中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)效率與灌溉用水效率研究

中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)效率與灌溉用水效率研究

一、農(nóng)業(yè)水資源量不足,導(dǎo)致農(nóng)業(yè)發(fā)展面臨“短缺出”農(nóng)業(yè)一直是中國(guó)的主要水源集水區(qū)。目前，全國(guó)水資源利用能力可達(dá)2.3%。由于供水總量不足,加之工業(yè)和城市用水需求的不斷增加,中國(guó)農(nóng)業(yè)用水形勢(shì)頗為嚴(yán)峻?！笆濉逼陂g,全國(guó)平均每年灌溉缺水300億立方米,農(nóng)田受旱面積年均達(dá)3.85億畝,每年因旱減產(chǎn)糧食350億公斤。水資源短缺不僅成為中國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展的一個(gè)重要制約因素,而且直接關(guān)系到由農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力所引致的國(guó)家糧食安全問題?！岸倘薄辈粌H僅來源于供給數(shù)量不足,更主要的原因是使用低效造成的浪費(fèi)。2006年,中國(guó)每方灌溉水糧食產(chǎn)量約為1.36公斤,不足世界平均水平的1/2;農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉面積占有效灌溉面積的35%,而在英國(guó)、德國(guó)、法國(guó)、匈牙利和捷克等國(guó)家節(jié)水灌溉面積比例都達(dá)到80%以上。為了確保國(guó)家糧食生產(chǎn)安全、實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展,中國(guó)政府在“十一五”規(guī)劃中明確提出農(nóng)田灌溉水有效利用系數(shù)由0.45提高到0.50左右的約束性指標(biāo)。提高農(nóng)業(yè)用水效率已成為中國(guó)節(jié)水型社會(huì)建設(shè)的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。眾所周知,中國(guó)水資源地域分布極不均衡,主要特點(diǎn)為南方多、北方少;東部多、西部少;山區(qū)多、平原少。作為中國(guó)主要的糧食生產(chǎn)基地,北方(長(zhǎng)江流域以北)半干旱地區(qū)擁有全國(guó)64.1%的耕地,而水資源量?jī)H占全國(guó)水資源總量的19%。隨著城市化和工業(yè)化進(jìn)程的加快,糧食需求增長(zhǎng)迅猛,提高用水效率成為緩解北方地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中水資源短缺制約的迫切需要。相反,中國(guó)南方地區(qū)擁有豐富的水資源,是水稻的主產(chǎn)區(qū),與北方地區(qū)相比,這里很少面臨農(nóng)業(yè)用水效率提高的壓力。為此,本文基于大區(qū)層面對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)用水效率進(jìn)行客觀評(píng)價(jià),并試圖尋找出影響各地區(qū)農(nóng)業(yè)用水效率的主要因素。二、農(nóng)業(yè)用水效率的概念在農(nóng)業(yè)科學(xué)領(lǐng)域,農(nóng)業(yè)用水效率被定義為每消耗1單位水資源而生產(chǎn)的糧食數(shù)量,表達(dá)式為(張耀先等,2003):WUE=谷物產(chǎn)量/實(shí)際耗水量=谷物產(chǎn)量/(降雨+灌溉-土壤水涵養(yǎng)量-地表徑流量-土壤排水量)此概念下的農(nóng)業(yè)用水效率實(shí)際上是在一個(gè)相對(duì)小的農(nóng)業(yè)區(qū)域中對(duì)某種具體作物所消耗的水資源數(shù)量的測(cè)算,其中氣候、土壤條件和灌溉設(shè)施等地區(qū)參數(shù)都假定為是相同的,它可以被視為評(píng)估糧食增產(chǎn)措施與技術(shù)的標(biāo)準(zhǔn)之一。目前大量研究所關(guān)注的焦點(diǎn)是發(fā)現(xiàn)與創(chuàng)新旨在提高農(nóng)業(yè)用水效率的技術(shù)與方法。張耀先等(2003)指出,適水種植、選育抗旱節(jié)水高產(chǎn)品種、搞好農(nóng)田基本建設(shè)、耕作保墑、化學(xué)調(diào)控節(jié)水和抗旱灌溉等措施可以實(shí)現(xiàn)旱地農(nóng)業(yè)的高效用水。