地下水灌溉系统产权演变和种植业结构调整研究2

四、计量经济模型估计和结果

由于粮食定购任务在同一地区内差别不大，主要是体现在地区之间的差异，其变量同地区虚变量存在较强的共线相关。同时，价格变量在地区间差异很小，主要是年份间存在着差异，这同模型中的年份虚变量相关较大。为了解决这两个问题，选用了4种方案对模型进行估计。方案1（表5）和方案3（附表2）加入了年份虚变量而没有用农作物价格与化肥价格指数之比的变量，在地区虚变量（方案1加入了地区虚变量，方案3 则没有）的取舍上对模型进行比较。方案2（表5）和方案4（附表2）是分别对方案1和方案3用农作物价格与生产资料价格指数之比的变量代替年份虚变量对模型进行估计。四种方案的结果（表5、附表2）显示，影响农作物种植结构的解释变量的系数符号与理论预期相同，且产权变量、劳动力机会成本变量在四种方案中的结果变化不大，且基本达到了统计显著水平，说明模型比较稳定，下面采用方案2（表5）来对模型系数的估计结果进行讨论。

表5. 作物种植结构决定因素计量模型估计结果（方案1和方案2）
解释变量
粮食作物
棉花
其它经济作物

方案1
方案2
方案1
方案2
方案1
方案2
截距
82.530
99.377
7.448
-10.100
10.022
10.723

(25.19)***
(13.14)***
(2.39)**
(-1.41)
(5.69)***
(2.64)***




Pjt
-0.078
-0.082
0.033
0.039
0.045
0.043

(-3.42)***
(-3.63)***
(1.54)
(1.83)*
(3.63)***
(3.54)***




Ln(Qjt)
3.029
2.964
-0.730
-0.649
-2.299
-2.315

(4.07)***
(3.99)***
(-1.03)
(-0.92)
(-5.75)***
(-5.82)***




Wjt
0.031
0.028
-0.023
-0.019
-0.008
-0.009

(0.92)
(0.83)
(-0.72)
(-0.59)
(-0.44)
(-0.50)




(PG/PI) jt-1

2.604

-3.336

0.732


(0.15)

(-0.20)

(0.08)




(PC/PI) jt-1

-5.430

5.713

-0.283


(-2.90)***

(3.21)***

(-0.28)




Njt
0.108
0.095
-0.054
-0.037
-0.054
-0.058

(1.81)*
(1.65)*
(-0.96)
(-0.67)
(-1.69)
(-1.88)*




元氏县虚变量
-9.173
-9.141
4.241
4.204
4.932
4.937

(-3.86)***
(-3.82)***
(1.88)*
(1.85)*
(3.87)***
(3.85)***




肥乡县虚变量
-12.566
-12.825
10.247
10.596
2.319
2.229

(-4.51)***
(-4.62)***
(3.87)***
(4.02)***
(1.55)
(1.50)




1990年虚变量
0.412

-0.068

-0.344


(0.18)

(-0.03)

(-0.28)





1997年虚变量
6.921

-7.253

0.332


(2.23)**

(-2.46)**

(0.20)





1998年虚变量
7.251

-7.047

-0.204


(2.34)**

(-2.40)**

(-0.12)





调整后的R2
0.43
0.43
0.40
0.40
0.29
0.23




F值
10.86
12.26
9.66
10.83
5.41
6.06
注：“*”、“**”、“***”分别代表10%、5%和1%的统计显著水平。


（一）非集体产权机井的发展会促进农民调整种植结构
从模型系数估计的结果来看，非集体产权机井的发展对农业种植结构的影响与理论预期基本上是一致的。非集体产权机井比例变量在粮食作物及其他经济作物方程中的系数都达到了1%的显著水平，这意味着非集体产权机井的发展对传统的粮食作物与高经济价值的作物间结构的调整有着显著的影响。

粮食作物方程中，产权变量的系数为-0.082，说明非集体产权机井的比例增加10%（从样本平均值的42%增加到52%），粮食作物的播种面积比例就要减少0.82%（0.082×10=0.82），而相应地棉花和其他经济作物播种面积比例则分别增加0.39%和0.43%。

从分析中可看出，地下水灌溉系统非集体产权的发展对种植结构的调整起到重要的作用，特别是在增加经济价值比较高的作物上表现更加明显。农民在自己投资打井后，提高了水资源利用效率，使一部分水能够用来扩大经济作物的种植面积。另外，自己的井使用起来比较方便、及时，农民也敢种植对灌溉用水要求比较高的经济价值高的作物。

