地下水灌溉系統(tǒng)產(chǎn)權演變和種植業(yè)結構調整研究

內容提要：
家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制實行以來，農村原有由集體所有的水利設施老化、破損嚴重，為保證農業(yè)生產(chǎn)需要，水利產(chǎn)權改革在農村蓬勃發(fā)展，而這種產(chǎn)權的演變對農業(yè)生產(chǎn)的影響卻很少有人研究。本文的目的是以地下水灌溉系統(tǒng)產(chǎn)權演變?yōu)槔�，探討其對農作物種植結構的影響。研究采用計量經(jīng)濟方法對河北省30村4個年份種植業(yè)生產(chǎn)和地下水灌溉系統(tǒng)產(chǎn)權變化進行了分析。研究結果表明產(chǎn)權演變促使了種植結構的調整，擴大了經(jīng)濟價值較高作物的種植面積，提高了農民收入；國家糧食收購政策、市場價格及勞動力機會成本等因素也是影響農民對作物生產(chǎn)結構選擇的重要因素。文章最后還對主要研究結果的政策含義做了討論。
關鍵詞：灌溉系統(tǒng) 產(chǎn)權演變 種植結構調整 模型

一 研究背景
改革開放以來，農村生產(chǎn)關系的變革和家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制的實行，使農業(yè)生產(chǎn)由集體經(jīng)營轉變?yōu)榧彝ソ?jīng)營，原來屬于集體所有的許多小型水利工程的管理體制與農村分戶經(jīng)營的模式不相適應，水利工程破壞或老化現(xiàn)象嚴重，制約著農村經(jīng)濟的發(fā)展（陳雷和楊廣欣，1998）。為滿足農業(yè)生產(chǎn)的需要，農村小型水利灌溉設施產(chǎn)權改革于80年代興起并不斷發(fā)展，從初期的經(jīng)營權逐漸深化到建設權、處置權甚至是所有權，農民自己投資并管理水利設施的現(xiàn)象逐步增加。

有研究指出，農戶積極支持小型水利工程產(chǎn)權改革，是因為他們認為產(chǎn)權明晰后，水利工程覆蓋面積擴大，各種用水服務加強，會帶來農作物產(chǎn)量提高及經(jīng)濟價值較高作物種植面積的擴大，從而增加家庭收入；另外，用水損失減少、水土流失、鹽堿化程度的降低，也可使播種面積保持穩(wěn)定，減少損失（Darra和Raghuvanshi，1990）。另外，農民可根據(jù)水資源的情況來選擇合適的農作物種植方式，而不必象以前一樣必須按照政府的指示，這樣也可以擴大經(jīng)濟價值較高的作物的種植面積（Patil和 Lele，1995）。因此，水利工程產(chǎn)權改革，可以合理開發(fā)利用與管理農業(yè)水資源，提高水資源利用效率和效益（王金霞等，2000），通過調整農業(yè)結構，改革耕作措施與種植制度，發(fā)展節(jié)水、高產(chǎn)、優(yōu)質、高效農業(yè)（劉昌明和何希吾，1996）。

雖然有的研究已提到灌溉設施產(chǎn)權改革與農作物種植結構的調整有關系，但現(xiàn)有的研究多數(shù)是描述性的，很少有從實證的角度對灌溉設施產(chǎn)權演變對農作物種植結構調整的影響進行定量分析的。本文的目的是以地下水灌溉系統(tǒng)產(chǎn)權演變?yōu)槔�，探討產(chǎn)權演變對農作物種植結構的影響。

二、研究資料和調查點概況
（一）樣本點的選擇
河北省的人均水資源量僅為全國平均水平的1/10，灌溉用水中有70%來源于地下水。本研究選取了河北省青龍、元氏和肥鄉(xiāng)縣三個縣做為調查點，三個縣的水資源短缺程度都比較嚴重并且都是主要糧食產(chǎn)區(qū)，每個縣隨機抽取10個村作為調查的樣本村，選擇了家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制開始年（1983年左右）、1990年、1997年和1998年四個年份為調查時期，樣本點產(chǎn)權類型比較全且在不同地區(qū)間有一定的區(qū)別，農作物種植結構有一定的差異。