Huang等(2003)發(fā)現(xiàn)不同的作物輪耕方式會(huì)導(dǎo)致不同的農(nóng)業(yè)用水效率。此外,施肥與灌溉的時(shí)間安排對(duì)農(nóng)業(yè)用水效率也有較大影響(Lietal.,2004)。水資源在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的作用非常復(fù)雜,受很多因素影響(Kanekoetal.,2004)。按照來源的不同,農(nóng)業(yè)用水分為天然水與灌溉水。天然水主要來源于降雨和土壤潮濕;灌溉水是指通過渠道、揚(yáng)水站等農(nóng)田水利設(shè)施從江河湖泊中獲取的水資源。天然水與灌溉水共同并相互替代地在作物生長(zhǎng)中發(fā)揮重要作用。上述農(nóng)業(yè)用水效率的定義僅側(cè)重于農(nóng)作物生長(zhǎng)所需的凈水消耗,而沒有考慮農(nóng)業(yè)用水來源的差異。由于天然水的供給難以控制,基于上述效率概念很難得出經(jīng)濟(jì)上可行的改進(jìn)建議。因此,有必要針對(duì)可控程度較大的灌溉水資源進(jìn)行專門的效率評(píng)價(jià),以使農(nóng)業(yè)用水效率的提高更加清晰且易于實(shí)現(xiàn)。從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度來看,自然水作為非市場(chǎng)產(chǎn)品可以被認(rèn)為是外生的,而灌溉水供給需要一定的物質(zhì)投入,即使目前中國(guó)灌溉水價(jià)格很低,但其也是有一定成本的,可以被視為農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)函數(shù)的一個(gè)主要投入要素。而農(nóng)業(yè)用水效率表示的是最大化農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的灌溉水資源利用的經(jīng)濟(jì)效率。Kopp(1981)的定義基于生產(chǎn)前沿面理論,假設(shè)生產(chǎn)單位i利用要素X與水資源W生產(chǎn)了農(nóng)產(chǎn)品Y,生產(chǎn)可能性集合滿足T(Y,X,W)≥0,生產(chǎn)函數(shù)的一般表達(dá)式為Y=f(X,W)。在給定產(chǎn)出和其他投入水平的情況下,農(nóng)業(yè)用水效率等于一個(gè)技術(shù)上可行的最小水資源使用量與實(shí)際使用數(shù)量之比。其中,μ代表水資源使用無效的規(guī)模參數(shù),WR為實(shí)際用水量,?W為技術(shù)上可行的最小用水量,WER為農(nóng)業(yè)用水效率,WER∈。WER=1時(shí),WR=?W,表示水資源實(shí)現(xiàn)了有效利用;而0<WER<1,則意味著農(nóng)業(yè)用水沒有達(dá)到有效利用狀態(tài),還可以進(jìn)一步減少水資源的使用數(shù)量?？梢?此概念提供了一種衡量生產(chǎn)一定數(shù)量產(chǎn)出的實(shí)際用水量相對(duì)于技術(shù)上可行的最小用水量的浪費(fèi)程度的標(biāo)準(zhǔn)。以往關(guān)于中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率以及各種投入要素貢獻(xiàn)測(cè)算的文獻(xiàn)很多(Lin,1992;Huang,1996;Zhang,2001)。盡管這些實(shí)證研究采用的分析方法不同,但基于可獲得數(shù)據(jù),土地、勞動(dòng)力、化肥以及農(nóng)業(yè)機(jī)械是生產(chǎn)函數(shù)的普遍投入變量。然而,它們都沒有考慮到生產(chǎn)中的水資源消耗。最近,由于水資源短缺壓力的日益凸現(xiàn),越來越多的研究開始將農(nóng)業(yè)用水并入到生產(chǎn)函數(shù)的分析中,并專門對(duì)農(nóng)業(yè)用水的經(jīng)濟(jì)效率進(jìn)行評(píng)價(jià)。王曉娟、李周(2005)基于河北省石津灌區(qū)的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù),采用超越對(duì)數(shù)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù),對(duì)該灌區(qū)的生產(chǎn)技術(shù)效率與灌溉用水效率及其影響因素進(jìn)行實(shí)證分析,結(jié)果發(fā)現(xiàn),石津灌區(qū)的用水效率遠(yuǎn)低于生產(chǎn)技術(shù)效率,在其他投入保持不變的情況下,達(dá)到目前的產(chǎn)量可減少24.57%的灌溉用水;灌溉用水效率與生產(chǎn)技術(shù)效率相比表現(xiàn)出較大的可變性;提高渠水使用的比例、提高水價(jià)、采用節(jié)水灌溉技術(shù)以及建立用水者協(xié)會(huì),對(duì)灌溉用水效率的提高具有積極作用。