農業制度技術創新
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內容提要:提高灌溉系統的技術效率是優化灌溉管理、有效利用農用水資源的重要手段。本項研究的主要目的是分析影響我國地下水灌溉系統的技術效率和產出水量的相關因素，為國家引導和制定合理的灌溉管理政策提供理論和實證依據。本項研究采用了定量研究的方法，建立了地下水灌溉系統技術效率和產出水量的決定因素模型，分析數據來源于作者對河北省3縣30個村的87個地下水灌溉系統3個時期的調查。研究結果表明，產權制度、治理機制和系統規模是影響地下水灌溉系統技術效率的主要因素，非集體產權制度的技術效率明顯優于集體產權制度的技術效率。根據研究結論，本文也提出了一些政策建議。
關鍵詞:地下水灌溉系統技術效率產權制度
一、研究背景
中國擁有世界上最龐大的灌溉系統，灌溉在農業生產中發揮著至關重要的作用，農業生產的增長與灌溉面積的增加是息息相關的(黃季焜，Rosegrant和Rozelle，1995)。有效灌溉面積占耕地面積的比重已從1952年的18%提高到1998年的55%左右（國家統計局，1999），這主要是源于地表水與地下水的聯合開發利用。
五十年代到六十年代，灌溉面積的增加主要來源于地表水的開發利用。從七十年代以來，新增灌溉面積的水源主要是地下水，因而地下水灌溉系統1在我國尤其是在地表水十分匱乏的華北地區農業生產中的作用日益突出。然而，隨著地下水灌溉系統的逐漸發展，地下水位下降、地下水超采的現象也日趨嚴重；這使人均水資源本已十分匱乏（僅為世界人均水平的1/4）（水利部和國家計委，1999）的我國無疑更是雪上加霜。隨著人口增長、城市化和工業進程的加速，嚴重缺水已成為制約我國經濟發展和困擾人民日常生活的大問題。
隨著水資源短缺形勢的日益嚴峻，自從七十年代末期以來，包括我國在內的許多發展中國家的灌溉系統普遍出現了老化失修和生產力下降、國家財政負擔日益加重、水利投資明顯不足的現象。許多發展中國家為了減輕國家的財政負擔，提高水資源的利用率和水利工程的運行效率，緩解水資源尤其是農業用水的緊張態勢，先后出現了將灌溉系統的權責從政府向農民協會和其它私人組織轉移的改革浪潮（IWMI，1997）。水資源管理不善也逐漸被認同為是導致水資源短缺問題的重要原因之一（WorldBank，1993；IWMIandFAO，1995）。
我們最近的一項研究表明，自從80年代以來，以河北省為代表的地下水灌溉系統的產權制度1正逐漸從計劃經濟體制下的集體產權制度向以市場為導向的非集體產權制度演變，非集體產權制度所占的比例已經從80年代初期的不到20%提高目前的70%左右（王金霞，黃季焜和Rozelle，2000）。由于不同產權制度的地下水灌溉系統對于灌溉系統的技術效率影響不同，因而研究產權制度對于技術效率的影響就十分重要；另外，弄清影響地下水灌溉系統技術效率的其它相關因素對于深化我國的灌溉管理體制改革，促進農用水資源的持續有效利用都有十分重要的政策和實踐意義。但是時至今日，對這些問題深入的尤其是定量化的研究國內幾乎是空白。
有鑒于此，本項研究的主要目的就是圍繞上述問題，探討我國地下水灌溉系統的技術效率的決定因素，為國家引導和制定合理的灌溉管理政策提供理論依據。
二、影響技術效率的相關因素
企業生產力主要受到以下三類因素的影響：各種生產投入要素，這主要包括固定資產、流動資金和勞動力投入等方面的內容；客觀的不可控制的因素，諸如氣候、降水、地理位置、政治事件等因素的影響；以及技術效率，這主要反映在人為因素的影響。
企業的技術效率是一個內生變量，它本身也是多種因素綜合作用的結果。在許多學者的研究中，企業的技術效率往往與企業的特征相聯系。在企業的特征中，企業的產權制度與企業技術效率之間的關系是最沒有爭議的一個方面。越來越多的學者認為，除了合理的產權制度可以為企業的運行提供激勵機制以外，企業的治理機制也是影響企業激勵機制的一個重要方面。另外，管理者的經營能力也是影響企業技術效率的一個重要因素。一般認為，管理者的經營能力越高，企業的技術效率就越高(Well，1973；MorleyandSmith，1977;Lee，1978)。除此之外，Pitt（1981)還認為，企業成立的年限和企業的規模也是影響企業技術效率的因素。一般而言，企業成立的年限越長，積累的經驗就越多，因而它的技術效率就越高；大企業的技術效率往往要高于小企業的技術效率。