表1列出了樣本點的一些基本情況，從表1人均耕地、地下水位及有效灌溉面積數(shù)據(jù)可看到青龍、元氏和肥鄉(xiāng)三個縣情況差異比較大，但三個縣各項指標四個年份間的變化趨勢基本上是一致的，人均耕地面積在不斷減少，而水資源短缺狀況日益嚴重，灌溉用水中地下水比例越來越高，元氏和肥鄉(xiāng)縣在1998年甚至達到了100%。

本文的地下水灌溉系統(tǒng)指機井，一個機井及其附屬設備為一套地下水灌溉系統(tǒng)（以下簡稱為機井）。這里把機井分為集體產(chǎn)權機井和非集體產(chǎn)權機井兩種，由私人所有及農民合股所有的機井被統(tǒng)稱為非集體產(chǎn)權機井。用非集體產(chǎn)權機井數(shù)量占機井總數(shù)的比例變化來反映機井產(chǎn)權演變的情況。表1表明機井產(chǎn)權的演變是由集體產(chǎn)權形式向非集體產(chǎn)權形式發(fā)展的。三個縣非集體產(chǎn)權機井所占比例從家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制到1998年都是逐漸增大的，但三個縣非集體產(chǎn)權機井比例的變化幅度不同，青龍縣變化幅度最大（從0增加到69%），肥鄉(xiāng)縣的比例變化達到了7倍多，元氏縣也有2倍多。

表1.樣本點基本情況
縣名
年份
耕地面積
（千公頃）
有效灌溉面積占
耕地面積比例（%）
人均耕地面積（公頃/人）
灌溉用水中地下水比例（%）
非集體產(chǎn)權井所占比例(%)
青龍
83年*
1.05
13
0.07
71
0

90年
0.98
15
0.06
69
4

97-98年
0.93
42
0.06
94
69
元氏
83年*
2.02
94
0.11
93
28

90年
1.92
95
0.10
85
48

97-98年
1.81
95
0.08
100
63
肥鄉(xiāng)
83年*
1.62
61
0.15
100
9

90年
1.53
69
0.13
99
54

97-98年
1.50
83
0.12
100
80
注：83年*代表家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制開始年，97-98年的數(shù)據(jù)為97年和98年樣本點數(shù)據(jù)的平均值。
數(shù)據(jù)來源：作者對青龍、元氏和肥鄉(xiāng)縣30個樣本村的實地調查。

（二）機井產(chǎn)權與農作物種植結構的變化
從家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制開始到1998年，三個縣小麥玉米的播種面積比例都是增加的，雜糧、薯類等其他糧食作物播種面積的比例基本上呈下降趨勢（表2）。從經(jīng)濟作物播種面積變化來看，棉花的播種面積比例從80年代初到90年代初是增加的，但到了97、98年急劇下降。在元氏和

表2. 按年份分組的農作物種植結構變化
縣名
年份
總播種面積（千公頃）
糧食作物占
總播種面積比例（%）
經(jīng)濟作物占
總播種面積比例（%）

合計
小麥玉米
其他
合計
棉花
其他
青龍
83年*
1.10
99
38
61
1
0
1

90年
1.08
98
41
57
2
0
2

97-98年
1.13
95
55
40
5
0
5
元氏
83年*
3.47
87
84
3
13
7
6

90年
3.41
88
86
2
12
7
5

97-98年
3.37
93
91

2
7
3
4
肥鄉(xiāng)
83年*
2.38
73
66
8
27
23
4

90年
2.39
78
72
6
22
19
3

97-98年
2.50
93
85
8
7
3
4
注：經(jīng)濟作物包括棉花、油料作物和蔬菜等。其它注釋及數(shù)據(jù)來源詳見表1。

肥鄉(xiāng)縣，棉花以外的其他經(jīng)濟作物的播種面積比例從家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制開始年到90年是穩(wěn)中趨降的，98年元氏縣還是略有下降，而肥鄉(xiāng)縣則是迅速上升但幅度小于棉花面積比例的變化。在沒有種植棉花的青龍縣，經(jīng)濟作物在總播種面積中的比例從80年代初開始一直是增加的。另外，數(shù)據(jù)反映出盡管各地區(qū)農作物種植結構的調整變化趨勢有相似之處，但地區(qū)間作物種植結構變化還是有些差異。那么，是什么因素導致種植結構在不同時期和地區(qū)間存在差異呢？