Kaneko等(2004)基于分省數(shù)據(jù)集,采用C—D隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)方法來測(cè)算中國(guó)1999—2002年間的農(nóng)業(yè)用水效率,他們的研究結(jié)果也表明農(nóng)業(yè)用水效率與生產(chǎn)技術(shù)效率存在很大差距,農(nóng)業(yè)用水具有很大潛力;農(nóng)業(yè)用水效率的影響因素主要包括氣候、土壤等自然條件,以及農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)?；谏a(chǎn)前沿面理論的農(nóng)業(yè)用水效率測(cè)算方法,提供了一個(gè)將用水效率與生產(chǎn)技術(shù)效率聯(lián)系起來的有用統(tǒng)計(jì)量,這有利于每個(gè)地區(qū)規(guī)劃出更清晰可行的農(nóng)業(yè)用水管理政策。參考以上國(guó)內(nèi)外研究,本文也將水資源視為中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的一個(gè)主要投入要素,根據(jù)1997—2006年31個(gè)省份的面板數(shù)據(jù),采取隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)方法對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)效率與用水效率進(jìn)行測(cè)算,并利用Tobit模型識(shí)別出不同地區(qū)農(nóng)業(yè)用水效率的共同影響因素。較之Kaneko等(2004)的研究,本文對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了補(bǔ)充與更新,并擴(kuò)充了研究變量,不僅包括外生的自然條件變量,而且更關(guān)注于影響農(nóng)業(yè)用水效率的經(jīng)濟(jì)因素。三、水要素年食產(chǎn)量由于氣候和地理?xiàng)l件的多樣化,以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展步伐的不同,中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的地域差異很大?？紤]生產(chǎn)活動(dòng)的相似性,本研究將31個(gè)省份劃分為六個(gè)區(qū)域,詳見表1。從主要農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)量的區(qū)域分布來看,按年均水平計(jì)算,作為中國(guó)糧食主產(chǎn)區(qū)的黃河流域與長(zhǎng)江流域,利用全國(guó)55.71%的耕地和43.85%的農(nóng)業(yè)用水生產(chǎn)了全國(guó)55.49%的糧食,其中水稻和小麥分別占全國(guó)的54.84%和78.44%;東北地區(qū)和西南地區(qū)利用全國(guó)9.63%和8.21%的農(nóng)業(yè)用水,分別生產(chǎn)了全國(guó)13.99%和14.42%的糧食;農(nóng)業(yè)用水狀況不容樂觀的區(qū)域?yàn)槟喜垦睾：臀鞅钡貐^(qū),前者使用全國(guó)16.35%的農(nóng)業(yè)用水,生產(chǎn)的糧食占全國(guó)的8.7%,而后者的情形更為糟糕,它的農(nóng)業(yè)用水占到全國(guó)的21.96%,卻僅生產(chǎn)了全國(guó)7.39%的糧食。對(duì)六個(gè)區(qū)域的水要素年平均單位糧食產(chǎn)量進(jìn)行比較。西北地區(qū)每單位農(nóng)業(yè)用水的糧食產(chǎn)量最低,僅為全國(guó)平均水平的34%;南部沿海每單位農(nóng)業(yè)用水的糧食產(chǎn)量也較低,僅為全國(guó)平均水平的一半;而西南地區(qū)每單位農(nóng)業(yè)用水的糧食產(chǎn)量最大,高出全國(guó)平均76%;東北地區(qū)與黃河流域分別高出全國(guó)平均水平45%與69%;長(zhǎng)江流域每單位農(nóng)業(yè)用水的糧食產(chǎn)量接近全國(guó)平均水平。