農業機械動力來表示農業生產中的固定資本投入量。考慮到地區差異性和化肥投入的靈活性與普遍性，在下文分析中如無特別說明均以化肥投入量來表示資本投入量，由于地區特點的差異，部分地區使用機械動力來表示資本投入量。化肥投入計算方式為:化肥投入量/主要農作物播種面積，單位為千克/公頃;機械動力計算方式為:機械總動力/主要農作物播種面積，單位為瓦/公頃。

3．農村水利基礎設施(W):由于數據來源的可獲得性，以及考慮農村水利基礎設施與農業生產之間的現實關系，有效灌溉面積指標更能反映實際農業生產過程中農村水利基礎設施對農業生產的影響。因此筆者采用有效灌溉面積來衡量農村水利基礎設施的情況。其計算方式為:有效灌溉面積/主要農作物播種面積。

4．勞動投入(L):基于數據的可獲得性以及局限性，勞動投入變量我們參照以往文獻的衡量方法，使用農林牧漁業從業人數。其計算方式為:農林牧漁業從業人數/主要農作物播種面積，單位為人/公頃。本文采用1988—2009年年度數據，所使用數據均來源于《中國農村統計年鑒》(1989—2010)、《新中國農業60年統計資料》、《新中國60年統計資料匯編》、《中國統計年鑒》(1989—2010)、《改革開放三十年農業統計資料匯編》及《中國水資源公報》(1997—2009)。

(三)全國范圍實證檢驗

首先對數據平穩性進行檢驗，為了避免因檢驗方法不同而帶來的實證計算結果偏差，本文同時采用LLC、IPS、Breitung、ADF－Fisher四種不同的檢驗方法對lnY、lnK、lnW、lnL四個數列進行平穩性檢驗。四種檢驗方法原假設均為“存在單位根”。四種檢驗方法下除了lnK、lnW、lnL在Breitung檢驗下沒能拒絕原假設之外，其他所有假設均強烈拒絕原假設，綜合判斷得出lnY、lnK、lnW、lnL都是平穩的。在檢驗數據平穩性之后，進而我們需確定模型形式，豪斯曼檢驗(統計值:12.0011979，伴隨概率:0．0074)表明采用固定效應模型更為適合。采用固定效應模型之后的實證結果如表2所示:模型擬合系數為0.902表明模型擬合效果很好，從F值可以看出模型整體效果顯著，根據t值與p值可以看出各個變量所得系數值均顯著。因此，就全國范圍而言，資本投入對我國農業產出影響最大，其次是農村水利基礎設施。資本投入對農業生產的正向作用符合實際預期，就我國而言，由于農業生產原始資本積累的不足，目前資本邊際生產力處于遞增階段。農村水利基礎設施彈性系數均值為0.29，表明有效灌溉面積增加1%時，農業產出增加0.29%。從中可見農村水利基礎設施對農業產出增長的正向效應。至于勞動投入為何為負值，這是一個值得思考的問題，我們認為這與我國農業科技落后導致農業勞動力的勞動效率低下有關。

(四)六大經濟區域實證檢驗

1．東北地區實證檢驗。由于東北土地肥沃所使用化肥量較少，而且是老工業基地，地勢平坦，農業機械化程度較高，所以在東北地區的實證檢驗中，使用機械投入量來表示資本投入量。經過單位根檢驗以后，綜合判斷發現lnY、lnK、lnW、lnL都存在一階單位根，需要對其進行協整檢驗，避免出現偽回歸。協整檢驗結果發現四者之間存在著長期穩定關系。因此，模型設定依舊正確，繼續根據模型進行參數估計，模型擬合度較好，模型整體效果顯著;農村水利基礎設施對農業產出的正向作用大于全國水平，資本投入的正向作用則小于全國水平，勞動力投入變量在5%水平下檢驗并不顯著，這與東北地區農林牧漁從業人數不能有效代替狹義農業從業人員有關。