由表3數(shù)據(jù)可以看出，機井產(chǎn)權狀況同農作物種植結構存在一些相關關系。非集體產(chǎn)權機井比例越大，經(jīng)濟作物播種面積比例越高，而糧食作物播種面積所占比例越小。農作物種植結構也同人均耕地緊密相關（表3）。糧食作物種植面積比例同人均耕地成負相關，而經(jīng)濟作物種植面積比例則與人均耕地成正相關，這可能與我國農民自給半自給的農業(yè)生產(chǎn)方式有關。

在糧食作物內部，隨著非集體產(chǎn)權機井比例的增加，小麥和玉米的播種面積比例不斷擴大，而雜糧、薯類等糧食作物所占比例不斷下降（表3）。農民自己打井后，有些地方從種植一季比較抗旱的雜糧作物轉為種植冬小麥—玉米需水較多的兩季糧食作物或其他兩熟作物，因此雜糧、薯類作物播種面積減少，小麥、玉米播種面積擴大。小麥、玉米是國家訂購糧的主要品種，這兩種作物產(chǎn)量比較高，經(jīng)濟效益比雜糧、薯類好，符合農民的利益。從另一角度來看，農民有能力自己投資打井，說明生活水平在不斷提高，對食物要求也在不斷提高，所以從小米、高粱、薯類等粗糧轉向小麥等細糧。

表3. 按非集體產(chǎn)權和人均耕地面積分組的農作物播種結構情況
分組
分組指標均值
總播種面積
（千公頃）
糧食作物占
總播種面積比例（%）
經(jīng)濟作物占
總播種面積比例（%）

合計
小麥
玉米
其他
合計
棉花
其他
按非集體產(chǎn)權機井比例（%）

 

0-0.99
0
10.18
90
74
16
10
7
3
1-89.9
51
8.24
89
79
11
11
6
5
90-100
98
9.40
88
80
8
12
7
5
按人均耕地面積（公頃/人）

 

0.030-0.079
0.06
6.11
96
67
29
4
1
3
0.080-0.111
0.10
11.61
90
82
22
10
4
6
0.113-0.227
0.14
10.10
84
79
5
16
12
4
數(shù)據(jù)來源：見表1。

隨著機井非集體產(chǎn)權形式的發(fā)展，經(jīng)濟作物內部種植結構也在發(fā)生著變化（表3）。棉花是調查點的30個村種植的最主要的經(jīng)濟作物。棉花相對于糧食作物需要投入更多的勞動力，勞動力機會成本的變化對其影響比較大，另外棉花的種植還要受國家棉花收購政策及病蟲害的影響，因此表中數(shù)據(jù)顯示產(chǎn)權的變化對棉花播種面積無明顯影響關系，計量模型中我們將對影響棉花播種面積的因素做進一步分析。其他經(jīng)濟作物這里主要指油料作物、蔬菜等經(jīng)濟價值較高的作物。我們調查的樣本點中果樹栽種面積也不少，但大部分果園與耕地面積是分開計算的，所以在我們的分析中沒有把果園與其他作物放在一起進行比較。表中數(shù)據(jù)顯示，隨著非集體產(chǎn)權機井比例的增加，除棉花外的經(jīng)濟作物的播種面積比例也是增加的，這與預期是一致的。

