鄉(xiāng)村水利基礎設施效應分析

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一、引言

農(nóng)業(yè)是國民經(jīng)濟的基礎，是人類的衣食之源，生存之本。農(nóng)業(yè)的發(fā)展是保證國民經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展的重要前提。然而，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是自然再生產(chǎn)和經(jīng)濟再生產(chǎn)相互結(jié)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(zhì)產(chǎn)業(yè)(吳連翠，2011)。［1］水利基礎設施對抵御農(nóng)業(yè)生產(chǎn)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(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展方向與運行速度。中國是農(nóng)業(yè)大國，而農(nóng)業(yè)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(fā)展農(nóng)村水利基礎設施建設對國民經(jīng)濟發(fā)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(fā)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(yōu)先領域，把農(nóng)田水利作為農(nóng)村基礎設施建設的重點任務。一號文件明確提出，要大興農(nóng)田水利建設，到2020年，從根本上扭轉(zhuǎn)水利建設明顯滯后的局面，基本完成大型灌區(qū)、重點中型灌區(qū)續(xù)建配套和節(jié)水改造任務。中國大約有65%的糧食作物、75%的經(jīng)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(tài)條件，提高作物單產(chǎn)外，還可以提高復種指數(shù)(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(chǎn)的影響顯著。［3］因此，提高農(nóng)業(yè)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(chǎn)品種、耕作保墑、化學調(diào)控節(jié)水和抗旱灌溉等措施可以提高旱地農(nóng)業(yè)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(jié)水灌溉技術以及成立農(nóng)村用水協(xié)會以提高灌溉用水效率;［5］Huang(2003)、Lietal(2004)則強調(diào)應采用不同作物輪耕方式、施肥與灌溉時間優(yōu)化配置以提高農(nóng)業(yè)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(nóng)田水利設施、調(diào)整農(nóng)業(yè)用水供給系統(tǒng)、加強農(nóng)業(yè)水資源需求管理等來提高農(nóng)業(yè)用水效率。［8］

Kaneko等(2004)認為氣候和土壤存在稟賦差異，以及農(nóng)田水利基礎設施建設參差不齊致使中國農(nóng)業(yè)用水效率較低。［9］綜上所述，多數(shù)文獻重點考察的是如何提高中國農(nóng)業(yè)用水效率，但鮮有文獻就農(nóng)村水利基礎設施對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的作用機理進行探討。那么，農(nóng)村水利基礎設施建設對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出作用效應如何?進一步，各個地區(qū)作用效應如何?對于這些問題，現(xiàn)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(nóng)業(yè)大國，自然資源稟賦決定了不同經(jīng)濟區(qū)域水利基礎設施建設及農(nóng)業(yè)發(fā)展特征迥異，比較分析中國不同經(jīng)濟區(qū)域農(nóng)村水利基礎設施建設對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出效應，為我們探尋中國農(nóng)村水利基礎設施影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長的現(xiàn)實路徑提供了新思路。另一方面，依據(jù)現(xiàn)實路徑構建中國水利現(xiàn)代化空間布局，對實現(xiàn)全國范圍農(nóng)業(yè)產(chǎn)出包容性增長具有重要的政策含義。鑒于此，本文在分析農(nóng)村水利基礎設施農(nóng)業(yè)產(chǎn)出效應的作用機理的基礎上，利用全國30個省市(重慶數(shù)據(jù)與四川合并，同時不考慮港、澳、臺)六大經(jīng)濟區(qū)域的時間序列面板數(shù)據(jù)①＊，實證檢驗農(nóng)村水利基礎設施對全國及六大經(jīng)濟區(qū)域的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出效應，進而根據(jù)各區(qū)域的產(chǎn)出效應差異提出政策建議。

二、農(nóng)村水利基礎設施的作用機理分析

現(xiàn)實中，我們知道農(nóng)村水利基礎設施影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出最直觀的原因是農(nóng)作物的生物特性，其整個生長過程中都離不開水，而農(nóng)村水利基礎設施可以起到旱澇調(diào)節(jié)的作用，但這僅僅是農(nóng)村水利基礎設施影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的直觀路徑?；诂F(xiàn)實情況和全國范圍實證數(shù)據(jù)的分析研究，我們可以得出其一般性的作用機理為:農(nóng)村水利基礎設施通過有效降低農(nóng)業(yè)成災面積、保障農(nóng)業(yè)用水、提高農(nóng)業(yè)用水資源生產(chǎn)配置效率綜合作用于農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。