2．黃河流域實證檢驗。經試驗在利用模型2對黃河流域進行實證分析時，模型整體效果不好。因此我們考慮更換模型引入播種面積這一變量，其余變量的數據計算方式也相應改變，不再使用單位面積量值，而是使用總量值。經過單位根檢驗發現除了lnK之外其余變量都存在一階單位根，且經過協整關系檢驗存在協整關系，即存在長期穩定關系。因此我們考慮對原模型進行修改模型設定為:lnYi(t)=lnAi(t)+(χlnSi(t)+βlnLi(t)+γlnWi(t)+λ(3)經過豪斯曼檢驗采用固定效應模型，實證檢驗結果如表3所示。從實證結果我們可以發現，模型擬合效果相對模型(2)來說更好，整體顯著，且各解釋變量也顯著。從解釋變量的系數來看，lnW的系數達到1.71，遠遠超過全國的平均水平，可見在黃河流域農村水利基礎設施的作用也遠遠大于全國整體水平，勞動投入變量對農業產出的影響如同全國整體水平一樣也是一個負值，而且低于全國整體水平，這也與現實情況頗為相符。

3．長江流域實證檢驗。經過豪斯曼檢驗，在分析該區域時采用隨機效應模型，同時經過試驗發現使用機械代替化肥來表示資本投入模型效果會更好，各解釋變量均顯著，考慮機械投入耗資量大，這可能也與該地區經濟富裕程度有關(具體實證結果見表3)。從表3中可以看出，農村水利基礎設施的系數值也同樣大于全國范圍內的整體水平，也為正效應。與全國范圍實證檢驗不同的一點是，勞動投入對農業產出呈現正向效應，考慮到長江流域多為江南水鄉，多為水田，人均水田數量有限，多為精耕細作，因此勞動力效率應該會高于全國整體水平。

4．南部沿海實證檢驗。經過豪斯曼檢驗，在分析該地區時采用固定效應模型，實證結果見表3。從表3中我們發現，在各變量系數值中，勞動投入變量的系數值在10%顯著水平下并不顯著。根據實際情況可知，該地區從事漁業的勞動投入比例相對其他地區來說更大一些，而從事種植業的勞動投入比例相對較小，因此不顯著可能與勞動投入變量數據選擇有關，農林牧漁從業人數并不能有效代表狹義農業的勞動投入量。從農村水利基礎設施變量的系數值來看，在該地區農村水利基礎設施對農業產出同樣呈現正向效應，且大于全國范圍內的平均水平。

5．西南地區實證檢驗。在利用模型2對該地區進行實證分析時，我們發現模型效果并不好，各解釋變量存在一階單位根且并不存在協整關系，因此我們考慮對模型2的設定進行一定的修改。我們考慮引入播種面積這一變量，同時其他變量數據采用總量值。那么模型就可以設定為:lnYi(t)=lnAi(t)+αlnLi(t)+βlnKi(t)+γlnWi(t)+χlnSi(t)+λ(4)在設定好新模型之后，我們再對數據進行單位根檢驗，結果顯示除lnL是平穩數列之外，其余都是一階單整數列，并且經過協整檢驗存在著協整關系。因此，在求解模型時我們考慮剔除勞動投入變量，最終模型設定為:lnYi(t)=lnAi(t)+χlnSi(t)+βlnKi(t)+γlnWi(t)+λ(5)求解系數時采用固定效應模型，實證結果見表3。從表3中可以看出，農村水利基礎設施的農業產出呈現正向效應，且大于全國范圍內的平均水平，不過資本投入對農業產出的正向效應則小于全國整體水平，這與現實情況也頗為相似。