對(duì)于各省份來說,新疆的農(nóng)業(yè)用水占到西北地區(qū)的55%,但其每單位農(nóng)業(yè)用水的糧食產(chǎn)量最低,僅為全國(guó)平均水平的14%;而西南地區(qū)重慶市的每單位農(nóng)業(yè)用水的糧食產(chǎn)量最多,高出全國(guó)平均水平3.3倍。水稻、小麥和玉米是中國(guó)主要的糧食作物,占全國(guó)糧食總播種面積的75.22%。水稻和玉米是東北地區(qū)種植最多的作物;黃河流域的主要糧食作物是小麥和玉米;水稻是長(zhǎng)江流域和南部沿海主要的農(nóng)作物,但兩個(gè)地區(qū)稍有不同的是,長(zhǎng)江流域也大面積種植小麥;西南地區(qū)小麥、玉米、水稻三種作物的播種份額相當(dāng);西北地區(qū)主要種植小麥和玉米,這與黃河流域相似,但前者的小麥播種份額明顯小于后者。由此可知,對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的經(jīng)濟(jì)分析來說,本研究所劃分的六個(gè)區(qū)域是適當(dāng)切題的。四、示范分析(一)投入要素的東南角方程本研究所使用的數(shù)據(jù)均來源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒(1998—2007)、中國(guó)水資源公報(bào)(1997—2006)、中國(guó)農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)資料匯編(1949—2004),及水利科學(xué)數(shù)據(jù)共享中心()。文中大部分變量是不言自明的,有些則需特殊說明。其中:農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值采用1996年不變價(jià)格進(jìn)行折算;土地是指農(nóng)作物的播種面積;勞動(dòng)力通過農(nóng)、林、牧、漁業(yè)的就業(yè)人數(shù)來衡量;投入要素的價(jià)格指數(shù)也按1996年不變價(jià)格進(jìn)行折算;此外,由于各省份2005年與2006年的年降雨量、日照時(shí)間、平均濕度與平均溫度數(shù)據(jù)缺失,只能采用省會(huì)城市數(shù)據(jù)進(jìn)行指代。(二)資源稟賦、用電來源與農(nóng)業(yè)用水單位灌溉面積用水量是中國(guó)水資源管理的關(guān)鍵參數(shù),因此在測(cè)算農(nóng)業(yè)用水經(jīng)濟(jì)效率之前,有必要首先以其為因變量對(duì)農(nóng)業(yè)用水的影響因素進(jìn)行考察?；貧w模型中,以水稻、小麥、玉米以及其他糧食作物的單位面積產(chǎn)量作為代表農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的變量;以單位灌溉面積水庫(kù)數(shù)量與庫(kù)容量作為代表水利基礎(chǔ)設(shè)施的變量;以年降雨量、年日照時(shí)間、年均溫度和平均濕度作為代表自然條件的變量;以人均水資源量與供水中的地表水份額分別作為代表各地區(qū)水資源稟賦和供水來源的解釋變量。此外,回歸中還包括了時(shí)間和區(qū)域虛擬變量。表2列出了基于1997—2006年省級(jí)面板數(shù)據(jù)的最小二乘估計(jì)結(jié)果。通過表2中的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出,上述回歸模型拒絕了異方差與多重共線性存在的可能性,模型擬合程度良好。最小二乘估計(jì)結(jié)果表明,玉米和其他糧食作物單位面積產(chǎn)量與單位灌溉面積用水量顯著負(fù)相關(guān),而水稻與小麥單位面積產(chǎn)量與單位灌溉面積用水量正相關(guān),但小麥在10%的水平顯著,水稻則不顯著;水庫(kù)數(shù)量與庫(kù)容等水量基礎(chǔ)設(shè)施在農(nóng)業(yè)用水中發(fā)揮正的作用,但不顯著;降水多的地區(qū)會(huì)用較少的水,這表明在天然水與灌溉水之間存在替代關(guān)系;年日照時(shí)間、平均濕度以及平均溫度與農(nóng)業(yè)用水呈正向關(guān)系,但平均溫度的影響并不顯著;水資源稟賦對(duì)農(nóng)業(yè)用水產(chǎn)生了顯著正影響,地表水在供水中份額的作用卻正相反,這可能是因?yàn)榈叵滤墨@取較之地表水更容易,而且時(shí)間和用水量的調(diào)整更靈活;單位灌溉面積用水量在區(qū)域之間存在很大差異,相對(duì)于東北地區(qū),西南地區(qū)、長(zhǎng)江流域和黃河流域的單位灌溉面積用水量明顯偏少,而南部沿海與西北地區(qū)的單位灌溉面積用水量偏多,但與東北地區(qū)的差距并不顯著,可見,這兩個(gè)地區(qū)較之全國(guó)其他地區(qū),農(nóng)業(yè)用水存在較大程度的浪費(fèi);除2000年、2001年、2003年3年外,其余年份相對(duì)于1997年的單位灌溉面積用水量偏多,而且各估計(jì)參數(shù)雖不顯著但有遞增趨勢(shì),這說明從總體來看中國(guó)農(nóng)業(yè)用水浪費(fèi)程度日趨嚴(yán)重。