(一)農(nóng)村水利基礎設施建設可以有效降低農(nóng)業(yè)成災面積

為了論證農(nóng)村水利基礎設施降低農(nóng)業(yè)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(nóng)作物水災成災面積/農(nóng)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?cè)萘?降水量。需要強調(diào)的是，之所以在此選用水庫總?cè)萘亢饬哭r(nóng)村水利基礎設施，是考慮到水庫在水災發(fā)生時的調(diào)水能力，能夠在分析水災的特定情形下更具代表性。由于數(shù)據(jù)的有限性，我們分析的時間段為1997至2009年，采用數(shù)據(jù)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(fā)現(xiàn)，R1與R2之間的微妙關系，在這12年間R1與R2基本上呈現(xiàn)反向的數(shù)列趨勢。更為有利的證據(jù)是通過使用Eviews6．0對R1與R2的平穩(wěn)性進行檢驗，我們發(fā)現(xiàn)兩者均存在著一階單位根。進一步進行Johansen協(xié)整檢驗，發(fā)現(xiàn)兩者之間存在著協(xié)整關系(伴隨概率為0．0483、0．0456)，即兩者之間存在著長期穩(wěn)定關系。綜合統(tǒng)計圖與協(xié)整檢驗結(jié)果，我們認為農(nóng)村水利基礎設施的建設，能夠更好地調(diào)節(jié)降水量，從而使得受災面積中成災率下降，即農(nóng)村水利基礎設施的建設可以有效降低農(nóng)業(yè)成災面積。

(二)農(nóng)村水利基礎設施建設可以更好保障農(nóng)業(yè)用水

1997至2009年我國的年平均農(nóng)業(yè)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(nóng)業(yè)用水量占全國總供水量的63%左右。農(nóng)業(yè)用水量如此巨大，保障農(nóng)業(yè)用水穩(wěn)定安全也是一項重要的任務。保障農(nóng)業(yè)用水的穩(wěn)定則需要保證總供水量的穩(wěn)定。水利基礎設施建設可以保證總供水量穩(wěn)定，進而保證農(nóng)業(yè)用水量的穩(wěn)定。為了證明此觀點，我們需要設立第三個指標:農(nóng)業(yè)用水的穩(wěn)定性或可保障性(R3)，它等于全國農(nóng)業(yè)用水量/全國水資源總量。經(jīng)過數(shù)據(jù)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(wěn)定性。從圖2中我們可以發(fā)現(xiàn)，R2與R3變動趨勢具有驚人的一致性。因此，從統(tǒng)計數(shù)據(jù)中，我們可以經(jīng)驗性地證明水利基礎設施對保障農(nóng)業(yè)用水的有效性。

(三)農(nóng)村水利基礎設施可以提高農(nóng)業(yè)用水資源生產(chǎn)配置效率

改革開放以來，中共中央政府大力提倡節(jié)水灌溉，大力發(fā)展節(jié)水工程，農(nóng)村水利基礎設施投入逐年遞增。那么農(nóng)業(yè)水資源的生產(chǎn)配置效率有沒有得到提高呢?我們利用全國范圍內(nèi)1997—2009年農(nóng)業(yè)用水量以及農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，在控制其他農(nóng)業(yè)投入的情況下，使用DEAP2．1軟件對各年農(nóng)業(yè)用水資源的生產(chǎn)配置效率進行測算。測算結(jié)果顯示，13年間農(nóng)業(yè)用水資源的平均生產(chǎn)配置效率為0．856。如圖3所示，農(nóng)業(yè)用水資源生產(chǎn)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(jīng)驗分析，我們認為農(nóng)村水利基礎設施建設對水資源生產(chǎn)配置效率是有其重要作用的。綜上所述，一般地，農(nóng)村水利基礎設施是通過降低成災面積、保障農(nóng)業(yè)用水、提高農(nóng)業(yè)用水資源的生產(chǎn)配置效率這三條主要現(xiàn)實路徑綜合對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出產(chǎn)生作用效應的。進一步，由于不同區(qū)域水利基礎設施使用、管理、維護差異等原因，不同區(qū)域?qū)⒊尸F(xiàn)出不同路徑組合的作用機理。從以上分析出發(fā)，我們能得出這樣一種推論:農(nóng)業(yè)水利基礎設施通過三條作用路徑對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出產(chǎn)生正向效應，并且由于地區(qū)差異，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的作用效應將呈現(xiàn)出差異性特點。