非集體產(chǎn)權機井比例的增加，表明農民對水利投資越來越多。農民不但意識到水是一種稀缺且十分珍貴的資源，也接受了地下水的利用要有一定的成本的觀念，所以要合理、有效地利用水資源以提高自己的收益，而種植結構的變化就是農民對此作出的反應。從以上分析可以看出，隨著地下水灌溉系統(tǒng)非集體產(chǎn)權形式的發(fā)展，農民相應地調整了種植結構，經(jīng)濟價值較高的農作物播種面積比例增加，而糧食作物的播種面積比例有所下降。但以上單因素分析只是非集體產(chǎn)權與農作物種植結構之間表面的相關關系，我們不能因此而簡單地對其關系下結論，因為農作物生產(chǎn)還受國家政策、市場價格和勞動力機會成本等多方面因素的綜合影響。所以，為了較準確地分析產(chǎn)權與其他因素對農業(yè)生產(chǎn)結構的影響，必須建立計量經(jīng)濟模型進行分析。

三、計量經(jīng)濟模型的選擇

根據(jù)以上分析，可以建立如下計量經(jīng)濟模型對影響農作物生產(chǎn)結構的因素進行分析：
Aij t=F（Rjt 、Wj t、ln(Qjt) 、(PG/PI) jt-1 、(PC/PI) jt-1、Njt、Dk、Tt ）

上式中i代表作物（分別為糧食作物、棉花和其他經(jīng)濟作物），j代表村，k代表地區(qū)（縣），t代表時期，Aij t代表第j村在t年i種農作物占農作物總播種面積的比例。R代表非集體產(chǎn)權機井的比例（%），由于產(chǎn)權變量是內生變量，為了避免模型解釋變量的內生性問題，模型估計時用兩階段最小二乘法把非集體產(chǎn)權作為內生變量來分析產(chǎn)權演變對農作物種植結構調整的影響（機井產(chǎn)權演變的影響因素模型見附表1）。Q代表人均糧食定購任務（公斤/人），是用來測定糧食收購政策對種植結構影響的變量。PG，PC和PI分別代表糧食市場價格、棉花收購價格和化肥價格指數(shù)。因為同一時期內，縣內各村的價格基本相似，所以價格的差異主要體現(xiàn)在年份之間的差異。上式中資源及投入品價格用到的是影子價格，即反映資源稀缺程度的灌溉用地表水比例（W，%）和勞動力機會成本（非農收入比例N，%）。為了顯示地區(qū)間和年份間的差異，采用了地區(qū)虛變量Dk和年份虛變量Tt。模型各變量的平均值見表4。

表4. 模型變量
被解釋變量 平均值
解釋變量 平均值
非集體產(chǎn)權
機井比例（R,%）
42
地下水位（米）
44

灌溉用水中地表水比例（W,%）
8

人均耕地（公頃/人）
0.1

人均收入（元/人）
782
糧食播種
面積比例（AG,%）
91
集體經(jīng)濟力量（元/人）
29

教育程度（%）
44

人均糧食定購任務（Q,公斤/人）
61
棉花播種
面積比例（AC,%）
5
上年糧食價格與化肥價格指數(shù)比(PG/PI) t-1
0.4

上年棉花價格與化肥價格指數(shù)比(PC/PI) t-1
2

非農收入比例 （N,%）
40
非棉花經(jīng)濟作物
播種面積比例（AO,%）
4
有政府財政扶持樣本數(shù)
37

能得到水利貸款樣本數(shù)
63

有道路通過本村的樣本數(shù)
82
注：人均收入和集體經(jīng)濟力量按90年價格計算，地下水位是調查年份上一年的地下水位，教育文化程度指樣本村具有初中以上文化程度的勞動力比例，有政府財政扶持樣本數(shù)、能得到水利貸款樣本數(shù)和有道路通過本村的樣本數(shù)的數(shù)值為合計數(shù)，其它數(shù)值為變量平均值。總樣本數(shù)為120個 。數(shù)據(jù)來源：見表1。