對于地下水灌溉系統而言，影響技術效率的因素是否也會遵循生產經濟的一般規律呢？為了對這個問題有一個全面和深入的理解，我們在缺水十分嚴重，地下水灌溉面積最大的河北省選取了3縣（元氏縣、肥鄉縣和青龍縣），并且在這三個縣隨機抽取了30個村的87個地下水灌溉系統開展調研。在調研中，我們又選取了三個時期（即灌溉系統成立初期、1997年和1998年)來進行分析。
（一）影響產出水量的相關因素
1．產出水量與供水成本之間的相關關系
由于1998年的樣本數量比較集中，所有我們選擇了1998年的數據進行分析。我們根據產出水量的變動情況和樣本的分布情況，將1998年的數據分為8組進行討論。調查結果顯示，每一個地下水灌溉系統的產出水量在3000立方米到21萬立方米之間變動。從總的趨勢來看，固定資產的折舊越高，流動成本越高，勞動力投入的越多，地下水灌溉系統的產出水量就越大（見表1）。這說明，地下水灌溉系統的產出水量和灌溉系統投入要素之間的關系符合一般生產規律。
表11998年每一個地下水灌溉系統產出水量與供水成本的相關關系
以產出水量分組(立方米)
樣本數
(個)
產出水量
(立方米)
固定資產折舊
(元)
流動成本
(元，)
勞動力
(小時)
12000及以下
10
8286
1271
1076
319
12001-18000
10
15758
1179
1644
476
18001-24000
9
23071
920
2323
693
24001-30000
6
28364
1333
3992
1013
30001-36000
6
35196
1825
4508
823
36001-60000
10
47184
1425
6035
1628
60001-80000
7
73057
2055
10714
1803
80000以上
5
131507
3606
31714
3302
注：固定資產折舊和流動成本都折算成了1990年不變價；1997和其他年份（地下水灌溉成立初期）都呈現出類似的相關關系。
資料來源：作者對河北省3縣30個樣本村87個地下水灌溉系統的調查
2．產出水量與技術效率的相關關系
表21998年的產出水量與技術效率的關系
以每一個灌溉系統的產出水量分組(立方米)
產出水量
(立方米)
單位固定成本的
產出水量(立方米/元)
單位流動成本的
產出水量(立方米/元)
單位勞動力投入的
產出水量(立方米/小時)
12000以下
8286
7
8
26
12001-20000
15758
13
10
33
20001-26000
23071
25
10
33
26001-31000
28364
21
7
28
31001-40000
35196
19
8
43
40001-60000
47184
33
8
29
60001-80000
73057
36
7
41
80000以上
131507
36
4
40
注：固定成本和流動成本都為1990年不變價。1997和其他年份（地下水灌溉成立初期）都呈現出類似的相關關系。
資料來源：見表1
我們選擇了單位成本（固定成本、流動成本和勞動力）的產量來反映技術效率。若從生產的角度來分析企業技術效率，在企業生產成本一定的情況下，如果單位成本的產量越高，說明企業的技術效率可能就越高；反之亦然。表2數據顯示，單位固定成本和勞動力的產出水量從總體趨勢都表現出與產出水量之間較明顯的正相關關系，但單位流動成本的產出水量和產出水量之間沒有表現出明顯的正相關關系。
（二）影響技術效率的相關因素
1．技術效率與產權制度和治理機制的關系