三、理論模型與實證檢驗

依據(jù)上文分析，此部分將對農(nóng)村水利基礎設施的農(nóng)業(yè)產(chǎn)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(qū)層面，分別進行實證檢驗及對比。同時，應根據(jù)各地區(qū)的實際情況設定計量模型，盡量避免由于農(nóng)村水利基礎設施農(nóng)業(yè)產(chǎn)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(chǎn)出的一般性原理，我們在柯布－道格拉斯(Cobb－Dauglas)生產(chǎn)函數(shù)的基礎上，引入農(nóng)村水利基礎設施變量來分析農(nóng)村水利基礎設施對農(nóng)業(yè)產(chǎn)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(qū)在t時間的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，Ki(t)表示的是i地區(qū)在t時間的資本投入，Wi(t)表示的是i地區(qū)在t時間農(nóng)村水利基礎設施的情況，Li(t)表示的是i地區(qū)在t時間勞動投入，Ai(t)表示的是i地區(qū)在t時間知識或者勞動的有效性，α、β、γ為參數(shù)。為降低模型異方差性對(1)式取對數(shù)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(diào)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(nóng)業(yè)產(chǎn)出的作用是不言自明的;二是考慮到不同地區(qū)土地肥沃程度不同、種植結(jié)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(nóng)業(yè)產(chǎn)出。

(二)變量選取與數(shù)據(jù)說明

1．農(nóng)業(yè)產(chǎn)出(Y):為了避免農(nóng)業(yè)產(chǎn)值存在著物價波動性，且由于本文主要針對的是狹義農(nóng)業(yè)即種植業(yè)，在本文中，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的衡量采用各省主要農(nóng)產(chǎn)品作物的產(chǎn)量加總后的單位面積產(chǎn)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(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出/主要農(nóng)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(nóng)業(yè)產(chǎn)出的投入，而農(nóng)用機械則在很大程度上可以代表固定資本對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的投入。在本文中筆者采用單位面積化肥投入量表示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的流動資本，采用單位面積農(nóng)業(yè)機械動力來表示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的固定資本投入量?？紤]到地區(qū)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(qū)特點的差異，部分地區(qū)使用機械動力來表示資本投入量?；释度胗嬎惴绞綖?化肥投入量/主要農(nóng)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(nóng)作物播種面積，單位為瓦/公頃。

3．農(nóng)村水利基礎設施(W):由于數(shù)據(jù)來源的可獲得性，以及考慮農(nóng)村水利基礎設施與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)之間的現(xiàn)實關系，有效灌溉面積指標更能反映實際農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中農(nóng)村水利基礎設施對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響。因此筆者采用有效灌溉面積來衡量農(nóng)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(nóng)作物播種面積。

4．勞動投入(L):基于數(shù)據(jù)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(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人數(shù)。其計算方式為:農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人數(shù)/主要農(nóng)作物播種面積，單位為人/公頃。本文采用1988—2009年年度數(shù)據(jù)，所使用數(shù)據(jù)均來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》(1989—2010)、《新中國農(nóng)業(yè)60年統(tǒng)計資料》、《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》、《中國統(tǒng)計年鑒》(1989—2010)、《改革開放三十年農(nóng)業(yè)統(tǒng)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(shù)據(jù)平穩(wěn)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(jié)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(shù)列進行平穩(wěn)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(wěn)的。在檢驗數(shù)據(jù)平穩(wěn)性之后，進而我們需確定模型形式，豪斯曼檢驗(統(tǒng)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(jié)果如表2所示:模型擬合系數(shù)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(jù)t值與p值可以看出各個變量所得系數(shù)值均顯著。因此，就全國范圍而言，資本投入對我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出影響最大，其次是農(nóng)村水利基礎設施。資本投入對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的正向作用符合實際預期，就我國而言，由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)原始資本積累的不足，目前資本邊際生產(chǎn)力處于遞增階段。農(nóng)村水利基礎設施彈性系數(shù)均值為0.29，表明有效灌溉面積增加1%時，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加0.29%。從中可見農(nóng)村水利基礎設施對農(nóng)業(yè)產(chǎn)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(nóng)業(yè)科技落后導致農(nóng)業(yè)勞動力的勞動效率低下有關。