（二）粮食收购政策仍然是影响农作物生产结构的重要原因
人均粮食定购任务变量在粮食作物和其他经济作物方程中都达到了1%的统计水平，表明粮食定购任务对农民种植结构有显著的影响，主要体现为人均粮食定购任务的增加会导致粮食作物种植面积比例的扩大，而相应地棉花和其它经济作物的播种面积都有所减少。
从方案2（表5）与方案4（附表2）的结果比较来看，地区虚变量与人均粮食定购量变量之间有一定的相关关系，方案2中人均粮食定购量变量的系数大于方案4的变量系数，同方案2中地区虚变量的负值系数有关。

（三）价格信号是指导农民进行生产决策的重要因素
模型估计结果表明，粮食与化肥比价每上升1%（从样本平均值的0.4增加到0.404），粮食播种面积比例会增加1%（2.604×0.3=1.04），棉花的播种面积比例会减少1.3%（3.336×0.4=1.3），其他经济作物播种面积比例会增加0.3%（0.732×0.4=0.3）。而棉花与化肥比价比每增加1%（从样本平均值的2增加到2.02），粮食播种面积比例将减少10.86%（5.43×2=10.86）、棉花的播种面积比例将增加11.42%（5.713×2=11.42），其他经济作物播种面积比例会减少0.56%（0.28×2=0.56）。

（四） 劳动力机会成本影响作物种植结构的选择
随着经济的发展，农业劳动力的机会成本不断上升，外出就业的比例逐年增加，非农收入可看作是农民从事农业生产的机会成本。农民放弃部分农业生产时间外出就业会对种植结构产生一定的影响。结果显示非农收入比例在粮食播种面积和其他经济作物播种面积方程中均达到了10%的统计显著性水平。三个方程中非农收入的系数分别是0.095、-0.037和-0.058，说明非农收入每增加10%（从40%增加到50%），粮食作物的播种面积比例将增加0.95%，棉花和其他经济作物播种面积比例则分别减少0.37%和0.58%。

棉花和其他经济作物与粮食作物相比是劳动相对密集的农作物，为满足口粮的需要，在劳动力机会成本不断上升的情况下，农作物播种面积首先减少的是非粮食作物。

五 结论与政策含义

上述分析结果表明，地下水灌溉系统产权的演变促进了农作物种植结构的调整，扩大了经济价值较高的农作物的种植面积比例，使粮食作物种植面积比例有所下降。另外，粮食价格与生产资料价格比的升高、粮食订购任务的增加及劳动力机会成本的提高都会导致粮食播种面积比例的增加。对这些结论的主要政策含义讨论如下：

（一） 地下水灌溉系统产权演变和农业结构调整
农作物种植结构的调整是在地下水灌溉系统产权由集体产权形式逐渐向非集体产权形式发展的情况下，农民在对农业生产投入与产出收益比较后进行的合理的行为。同其他制度创新一样，这种产权制度演变对农业生产的影响意味着农民生产的优化行为意识和能力在不断增强。它对农业生产结构的调整、资源的有效合理利用和农民收入的增长会起促进作用，政府应通过制定相关政策加速和完善灌溉系统产权的演变。科技是第一生产力，制度创新也是非常重要的生产力。 （二）地下水灌溉系统产权演变与粮食发展政策
过去的研究指出地下水灌溉系统产权的演变会加强灌溉管理，维持灌溉系统的持续运行并提高水资源的利用效率。本研究结果表明地下水灌溉系统非集体产权形式的发展还会使粮食作物播种面积比例有所下降。因此在灌溉系统非集体产权形式成为产权演变发展趋势的情况下，如果政府农业政策的目标包括粮食生产的稳定增长，政府则要考虑用增加农业科研和推广投资、增加农业基础设施建设投资等政策来提高单位面积产量，以抵消由于灌溉系统产权演变给粮食生产面积减少带来的影响。 （三）农业生产结构的优化要有准确、合理的市场信号
随着市场经济的发展，农民在生产时虽然还受国家政策及口粮需求等条件的约束，但已经在按价格信号的引导调整农作物的种植结构。因此，在农业生产结构调整过程中，国家应该加强建立信息畅通、公正规范的市场环境，为农民的生产决策提供准确的市场价格信息。