四、計量經(jīng)濟模型估計和結果

由于糧食定購任務在同一地區(qū)內差別不大，主要是體現(xiàn)在地區(qū)之間的差異，其變量同地區(qū)虛變量存在較強的共線相關。同時，價格變量在地區(qū)間差異很小，主要是年份間存在著差異，這同模型中的年份虛變量相關較大。為了解決這兩個問題，選用了4種方案對模型進行估計。方案1（表5）和方案3（附表2）加入了年份虛變量而沒有用農作物價格與化肥價格指數(shù)之比的變量，在地區(qū)虛變量（方案1加入了地區(qū)虛變量，方案3 則沒有）的取舍上對模型進行比較。方案2（表5）和方案4（附表2）是分別對方案1和方案3用農作物價格與生產(chǎn)資料價格指數(shù)之比的變量代替年份虛變量對模型進行估計。四種方案的結果（表5、附表2）顯示，影響農作物種植結構的解釋變量的系數(shù)符號與理論預期相同，且產(chǎn)權變量、勞動力機會成本變量在四種方案中的結果變化不大，且基本達到了統(tǒng)計顯著水平，說明模型比較穩(wěn)定，下面采用方案2（表5）來對模型系數(shù)的估計結果進行討論。

表5. 作物種植結構決定因素計量模型估計結果（方案1和方案2）
解釋變量
糧食作物
棉花
其它經(jīng)濟作物

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)*

 

元氏縣虛變量
-9.173
-9.141
4.241
4.204
4.932
4.937

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

 

肥鄉(xiāng)縣虛變量
-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年虛變量
0.412

-0.068

-0.344

(0.18)

(-0.03)

(-0.28)

 

1997年虛變量
6.921

-7.253

0.332

(2.23)**

(-2.46)**

(0.20)

 

1998年虛變量
7.251

-7.047

-0.204

(2.34)**

(-2.40)**

(-0.12)

 

調整后的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：“*”、“**”、“***”分別代表10%、5%和1%的統(tǒng)計顯著水平。

（一）非集體產(chǎn)權機井的發(fā)展會促進農民調整種植結構
從模型系數(shù)估計的結果來看，非集體產(chǎn)權機井的發(fā)展對農業(yè)種植結構的影響與理論預期基本上是一致的。非集體產(chǎn)權機井比例變量在糧食作物及其他經(jīng)濟作物方程中的系數(shù)都達到了1%的顯著水平，這意味著非集體產(chǎn)權機井的發(fā)展對傳統(tǒng)的糧食作物與高經(jīng)濟價值的作物間結構的調整有著顯著的影響。

糧食作物方程中，產(chǎn)權變量的系數(shù)為-0.082，說明非集體產(chǎn)權機井的比例增加10%（從樣本平均值的42%增加到52%），糧食作物的播種面積比例就要減少0.82%（0.082×10=0.82），而相應地棉花和其他經(jīng)濟作物播種面積比例則分別增加0.39%和0.43%。

從分析中可看出，地下水灌溉系統(tǒng)非集體產(chǎn)權的發(fā)展對種植結構的調整起到重要的作用，特別是在增加經(jīng)濟價值比較高的作物上表現(xiàn)更加明顯。農民在自己投資打井后，提高了水資源利用效率，使一部分水能夠用來擴大經(jīng)濟作物的種植面積。另外，自己的井使用起來比較方便、及時，農民也敢種植對灌溉用水要求比較高的經(jīng)濟價值高的作物。

（二）糧食收購政策仍然是影響農作物生產(chǎn)結構的重要原因
人均糧食定購任務變量在糧食作物和其他經(jīng)濟作物方程中都達到了1%的統(tǒng)計水平，表明糧食定購任務對農民種植結構有顯著的影響，主要體現(xiàn)為人均糧食定購任務的增加會導致糧食作物種植面積比例的擴大，而相應地棉花和其它經(jīng)濟作物的播種面積都有所減少。
從方案2（表5）與方案4（附表2）的結果比較來看，地區(qū)虛變量與人均糧食定購量變量之間有一定的相關關系，方案2中人均糧食定購量變量的系數(shù)大于方案4的變量系數(shù)，同方案2中地區(qū)虛變量的負值系數(shù)有關。