調研結果顯示，非集體產權制度下的單位固定成本的產出水量是集體產權制度下的單位固定成本的產出水量的2倍，單位勞動力投入的產出水量的1.4倍；單位流動成本的產出水量的1.3倍（見表3）。這說明，非集體產權制度相對于集體產權制度而言，可能會提高地下水灌溉系統的技術效率，這與我們的理論預期是相同的。
表3地下水灌溉系統的技術效率與產權制度和治理機制的關系
分組
單位固定成本的
產出水量(立方米/元)
單位流動成本的
產出水量(立方米/元)
單位勞動力投入的
產出水量(立方米/元)
按產權制度分組：
集體產權
11
7
25
非集體產權
22
9
34
按治理機制分組：
非規范治理機制
14
7
32
規范治理機制
32
12
28
注：集體產權的樣本數為57個，非集體產權的樣本數為132個，其中股份制產權的樣本數為115個。規范治理機制的樣本數為59個，非規范治理機制的樣本數為130個。規范治理機制是指灌溉系統的管理機制較為嚴密，產權所有者之間有較為明確的責任分工，管理者報酬與產出掛鉤；反之，則為非規范治理機制。
資料來源：見表1
表3的數據表明，規范治理機制下的單位固定成本的產出水量是非規范治理機制下的單位固定成本的產出水量的2.3倍，單位流動成本的產出水量的1.7倍；而規范治理機制下的單位勞動力投入的產出水量卻為非規范治理機制下的勞動力投入的產出水量的88%。這說明規范治理機制的技術效率是否明顯高于非規范治理機制的技術效率，還有待進一步研究。但總體趨勢表明，規范治理機制相對于非規范治理機制可能會提高灌溉系統的技術效率。這與我們的理論預期基本符合，即治理機制可能是影響地下水灌溉系統技術效率的因素之一。
2．技術效率與規模的關系
表4地下水灌溉系統的技術效率與規模的關系
技術效率指標
以灌溉系統的規模進行分類（公頃）
<3
3-4
4-5
5-6
6-7
7-10
10-11
11-17
17-35
>35
單位固定成本的產出水量（立方米/元）
11
9
17
25
19
38
24
17
32
35
單位流動成本的產出水量（立方米/元）
10
10
10
9
12
9
6
5
5
5
單位勞動力投入的產出水量
（立方米/小時）
29
24
33
30
33
28
33
33
31
44
注：灌溉系統的規模用每年一次性最大灌溉面積來代表；各組的樣本分布分別為：37、21、29、20、21、22、3、14、13和19。
資料來源：見表1
總體趨勢表明，灌溉系統的規模越大，單位固定成本和勞動力的產出水量也越多；反之亦然。若從單位流動成本的產出水量與灌溉系統的規模之間的相關關系來看，灌溉系統的規模越大，單位流動成本的產出水量不但沒有提高，還有逐漸降低的趨勢（見表4）。這說明，技術效率與灌溉系統的規模之間是否存在相關關系以及存在怎樣的相關關系還有待進一步研究。
3．技術效率與其它因素之間的關系
我們對地下水灌溉系統的技術效率按管理者的經營能力（同教育年限表示）以及灌溉系統的成熟度（用灌溉系統的成立年限表示）也做了分組分析，分析結果表明，這種分組分析沒有發現它們與技術效率之間存在著明顯的一致性的相關關系。
三、技術效率和產出水量的決定因素模型
為了更準確地分析影響地下水灌溉系統的技術效率和產出水量的相關因素，我們除了以上進行的單因素分析以外，還建立了地下水灌溉系統的技術效率和產出水量決定因素模型。
（一）實證模型的建立
我們建立了如下的理論模型來研究地下水灌溉系統的技術效率和產出水量的決定因素:
（1）地下水灌溉系統產出水量=F1（固定成本，流動成本，勞動力，水資源的充足程度，灌溉需求、技術效率，地區差異等）
（2）技術效率=F2（產權制度，治理機制，管理者經營能力，系統規模，系統成熟度等）
我們選用了地下水灌溉系統的產出水量（W，立方米）來作為模型（1）的因變量；固定資產的年折舊總額（FC，元，1990年不變價）來表示固定成本；流動資金的總額（VC，元，1990年不變價）來表示流動成本；勞動力投入時間（labor，小時）來表示勞動力的投入。水資源的充足程度用年均地下水位（Wtable，米）來表示；灌溉需求同當年的作物種植面積和種植結構有關，但因為種植面積和種植結構是內生變量，為此我們用年份虛變量（D97，D98，相對于灌溉成立年）來表示；地區差異用地區虛變量（D1，肥鄉縣和D2，元氏縣，相對于青龍縣）來表示。