（四）农业生产结构调整受粮食收购政策的制约
目前粮食收购政策制约着农业生产结构的进一步调整，也制约着水资源的有效利用。这也意味着在华北灌区，取消粮食收购任务，经济作物面积将显著增长，而粮食作物面积则显著下降。而市场化是经济发展的趋势，靠粮食收购政策来维持粮食总量供给不是长远之计，这进一步论证了科技在保证国家粮食安全的重要地位。 附表1：产权演变模型
影响产权演变因素
解释变量
系数
T检验值
截距
-177.785
（-1.61）
自然资源条件


W地表水源比例
0.428
（2.76）***


W地下水位
65.548
（3.01）***
人口压力


ln(LP人均耕地)
-84.815
（-2.33）**
政策因素


水利扶持政策
13.162
（1.92）*


水利贷款政策
-61.877
（-2.05）**
经济条件


ln(人均集体收入)
1.497
(0.78)


ln(农民人均收入)
-10.892
（-0.81）
文化程度


EDU文化程度
-0.035
（-0.046）
市场化程度


R道路
22.000
（2.13）**


村虚变量
略



年份虚变量
略

调整后的R2
0.75



F值
9.54

注：“*”、“**”、“***”分别代表10%、5%和1%的统计显著水平，在产权演变影响因素模型的几种不同方案中，选用的是调整后的R2比较高的方案，这样产权变量的拟合程度比较好。水利扶持政策、水利贷款政策及表示市场化程度的道路变量是虚变量，变量值为1分别表示样本点能得到水利扶持及贷款政策和有道路通过（模型的分析详见王金霞、黄季焜和Scott，2000）

附表2 作物种植结构决定因素计量模型估计结果（方案3和方案4）
解释变量
粮食作物
棉花
其他经济作物

方案3
方案4
方案3
方案4
方案3
方案4
截距
77.451
90.703
13.088
-1.357
9.461
10.654

(24.50)***
(11.54)***
(4.43)***
(-0.19)
(5.61)***
(2.56)**




Pjt
-0.078
-0.083
0.029
0.034
0.049
0.049

(-3.16)***
(-3.40)***
(1.24)
(1.50)
(3.74)***
(3.78)***




ln(Qjt)
1.396
1.275
0.008
0.125
-1.394
-1.400

(2.11)**
(1.98)*
(0.01)
(0.21)
(-3.98)***
(-4.10)***




Wjt
0.047
0.044
-0.039
-0.037
-0.008
-0.007

(1.30)
(1.20)
(-1.15)
(-1.07)
(-0.42)
(-0.39)




(PG/PI) jt-1

-3.925

13.371

-9.446


(-0.22)

(0.80)

(-1.00)




(PC/PI) jt-1

-3.678

3.035

0.643


(-2.00)**

(1.76)*

(0.66)




Njt
0.236
0.222
-0.191
-0.177
-0.045
-0.045

(4.56)***
(4.45)***
(-3.95)***
(-3.79)***
(-1.62)
(-1.72)*




元氏县虚变量




肥乡县虚变量







1990年虚变量
-1.259

2.156

-0.897


(-0.52)

(0.96)

(-0.70)





1997年虚变量
4.019

-3.333

-0.686


(1.28)

(-1.14)

(-0.41)





1998年虚变量
4.317

-3.143

-1.174


(1.38)

(-1.08)

(-0.70)





调整后的R2
0.33
0.33
0.32
0.32
0.11
0.12




F值
9.36
10.77
8.84
10.03
3.77
4.47
注：“*”、“**”、“***”分别代表10%、5%和1%的统计显著水平。

参考文献：
刘昌明和何希吾，《中国21世纪水问题方略》，科学出版社，1996
陈雷和杨广欣，“深化小型水利工程产权改革加快农村水利事业发展”，《中国农村水利水电》，1998年第6期，第1-4页
王金霞、黄季焜、Scott，“地下水灌溉系统产权制度的创新与理论解释”，《经济研究》，2000年第4期第66-74页
Darra, B.L.and C.S.Raghuvanshi,Irrigation Management,Atlantic P&D, 1990
R.K.Patil and S.N.Lele,"Irrigation Management Transfer:Problems in Implementation" in Irrigation Management Transfer，Food and Agricultural Organization,Rome, 1995
Douglas J.Merrey, Expanding the Frontiers of Iirrigation Management Research:Results of Research and Development at the International Irrigation Management Institute 1984-1995,International Irrigation Management Institute, 1997
* 本论文是农业政策研究中心水资源研究项目系列论文之一。本项研究得到福特基金会、国际水资源管理研究所（IWMI）、亚洲发展银行（ADB）和国家杰出青年科学基金（79725001）的资助，项目在资料收集和整理的过程中得到王金霞、范民民和刘京国等人的帮助，在此特致谢意。