（三）價格信號是指導農民進行生產(chǎn)決策的重要因素
模型估計結果表明，糧食與化肥比價每上升1%（從樣本平均值的0.4增加到0.404），糧食播種面積比例會增加1%（2.604×0.3=1.04），棉花的播種面積比例會減少1.3%（3.336×0.4=1.3），其他經(jīng)濟作物播種面積比例會增加0.3%（0.732×0.4=0.3）。而棉花與化肥比價比每增加1%（從樣本平均值的2增加到2.02），糧食播種面積比例將減少10.86%（5.43×2=10.86）、棉花的播種面積比例將增加11.42%（5.713×2=11.42），其他經(jīng)濟作物播種面積比例會減少0.56%（0.28×2=0.56）。

（四） 勞動力機會成本影響作物種植結構的選擇
隨著經(jīng)濟的發(fā)展，農業(yè)勞動力的機會成本不斷上升，外出就業(yè)的比例逐年增加，非農收入可看作是農民從事農業(yè)生產(chǎn)的機會成本。農民放棄部分農業(yè)生產(chǎn)時間外出就業(yè)會對種植結構產(chǎn)生一定的影響。結果顯示非農收入比例在糧食播種面積和其他經(jīng)濟作物播種面積方程中均達到了10%的統(tǒng)計顯著性水平。三個方程中非農收入的系數(shù)分別是0.095、-0.037和-0.058，說明非農收入每增加10%（從40%增加到50%），糧食作物的播種面積比例將增加0.95%，棉花和其他經(jīng)濟作物播種面積比例則分別減少0.37%和0.58%。

棉花和其他經(jīng)濟作物與糧食作物相比是勞動相對密集的農作物，為滿足口糧的需要，在勞動力機會成本不斷上升的情況下，農作物播種面積首先減少的是非糧食作物。

五 結論與政策含義

上述分析結果表明，地下水灌溉系統(tǒng)產(chǎn)權的演變促進了農作物種植結構的調整，擴大了經(jīng)濟價值較高的農作物的種植面積比例，使糧食作物種植面積比例有所下降。另外，糧食價格與生產(chǎn)資料價格比的升高、糧食訂購任務的增加及勞動力機會成本的提高都會導致糧食播種面積比例的增加。對這些結論的主要政策含義討論如下：

（一） 地下水灌溉系統(tǒng)產(chǎn)權演變和農業(yè)結構調整
農作物種植結構的調整是在地下水灌溉系統(tǒng)產(chǎn)權由集體產(chǎn)權形式逐漸向非集體產(chǎn)權形式發(fā)展的情況下，農民在對農業(yè)生產(chǎn)投入與產(chǎn)出收益比較后進行的合理的行為。同其他制度創(chuàng)新一樣，這種產(chǎn)權制度演變對農業(yè)生產(chǎn)的影響意味著農民生產(chǎn)的優(yōu)化行為意識和能力在不斷增強。它對農業(yè)生產(chǎn)結構的調整、資源的有效合理利用和農民收入的增長會起促進作用，政府應通過制定相關政策加速和完善灌溉系統(tǒng)產(chǎn)權的演變�？萍际堑谝簧�產(chǎn)力，制度創(chuàng)新也是非常重要的生產(chǎn)力。 （二）地下水灌溉系統(tǒng)產(chǎn)權演變與糧食發(fā)展政策
過去的研究指出地下水灌溉系統(tǒng)產(chǎn)權的演變會加強灌溉管理，維持灌溉系統(tǒng)的持續(xù)運行并提高水資源的利用效率。本研究結果表明地下水灌溉系統(tǒng)非集體產(chǎn)權形式的發(fā)展還會使糧食作物播種面積比例有所下降。因此在灌溉系統(tǒng)非集體產(chǎn)權形式成為產(chǎn)權演變發(fā)展趨勢的情況下，如果政府農業(yè)政策的目標包括糧食生產(chǎn)的穩(wěn)定增長，政府則要考慮用增加農業(yè)科研和推廣投資、增加農業(yè)基礎設施建設投資等政策來提高單位面積產(chǎn)量，以抵消由于灌溉系統(tǒng)產(chǎn)權演變給糧食生產(chǎn)面積減少帶來的影響。 （三）農業(yè)生產(chǎn)結構的優(yōu)化要有準確、合理的市場信號
隨著市場經(jīng)濟的發(fā)展，農民在生產(chǎn)時雖然還受國家政策及口糧需求等條件的約束，但已經(jīng)在按價格信號的引導調整農作物的種植結構。因此，在農業(yè)生產(chǎn)結構調整過程中，國家應該加強建立信息暢通、公正規(guī)范的市場環(huán)境，為農民的生產(chǎn)決策提供準確的市場價格信息。