對產權制度變量設置了兩種選擇：一種是只設置了非集體產權制度虛變量（Dp），另一種是設置了集體產權制度（Dc）和股份制產權制度(Ds)兩個虛變量；由此產生了方案1和方案2。我們選用了規范治理機制(Dm)虛變量來表示治理機制變量。管理者的經營能力用管理者的受教育年限（Edu，年）來表示；灌溉系統規模用灌溉系統年一次性最大灌溉面積(Size，公頃)來表示；灌溉系統成熟度用灌溉系統成立年限(Age，年)來表示。
根據Battese和Coelli在1993年設定的用來測算技術效率的隨機邊界生產函數模型，模型（1）和（2）的數學模型的一般函數形式就變為模型3（方案1）或者模型4（方案2）：
（3）Wit=F1(FCit，VCit，laborit，Wtableit，D97，D98，Dfx，Dys)+v-u(Dpit，Dmit，Eduit，Sizeit，Ageit)，或
（4）Wit=F2(FCit，VCit，laborit，Wtableit，D97，D98，Dfx，Dys)+v-u(Dcit，Dsit，Dmit，Eduit，Sizeit，Ageit)
上式中，i代表灌溉系統；t代表時期；v是隨機變量，服從正態分布N(0，(V2)，并且獨立于無效率變量；U是非負的隨機變量，代表生產的無效率程度，服從截斷正態分布N((，(U2)；另外，(2=(V2+(U2和(=(U2/((V2+(U2)，(在0和1之間變動。
（二）計量估計和結果
在計量模型的選擇上，我們采用了對數形式的柯布-道格拉斯函數，所用的數據是30個樣本村的87個地下水灌溉系統3個時期的資料，樣本總數為190個（其中1998年87個樣本，1997年60個樣本，1983年到1996年的樣本數為`42個）。模型模擬中我們運用了邊界生產函數的極大似然估計法進行估計。
從各種模型的運行結果來看，不管采用哪種方案，模型的兩個隨機變量的誤差平方和δ2，以及無效率隨機誤差變量的誤差平方在全部隨機變量的誤差平方和中所占的比例γ的統計檢驗都十分顯著，所選擇的大部分變量都在95%的水平上顯著，系數符號與我們的理論預期也完全相同；各種方案得出的技術效率的平均值十分接近，基本都在84-85%（見表5最后一行）?？紤]到年均地下水位和成本之間可能存在的相關關系，我們對于年均地下水位也做了選擇，結果表明，估計結果基本上沒有差異；另外，我們對于管理者經營能力和灌溉系統的成熟度都做了選擇，估計結果也十分穩定，為了節約篇幅，我們沒有列出這些估計結果。這說明，我們所選擇的計量模型不僅是十分有效的，而且也是十分穩定的。
下面我們就對影響地下水灌溉系統產出水量因素的結果進行一些歸納和總結。
第一，地下水灌溉系統的固定成本、流動成本和勞動力等投入要素顯著地影響著產出水量
各種模型的計量估計結果表明，固定成本、流動成本和勞動力的系數統計檢驗都在1%的水平上顯著，且系數符號為正，這說明地下水灌溉系統的固定成本、流動成本與勞動力和產出水量之間都存在著密切的正相關關系；也就是說，在其它條件不變的情況下，無論是固定成本、流動成本還和勞動力，如果它們的投入提高，灌溉系統的產出水量就相應增加；反之亦然。這與我們的理論預期相吻合（見表5）。
第二，水資源的充足程度對于地下水灌溉系統產出水量的影響不顯著
與我們的理論預期不相吻合的是，水資源充足程度對于地下水灌溉系統產出水量的影響不顯著（見表5）。這一方面可能是由于水資源本身的價值沒有在政策過程中“內部化”，另一方面可能是由于我們模型中沒有考慮水資源利用的外部性。
第三，地下水灌溉系統的產出水量顯著地受到灌溉需求和地區差異的影響
大部分模型的計量估計結果都表明，年份虛變量的系數統計檢驗都在5%或10%的水平上顯著，且都為正值（見表5）。這一結果說明，1997年和1998年的降水等氣候因素不利于農業生產的發展，農業生產對灌溉系統產出水量的依賴程度加大，從而誘導產出水量提高。