(四)六大經(jīng)濟區(qū)域?qū)嵶C檢驗

1．東北地區(qū)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(yè)基地，地勢平坦，農(nóng)業(yè)機械化程度較高，所以在東北地區(qū)的實證檢驗中，使用機械投入量來表示資本投入量。經(jīng)過單位根檢驗以后，綜合判斷發(fā)現(xiàn)lnY、lnK、lnW、lnL都存在一階單位根，需要對其進行協(xié)整檢驗，避免出現(xiàn)偽回歸。協(xié)整檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)四者之間存在著長期穩(wěn)定關系。因此，模型設定依舊正確，繼續(xù)根據(jù)模型進行參數(shù)估計，模型擬合度較好，模型整體效果顯著;農(nóng)村水利基礎設施對農(nóng)業(yè)產(chǎn)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(qū)農(nóng)林牧漁從業(yè)人數(shù)不能有效代替狹義農(nóng)業(yè)從業(yè)人員有關。

2．黃河流域?qū)嵶C檢驗。經(jīng)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(shù)據(jù)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(jīng)過單位根檢驗發(fā)現(xiàn)除了lnK之外其余變量都存在一階單位根，且經(jīng)過協(xié)整關系檢驗存在協(xié)整關系，即存在長期穩(wěn)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(jīng)過豪斯曼檢驗采用固定效應模型，實證檢驗結(jié)果如表3所示。從實證結(jié)果我們可以發(fā)現(xiàn)，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(shù)來看，lnW的系數(shù)達到1.71，遠遠超過全國的平均水平，可見在黃河流域農(nóng)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(nóng)業(yè)產(chǎn)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(xiàn)實情況頗為相符。

3．長江流域?qū)嵶C檢驗。經(jīng)過豪斯曼檢驗，在分析該區(qū)域時采用隨機效應模型，同時經(jīng)過試驗發(fā)現(xiàn)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(qū)經(jīng)濟富裕程度有關(具體實證結(jié)果見表3)。從表3中可以看出，農(nóng)村水利基礎設施的系數(shù)值也同樣大于全國范圍內(nèi)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(nóng)業(yè)產(chǎn)出呈現(xiàn)正向效應，考慮到長江流域多為江南水鄉(xiāng)，多為水田，人均水田數(shù)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(jīng)過豪斯曼檢驗，在分析該地區(qū)時采用固定效應模型，實證結(jié)果見表3。從表3中我們發(fā)現(xiàn)，在各變量系數(shù)值中，勞動投入變量的系數(shù)值在10%顯著水平下并不顯著。根據(jù)實際情況可知，該地區(qū)從事漁業(yè)的勞動投入比例相對其他地區(qū)來說更大一些，而從事種植業(yè)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(shù)據(jù)選擇有關，農(nóng)林牧漁從業(yè)人數(shù)并不能有效代表狹義農(nóng)業(yè)的勞動投入量。從農(nóng)村水利基礎設施變量的系數(shù)值來看，在該地區(qū)農(nóng)村水利基礎設施對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出同樣呈現(xiàn)正向效應，且大于全國范圍內(nèi)的平均水平。

5．西南地區(qū)實證檢驗。在利用模型2對該地區(qū)進行實證分析時，我們發(fā)現(xiàn)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(xié)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(shù)據(jù)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(shù)據(jù)進行單位根檢驗，結(jié)果顯示除lnL是平穩(wěn)數(shù)列之外，其余都是一階單整數(shù)列，并且經(jīng)過協(xié)整檢驗存在著協(xié)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(shù)時采用固定效應模型，實證結(jié)果見表3。從表3中可以看出，農(nóng)村水利基礎設施的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出呈現(xiàn)正向效應，且大于全國范圍內(nèi)的平均水平，不過資本投入對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的正向效應則小于全國整體水平，這與現(xiàn)實情況也頗為相似。