（四）農業(yè)生產(chǎn)結構調整受糧食收購政策的制約
目前糧食收購政策制約著農業(yè)生產(chǎn)結構的進一步調整，也制約著水資源的有效利用。這也意味著在華北灌區(qū)，取消糧食收購任務，經(jīng)濟作物面積將顯著增長，而糧食作物面積則顯著下降。而市場化是經(jīng)濟發(fā)展的趨勢，靠糧食收購政策來維持糧食總量供給不是長遠之計，這進一步論證了科技在保證國家糧食安全的重要地位。 附表1：產(chǎn)權演變模型
影響產(chǎn)權演變因素
解釋變量
系數(shù)
T檢驗值
截距
-177.785
（-1.61）
自然資源條件

W地表水源比例
0.428
（2.76）***

W地下水位
65.548
（3.01）***
人口壓力

ln(LP人均耕地)
-84.815
（-2.33）**
政策因素

水利扶持政策
13.162
（1.92）*

水利貸款政策
-61.877
（-2.05）**
經(jīng)濟條件

ln(人均集體收入)
1.497
(0.78)

ln(農民人均收入)
-10.892
（-0.81）
文化程度

EDU文化程度
-0.035
（-0.046）
市場化程度

R道路
2

2.000
（2.13）**

村虛變量
略

年份虛變量
略

調整后的R2
0.75

F值
9.54

注：“*”、“**”、“***”分別代表10%、5%和1%的統(tǒng)計顯著水平，在產(chǎn)權演變影響因素模型的幾種不同方案中，選用的是調整后的R2比較高的方案，這樣產(chǎn)權變量的擬合程度比較好。水利扶持政策、水利貸款政策及表示市場化程度的道路變量是虛變量，變量值為1分別表示樣本點能得到水利扶持及貸款政策和有道路通過（模型的分析詳見王金霞、黃季焜和Scott，2000）

附表2 作物種植結構決定因素計量模型估計結果（方案3和方案4）
解釋變量
糧食作物
棉花
其他經(jīng)濟作物

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)*

 

元氏縣虛變量

 

肥鄉(xiāng)縣虛變量

 

1990年虛變量
-1.259

2.156

-0.897

(-0.52)

(0.96)

(-0.70)

 

1997年虛變量
4.019

-3.333

-0.686

(1.28)

(-1.14)

(-0.41)

 

1998年虛變量
4.317

-3.143

-1.174

(1.38)

(-1.08)

(-0.70)

 

調整后的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：“*”、“**”、“***”分別代表10%、5%和1%的統(tǒng)計顯著水平。

參考文獻：
劉昌明和何希吾，《中國21世紀水問題方略》，科學出版社，1996
陳雷和楊廣欣，“深化小型水利工程產(chǎn)權改革加快農村水利事業(yè)發(fā)展”，《中國農村水利水電》，1998年第6期，第1-4頁
王金霞、黃季焜、Scott，“地下水灌溉系統(tǒng)產(chǎn)權制度的創(chuàng)新與理論解釋”，《經(jīng)濟研究》，2000年第4期第66-74頁
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，F(xiàn)ood 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
* 本論文是農業(yè)政策研究中心水資源研究項目系列論文之一。本項研究得到福特基金會、國際水資源管理研究所（IWMI）、亞洲發(fā)展銀行（ADB）和國家杰出青年科學基金（79725001）的資助，項目在資料收集和整理的過程中得到王金霞、

范民民和劉京國等人的幫助，在此特致謝意。

 

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