另外，地區之間由于地形、地貌、立地條件等造成的地區之間的固定性差異也會影響到灌溉系統產出水量的多少。計量估計結果表明，地區虛變量的系數在1%或5%的水平上顯著，這說明地區的差異性確實是影響地下水灌溉系統產出水量的一個顯著因素（見表5）。
第四，技術效率是影響地下水灌溉系統產出水量的一個重要因素
計量估計結果表明，γ的系數統計檢驗都在1%的水平上顯著，這說明地下水灌溉系統的技術效率是影響地下水灌溉系統產出水量的顯著因素。地下水灌溉系統的技術效率為84-85%（0.844-0.847，見表5），這說明灌溉系統的技術效率大約有15-16%被損失掉了；如果我們提高灌溉系統的技術效率，我們就可能提高灌溉系統的產出水量。
表5影響地下水灌溉系統的產出水量和技術效率因素的計量估計結果
解釋變量
LnW
方案1
方案2
系數
t檢驗值
系數
t檢驗值
F1函數中的變量
截距
2.202
(14.03)***b
2.070
(11.09)***b
LnFC
0.064
(2.65)***
0.077
(2.78)***
LnVC
0.313
(8.26)***
0.315
(8.65)***
LnLabor
0.420
(8.11)***
0.447
(7.80)***
LnWtable
0.015
(0.29)
0.006
(0.13)
D97
0.048
(2.27)**
0.040
(1.88)*
D98
0.044
(2.06)**
0.034
(1.57)
Dfx(肥鄉縣）
-0.229
(-2.97)***
-0.229
(-3.26)***
Dys(元氏縣）
-0.124
(-2.22)**
-0.109
(-2.07)**
無效率因素（F2函數中的變量）
產權制度虛變量
Dnc
-0.195
(-5.63)***
-
-
Dc
-c
-
0.101
(2.24)**
Ds
-0.140
(-2.48)**
治理機制虛變量
Dm
-0.103
(-2.53)**
-0.079
(-1.98)*
灌溉系統規模
Size
-0.018
(-3.18)***
-0.016
(-2.56)**
管理者經營能力
Edu
0.0003
(-0.06)
0.0009
(0.14)
灌溉系統成熟度
Age
-0.002
(-0.28)
0.003
(0.46)
δ2
0.017
(5.18)***
0.016
(5.18)***
γ
0.921
(16.67)***
0.910
(16.54)***
最大似然值
172.59
-
176.37
-
最大似然檢驗
118.08
-
125.65
-
技術效率的平均值
0.837
-
0.844
-
a：樣本觀測值總數為189個。B：“*”、“**”和“***”分別代表統計檢驗顯著水平為10%，5%和1%。c：“-”代表該變量未進入模型的運算。產出水量、固定成本、流動成本、勞動力和年均地下水位變量是取自然對數。
影響地下水灌溉系統技術效率的因素主要有產權制度、治理機制、管理者的經營能力、系統規模和成熟度等，下面我們對這些因素對技術效率影響的計量估計結果加以總結和歸納。第一，相對于集體產權制度而言，非集體產權制度可以顯著地提高技術效率
在表5的計量估計結果中，方案1中非集體產權制度虛變量的系數為負值，且在1%的水平上顯著；方案2中股份制產權制度虛變量的系數為負值，且在5%的水平上顯著；方案2中集體產權制度虛變量的系數為正值，而且都在5%的水平上顯著（見表5）；這說明非集體產權制度可以很顯著地提高灌溉系統的技術效率。
表5的數據表明，非集體產權制度虛變量的系數平均為-0.195，這說明灌溉系統中非集體產權制度的效率比集體產權制度的效率高20%左右。
另外我們也可以發現，私有產權制度的技術效率低于股份制產權制度的技術效率。
以上分析表明，產權制度和技術效率之間的相關關系與我們的理論預期十分吻合，產權制度確實可以顯著地影響地下水灌溉系統的技術效率。
第二，規范性治理機制可以很顯著地提高地下水灌溉系統的技術效率