6．西北地區(qū)實證檢驗。經(jīng)過豪斯曼檢驗，在對該地區(qū)進行實證檢驗過程中，采用固定效應模型進行系數(shù)的求解，實證結(jié)果如表3。從實證結(jié)果來看，該地區(qū)農(nóng)村水利基礎設施對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的正向效應低于全國整體水平，此外由于西北地區(qū)資本基礎較為薄弱，近年來逐年增加的農(nóng)業(yè)資本投入正處于資本邊際效益遞增階段，同時西北地區(qū)地形復雜，地域廣袤，農(nóng)業(yè)勞動密集度較低，農(nóng)業(yè)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(shù)值均為正值。綜上所述，從全國范圍和六大經(jīng)濟區(qū)域的實證檢驗來看，農(nóng)村水利基礎設施對我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出有著正向效應，且呈現(xiàn)出各地區(qū)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(qū)和東北地區(qū)分列第三、四、五，西北地區(qū)最小。此外，實證檢驗還系統(tǒng)地證明了從長期來看農(nóng)村水利基礎設施對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長的重要作用。

四、結(jié)語

農(nóng)村水利基礎設施對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出有著顯著的正向效應，對全國以及六大經(jīng)濟區(qū)域的實證檢驗均驗證了農(nóng)村水利基礎設施對于農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長和農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展具有良好的解釋力。農(nóng)村水利基礎設施通過降低成災面積、保障農(nóng)業(yè)用水、提高農(nóng)業(yè)用水資源的生產(chǎn)配置效率這三條主要路徑綜合作用于農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，進而影響農(nóng)業(yè)發(fā)展。那么，各地區(qū)農(nóng)村水利基礎設施正向效應差異性特點的呈現(xiàn)，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(xiàn)效率，將會造成大量人力、物力、財力的浪費，不符合國家發(fā)展戰(zhàn)略的需要，這也是我國目前農(nóng)村水利基礎設施建設和管理當中切實存在的問題。從經(jīng)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(fā)利用，充分發(fā)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(jié)合、共同作用于農(nóng)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(xiàn)程度，實現(xiàn)全體系、全過程的政企結(jié)合。具體來說，市場或企業(yè)主要是在資金參股以及項目開發(fā)、運營管理中發(fā)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(xiàn)和提升。

政府在整個過程中主要起到引導與監(jiān)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(tǒng)，對參與企業(yè)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(xiàn)象的發(fā)生應實現(xiàn)監(jiān)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(xiàn)實問題，政府部門可以參考公務員或事業(yè)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(nóng)村水利基礎設施效率得以實現(xiàn)之后，方能起到惠農(nóng)、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(nóng)業(yè)發(fā)展而言，加強農(nóng)村水利基礎設施建設有助于農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增長，進而促進農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展，實現(xiàn)農(nóng)民的增收。根據(jù)2011年“一號文件”指示，全國必將大規(guī)模開展農(nóng)村水利基礎設施建設。我國不同經(jīng)濟區(qū)域農(nóng)村水利基礎設施建設存在差異，其他要素投入量對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的作用效應迥異。

一個不可否認的事實是，各地區(qū)間由于經(jīng)濟發(fā)展的差異性，各地方政府對農(nóng)村的各項投入差異顯著，持續(xù)擴大的收入差距已經(jīng)成為社會穩(wěn)定與經(jīng)濟發(fā)展的隱患，如果各地區(qū)不能把握好地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展的特征，將進一步拉大收入差距。因此，對不同經(jīng)濟區(qū)域農(nóng)村水利基礎設施投入必須區(qū)別對待以更好地整合資源。從實證檢驗的結(jié)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(qū)及黃河流域率先實現(xiàn)農(nóng)村水利現(xiàn)代化。二是中央財政與地方自治合力推進西南地區(qū)和東北地區(qū)農(nóng)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(qū)農(nóng)村水利基礎設施建設。與此同時，我國局部地區(qū)存在著旱澇交錯的情形，水利基礎設施的建設可以有效調(diào)節(jié)地表水量的變化，達到排澇抗旱之功效。