(三)隨機(jī)前沿模型估計(jì)結(jié)果采用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)方法測(cè)算中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率和用水效率。在該生產(chǎn)函數(shù)中,產(chǎn)出變量為按1996年不變價(jià)格進(jìn)行折算的單位面積農(nóng)業(yè)產(chǎn)值,投入變量包括代表資本的農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、勞動(dòng)力、化肥、農(nóng)藥和水等直接生產(chǎn)投入要素。根據(jù)Battese&Coelli(1995)的效率損失影響模型,假設(shè)Yit作為地區(qū)i在時(shí)間t的農(nóng)業(yè)產(chǎn)值,該模型可用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)描述為:Yit=f(Xit,Wit,β)exp(Vit-Uit)(2)其中,Wit代表農(nóng)業(yè)用水,Xit代表其他投入,β為待估計(jì)參數(shù);Viidit～N(0,σ2)是服從獨(dú)立同分布假設(shè)的隨機(jī)殘差項(xiàng),其中包含了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中不可控制的因素;Uit是反映生產(chǎn)技術(shù)效率損失即實(shí)際產(chǎn)出與生產(chǎn)前沿面的距離,假定Uit服從半正態(tài)分布,Uiidit～N+(0,σ2u)。從式(2)中可以看出,技術(shù)上有效的產(chǎn)出水平?Yit可以通過設(shè)定Uit=0而得到。那么,地區(qū)i農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的估計(jì)公式為:ΤEit=Yit/?Yit=Yit/f(Xit,Ζit,β)exp(Vit)=exp(-Uit)(3)為了得到Kopp(1981)定義的農(nóng)業(yè)用水效率估計(jì)結(jié)果,需要指定隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)形式。由于數(shù)據(jù)中存在嚴(yán)重的多重共線性,本研究只能采用常規(guī)的C-D函數(shù)形式。此時(shí),式(2)可表示為:lnYit=βC+β1lnKit+β2lnLit+β3lnFit+β4lnPit+β5lnWit+Vit-Uit(4)其中,Kit代表農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力,Lit代表勞動(dòng)力,Fit代表化肥,Pit代表農(nóng)藥。在式(4)中設(shè)定Uit=0,可以得到技術(shù)上有效的產(chǎn)出ln?Yit。與此同時(shí),用生產(chǎn)一定產(chǎn)出的最小可行用水量?Wit代替實(shí)際用水量Wit,可以得到用水有效的產(chǎn)出ln?YWit,其表達(dá)式為:假設(shè)式(4)和式(5)WER相等,則地區(qū)i的農(nóng)業(yè)用水效率估計(jì)公式為:lnWEit=lnWit-ln?WitWEit=exp(-Uit/βW)(6)表3顯示了隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)的估計(jì)結(jié)果?？傮w來看,模型擬合程度良好,大多數(shù)估計(jì)參數(shù)都在1%或5%的水平下顯著,而且模型不能拒絕存在技術(shù)無效和規(guī)模報(bào)酬不變的可能性。在所有投入要素中,只有勞動(dòng)力對(duì)產(chǎn)出產(chǎn)生負(fù)影響,且在任何水平下都不顯著,這可能是由于該變量包含了農(nóng)村地區(qū)的非農(nóng)勞動(dòng)力,過分夸大了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的數(shù)量。除西南地區(qū)以外,所有地區(qū)虛擬變量的估計(jì)參數(shù)在所有水平下都不顯著,這表明相對(duì)于東北地區(qū),農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的地理變化并不明顯。