6．西北地區實證檢驗。經過豪斯曼檢驗，在對該地區進行實證檢驗過程中，采用固定效應模型進行系數的求解，實證結果如表3。從實證結果來看，該地區農村水利基礎設施對農業產出的正向效應低于全國整體水平，此外由于西北地區資本基礎較為薄弱，近年來逐年增加的農業資本投入正處于資本邊際效益遞增階段，同時西北地區地形復雜，地域廣袤，農業勞動密集度較低，農業勞動力的邊際效率也處于一個正向階段，因此資本、勞動投入變量的系數值均為正值。綜上所述，從全國范圍和六大經濟區域的實證檢驗來看，農村水利基礎設施對我國農業產出有著正向效應，且呈現出各地區正向效應差異性特點，具體說來:黃河流域最大，長江流域次之，南部沿海、西南地區和東北地區分列第三、四、五，西北地區最小。此外，實證檢驗還系統地證明了從長期來看農村水利基礎設施對農業產出增長的重要作用。

四、結語

農村水利基礎設施對農業產出有著顯著的正向效應，對全國以及六大經濟區域的實證檢驗均驗證了農村水利基礎設施對于農業產出增長和農村經濟的發展具有良好的解釋力。農村水利基礎設施通過降低成災面積、保障農業用水、提高農業用水資源的生產配置效率這三條主要路徑綜合作用于農業產出，進而影響農業發展。那么，各地區農村水利基礎設施正向效應差異性特點的呈現，有多少是人為原因造成的效率缺失呢?這是一個值得我們深思的問題。如果只注重投入而不追求投入的實現效率，將會造成大量人力、物力、財力的浪費，不符合國家發展戰略的需要，這也是我國目前農村水利基礎設施建設和管理當中切實存在的問題。從經濟學角度來看，應積極引入市場資本參與水利基礎設施開發利用，充分發揮市場與政府兩者的作用，從微觀和宏觀角度把握，使得兩者相互結合、共同作用于農村水利基礎設施建設整個過程。讓資金獲得或整合→資金專項投入→水利基礎設施建成使用→水利基礎設施效率實現程度，實現全體系、全過程的政企結合。具體來說，市場或企業主要是在資金參股以及項目開發、運營管理中發揮直接作用，利用市場化操作以達到水利基礎設施效率的實現和提升。

政府在整個過程中主要起到引導與監管的作用，應從中央到地方各級部門對專項資金投入建立專門的信息管理系統，對參與企業以及各項水利基礎建設工程進行備案、跟蹤、存檔。同時為了避免尋租現象的發生應實現監管信息公開化、透明化。此外，我國基層水利技術人才的缺失也是一個普遍存在的現實問題，政府部門可以參考公務員或事業單位編制，下大力氣引進基層水利人才，同時努力改善基層水利工作人員待遇。如此，農村水利基礎設施效率得以實現之后，方能起到惠農、惠民、惠國之作用。本文研究的政策含義是十分明顯的，對于我國農業發展而言，加強農村水利基礎設施建設有助于農業產出的增長，進而促進農村經濟的發展，實現農民的增收。根據2011年“一號文件”指示，全國必將大規模開展農村水利基礎設施建設。我國不同經濟區域農村水利基礎設施建設存在差異，其他要素投入量對農業產出的作用效應迥異。

一個不可否認的事實是，各地區間由于經濟發展的差異性，各地方政府對農村的各項投入差異顯著，持續擴大的收入差距已經成為社會穩定與經濟發展的隱患，如果各地區不能把握好地區農業發展的特征，將進一步拉大收入差距。因此，對不同經濟區域農村水利基礎設施投入必須區別對待以更好地整合資源。從實證檢驗的結果來看，具體來說，一是采取地方自治為主、中央財政支持為輔，促進長江流域、南部沿海地區及黃河流域率先實現農村水利現代化。二是中央財政與地方自治合力推進西南地區和東北地區農村水利基礎設施建設，進一步提升其基礎設施的正向效應。三是中央財政全力扶持西北地區農村水利基礎設施建設。與此同時，我國局部地區存在著旱澇交錯的情形，水利基礎設施的建設可以有效調節地表水量的變化，達到排澇抗旱之功效。