各種模型的計量估計結果表明，規范性治理機制虛變量的系數統計檢驗十分顯著，且系數符號為負（見表5），這說明規范性治理機制的無效程度低或相對于非規范性治理機制而言更有效；這與我們的理論預期相吻合。
第三，地下水灌溉系統的規模與技術效率之間存在顯著的正相關關系
各種模型的計量估計結果表明，地下水灌溉系統規模的系數統計檢驗都在1%或5%的水平上顯著，且系數符號為負，這說明灌溉系統的規模與技術效率之間有顯著的正相關關系（見表5第31和32行）。
第四、地下水灌溉系統的技術效率對于管理者經營能力和灌溉系統成熟度的反應不敏感
表5顯示，管理者經營能力的系數統計檢驗十分不顯著，產生這一結果的原因可能是由于我們選擇的用以反映管理者經營能力的指標即管理者的受教育年限不能很好地反映管理者的實際經營能力，而且各個灌溉系統的管理者之間受教育年限的差異性又較小所導致的。
另外，估計結果表明，項目成熟度變量的系數統計檢驗也不顯著，（見表5）。這說明在其它條件不變的情況下，灌溉系統成熟度的高低對灌溉系統技術效率的高低沒有顯著的影響。
四、結論和政策建議
本文實證分析了地下水灌溉系統的技術效率和產出水量的決定因素，研究結果與理論上的預期假設是一致的。實證研究結果顯示，地下水灌溉系統的技術效率是產權制度、治理機制和系統規模綜合作用的結果。不同產權制度對于地下水灌溉系統技術效率的影響是不同的，非集體產權制度較之集體產權制度而言可以顯著地提高灌溉系統的技術效率，這一結論與理論上有關產權制度效率的討論也是一致的。除了以上討論的產權制度以外，與地下水灌溉系統技術效率顯著相關的因素還有灌溉系統內部的治理機制和灌溉系統的規模。研究結果表明，灌溉系統內部的治理機制越規范、灌溉系統的規模越大，就越有可能促進灌溉系統技術效率的提高。
由于非集體產權制度相對于集體產權制度更有利于地下水灌溉系統技術效率的提高；因而政府應該積極運用合理的水利財政和信貸等政策來引導和鼓勵地下水灌溉系統非集體產權制度的創新，以提高灌溉系統的技術效率。在產權制度一定的情況下，不同的治理結構對于灌溉系統技術效率的含義是不同的。政府應該在誘導灌溉系統產權制度創新的同時，通過技術培訓、示范等機制，積極引導和鼓勵農民合理安排灌溉系統內部各個相關利益者之間的關系框架，明確系統的目標、原則、決策方法、剩余決策權和剩余索取權等的各項規定，優化系統的治理結構，從而提高系統的技術效率。
然而值得注意的是地下水灌溉系統產權制度的創新和水資源短缺之間可能存在雙向因果關系；水資源短缺可能導致非集體產權制度的創新；然而在水價不考慮水資源本身價值的情況下，非集體產權制度的創新可能會導致短期甚至長期內水資源的過度開發和利用，導致地下水位下降的加速。所以地下水灌溉系統產權制度的創新和水資源的合理定價應該是未來水資源管理政策的重點內容；只有這樣，才可能促進水資源的持續有效地開發和利用。參考文獻：
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*本論文是農業政策研究中心水資源研究項目系列論文之一。本項目得到了福特基金會、國際水資源管理研究所(IWMI)、亞洲發展銀行(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過程中得到了向青、范明明和劉京國等人的幫助，黃宗煌，ScottRozelle和田維明為本文初稿提出過寶貴意見，在此特致謝意。
1地下水灌溉系統是指以機電井及其配套設施為單位的為農業生產提供灌溉服務的設施系統。為分析方便，我們定義一個機電井及其配套設施為一個單位的地下水灌溉系統。地下水灌溉系統的產權制度在這里定義為行為主體對機電井及其配套設施的產權擁有情況。如果機電井的所有權屬于村集體單獨擁有，我們就稱之為集體產權;否則，如果機電井的所有權屬于部分農民群體（社會團體）或個體擁有，我們就稱為非集體產權。在非集體產權中，如果每個產權所有者擁有灌溉系統全部水利設施的完備產權，我們就稱之為私有（或個體）產權;否則，則稱之為股份制產權。