然而,時(shí)間趨勢(shì)則意味著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有逐年增長(zhǎng)趨勢(shì),只是幅度很小?；谝陨仙a(chǎn)函數(shù)參數(shù)估計(jì)結(jié)果,利用式(3)和式(6),我們分別計(jì)算了各省份歷年的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率與用水效率,并根據(jù)本文第三部分所劃分的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域進(jìn)行加總(具體內(nèi)容略)。表4給出了六個(gè)區(qū)域的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)與用水效率估計(jì)值。本研究中的隨機(jī)前沿模型采用了C-D函數(shù)形式,該函數(shù)雖然容易估算,但缺點(diǎn)是由于價(jià)格彈性與要素間的替代彈性為固定常數(shù)而不具伸縮性,導(dǎo)致所估計(jì)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率與用水效率地區(qū)間排名相同。如果采用較靈活的函數(shù)形式,例如超對(duì)數(shù)模型,將會(huì)得到地區(qū)間排名不同的技術(shù)效率與用水效率估計(jì)結(jié)果,但這會(huì)引起更加嚴(yán)重的多重共線性(Reinhardetal.,1999)。由表4可知,所有的效率值都小于1,表明全國(guó)各地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和用水均處于無效狀態(tài),都存在一定的改進(jìn)空間,尤其是農(nóng)業(yè)用水效率,平均水平僅為0.49,小于Kaneko等(2004)的估計(jì)結(jié)果,這意味著相對(duì)于技術(shù)上可行的最小用水量,中國(guó)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)浪費(fèi)了將近一半的水資源;從地域上看,農(nóng)業(yè)用水效率與生產(chǎn)技術(shù)效率的地區(qū)間差異更大,西南地區(qū)用水效率最高,而西北地區(qū)用水效率最低,兩地區(qū)效率差異為0.08;東北地區(qū)和南部沿海的用水效率高于全國(guó)平均水平,而黃河流域、長(zhǎng)江流域的用水效率均在全國(guó)平均水平之下;此外,從各省份情況看,農(nóng)業(yè)用水效率變化較大,西藏的效率值最大,高達(dá)0.86,而同屬西北地區(qū)的寧夏效率卻最低,僅為0.12。我們還計(jì)算了各年份全國(guó)平均水平的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率和用水效率估計(jì)結(jié)果(內(nèi)容略)。在研究期間,無論是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率還是農(nóng)業(yè)用水效率都呈現(xiàn)出逐年漸增趨勢(shì),然而幅度很小。(四)變量估計(jì)結(jié)果基于隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)方法估計(jì)的效率結(jié)果,本部分將進(jìn)一步分析農(nóng)業(yè)用水效率的主要影響因素。由于因變量WEit∈,最小二乘回歸方法會(huì)產(chǎn)生有偏和不一致的估計(jì)結(jié)果,利用最大似然估計(jì)方法的Tobit回歸模型的參數(shù)估計(jì)將是一致、有效和服從漸進(jìn)正態(tài)分布(Green,2003)。Tobit模型可以通過一個(gè)分段函數(shù)給出:WEit={WE*itif0＜μ0+∑μitΖit+εit＜10ifμ0+∑μitΖit+εit≤01ifμ0+∑μitΖit+εit≥1(7)其中,WE*it=μ0+∑μitZit+εit是一個(gè)不可觀測(cè)的分段變量,Zit為影響農(nóng)業(yè)用水效率的自變量,包括代表農(nóng)業(yè)生產(chǎn)布局的各種作物播種面積;代表農(nóng)田水利設(shè)施的有效灌溉面積、水庫(kù)數(shù)量及容量;代表自然條件的年均降雨、濕度、溫度、日照時(shí)間和水旱災(zāi)受災(zāi)面積;分別代表水資源稟賦和供水來源的人均水資源量與供水中地表水的份額;此外還有以1996年不變價(jià)格折算的農(nóng)業(yè)機(jī)械、化肥和農(nóng)藥等要素投入價(jià)格指數(shù)、農(nóng)村居民人均凈收入以及區(qū)域虛擬變量。εit為服從正態(tài)分布的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。Tobit模型估計(jì)結(jié)果詳見表5。似然比檢驗(yàn)拒絕了原假設(shè),所有各解釋變量估計(jì)參數(shù)顯著不等于0,大部分都在1%的水平顯著,而且符號(hào)也基本與預(yù)期一致。表5中也給出各變量的估計(jì)彈性,玉米播種面積的彈性為0.02%,表明玉米播種面積每增加1%,農(nóng)業(yè)用水效率就會(huì)提高0.02%,而水稻、小麥等作物播種面積的增加反而會(huì)導(dǎo)致農(nóng)業(yè)用水效率的降低,這可能是因?yàn)橛衩资怯盟^少而產(chǎn)出較高的作物,水稻和小麥?zhǔn)撬芗妥魑?耗水較大但產(chǎn)出較低(Kanekoetal.,2004)。對(duì)于農(nóng)田水利設(shè)施來說,有效灌溉面積增加會(huì)導(dǎo)致用水效率的提高,彈性為0.1%,但水庫(kù)容量和數(shù)量都沒有產(chǎn)生顯著作用,而且符號(hào)為負(fù),這可能是因?yàn)檩^大的水資源貯存能力反而會(huì)減少農(nóng)民有效用水的動(dòng)機(jī)。其他投入要素價(jià)格指數(shù)的彈性都很大,表明各要素使用之間存在緊密聯(lián)系,其他投入要素的價(jià)格會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)用水效率產(chǎn)生顯著影響,在其他三種要素中,化肥價(jià)格指數(shù)的參數(shù)估計(jì)符號(hào)為正,這是由于化肥的使用效果依賴于水資源的有效使用,當(dāng)化肥價(jià)格指數(shù)上升時(shí),農(nóng)民為了施用較少化肥而維持原有產(chǎn)量,勢(shì)必會(huì)積極地提高水資源的利用效率,而由于要素之間的替代效應(yīng),農(nóng)藥、機(jī)械價(jià)格指數(shù)的提高反而會(huì)導(dǎo)致農(nóng)業(yè)用水效率的下降。估計(jì)結(jié)果還顯示農(nóng)村居民人均凈收入每增加1%,農(nóng)業(yè)用水效率可能會(huì)相應(yīng)提高0.09%,可見,農(nóng)村經(jīng)濟(jì)條件的改善也會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)用水效率的提高。在自然條件中,除年均日照時(shí)間外,其他符號(hào)都為負(fù),這可能是因?yàn)楣庹沼欣谧魑锷a(chǎn),從而增加了水資源的吸收量,但這種影響并不顯著;較高的年均濕度、年均溫度會(huì)帶來畝均灌溉用水量的增加(見表2),進(jìn)而會(huì)對(duì)用水效率產(chǎn)生顯著的不利影響;較充沛的降水雖然會(huì)減少畝均農(nóng)業(yè)用水量(見表2),但會(huì)改變用水預(yù)期,反而會(huì)致使農(nóng)民喪失節(jié)水積極性;水災(zāi)、旱災(zāi)面積的增加對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出具有顯著的負(fù)面影響,進(jìn)而也將導(dǎo)致水資源利用效率的下降,所以它們的回歸系數(shù)也都為負(fù)。人均水資源量的增加會(huì)有利于農(nóng)業(yè)用水效率的提高,但供水中地表水份額的作用卻為負(fù),這可能是由于地表水較之地下水的獲取更難,反而造成了水資源的浪費(fèi)。此外,用水效率在區(qū)域之間的差異并不顯著,參數(shù)估計(jì)結(jié)果顯示,較之東北地區(qū),長(zhǎng)江流域、南部沿海、西南地區(qū)的農(nóng)業(yè)用水效率偏高,黃河流域和西北地區(qū)的農(nóng)業(yè)用水效率偏低,而這兩個(gè)地區(qū)卻又都是全國(guó)水資源相對(duì)稀少的區(qū)域,水資源緊缺但用水效率低下,這一問題應(yīng)引起有關(guān)部門的高度重視。五、農(nóng)業(yè)節(jié)水的潛力及問題本研究基于經(jīng)濟(jì)學(xué)視角對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)用水效率進(jìn)行評(píng)價(jià),其關(guān)注的不是灌溉系統(tǒng)的潛在節(jié)水能力,而是在產(chǎn)出、技術(shù)及其他投入要素保持不變的條件下各地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)最大可能節(jié)約的用水?dāng)?shù)量。從中可以得出結(jié)