農田水利設施的糧食生產成本節約效應研究

李俊鵬 馮中朝 吳清華

內容提要：利用可變折舊率，估算了1991～2016年我國省際農田水利設施資本存量。借助超越對數成本函數，采用迭代三階段最小二乘法，實證分析了農田水利設施的糧食生產成本節約效應。研究發現：農田水利設施對糧食成本具有顯著的替代效應，且糧食主產區替代效應大于非主產區;農田水利設施通過對資本的互補效應和對勞動的替代效應推動農業技術變遷，且推動作用在作物與地區間呈現明顯差異;種植規模的差異導致農田水利設施與物質資料的彈性關系存在異質性。

關鍵詞：農田水利設施;糧食生產;成本節約效應

中圖分類號：F325.1 ? ?文獻標識碼：A ? ?文章編號：1003-7543（2019）06-0102-12

受“天花板效應”的影響，依靠價格提高來增加我國糧食種植收益的空間日益有限。在小規模經營將長期存在的背景下，采用抬高關稅等保護政策應對國內外價格“倒掛”亦不可持續。因此，通過降低糧食生產成本提高種植收益是保證我國口糧安全的有效途徑。農田水利設施能夠有效緩解水資源短缺對糧食生產的限制，并能通過改善生產條件影響要素投入結構及其生產效率[1]，因而研究農田水利設施的糧食生產成本節約效應對保障我國口糧安全意義重大。

一、相關文獻綜述

基礎設施的成本節約效應已得到學術界的普遍認同。Costa et al.， Lynde & Richmond，Nadiri & Mamuneas較早關注基礎設施對生產成本的影響，基于謝菲爾德引理，確立了用超越對數成本函數研究基礎設施成本節約效應的基本范式[2-4]。Mamatzakis與Teruel & Kuroda將該范式應用于農業領域，分別實證分析了希臘與菲律賓農業基礎設施的成本節約效應，并得到一致結論：農業基礎設施能有效降低農業生產成本，具體表現為對私人投入的替代效應和對要素投入結構的調整效應[5-6]。在此基礎上，Onofri & Fulginiti進一步將農業基礎設施的成本節約效應拓展到要素生產率的提高，即投入絕對量不變，但產出增加[7]。沿襲該范式，吳清華等證明農業基礎設施，尤其是灌溉設施具有明顯的成本節約效應[8];曾福生、李飛和朱晶、晉樂則證實農業基礎設施對糧食生產私人投入具有替代效應（規模效應），對資本替代勞動具有推動作用（結構效應）[9-10]。以上研究驗證了農業基礎設施的成本節約效應，為后續研究奠定了堅實的理論基礎，但尚存以下不足：第一，以上研究多是針對農業基礎設施這一總體概念，而農業基礎設施的具體種類較多，不同種類基礎設施作用差異較大，僅針對總體概念會因數據合并、加總導致信息的損失與失真，無法有效反映具體設施的成本節約效應。第二，由于數據缺失，部分研究采用相關指標作為具體農業基礎設施的代指變量，如用有效灌溉面積或旱澇保收面積替代農田水利設施，雖然替代變量與具體農業基礎設施高度相關，但其隨機誤差項無法滿足“白噪聲”假定，其描述精度有待商榷。第三，農業基礎設施的成本節約效應會因作用對象的個體與空間異質性而有所差異，以上研究未考慮農業基礎設施成本節約效應的作物與地區差異。第四，以上研究估算農業基礎設施資本存量時，折舊率均采用固定值，未考慮農業資本折舊速率的時間、空間和設施差異;且在較短的時期內，基期資本存量仍采用基期投資額除以某一比例確定，故農業基礎設施資本存量的估算結果存在較大誤差，難以準確衡量農業基礎設施供給的實際水平。

農田水利設施能夠改善水資源在時間與空間上的配置，降低旱澇災害的發生率及其負面影響。同時，作為一種資本，農田水利設施通過與其他要素之間的替代與互補關系，對糧食生產成本具有一定的調節作用。基于農田水利設施對我國糧食生產的深刻影響，本文重點研究農田水利設施對不同糧食功能區小麥、玉米和水稻生產成本的作用，以期從空間與個體異質性方面闡述農田水利設施成本節約效應的內在機制。

二、理論分析與模型構建

（一）理論分析

已有研究[7，9，10]指出：農業基礎設施一方面可以通過減少私人投入的絕對量或相對量（提高私人投入生產率）降低私人要素投入;另一方面可以通過加速相對充裕要素替代相對稀缺要素，優化要素投入結構，降低投入總量。農業基礎設施的成本節約效應則為兩種作用的加總，即總成本節約效應。

對于農田水利設施，因其自身特性、地區資源稟賦及糧食作物等方面的差異，其成本節約效應具體表現為兩方面：一方面，農田水利設施的修建，可以優化水資源的空間與時間配置，降低農業生產灌溉難度，減少因灌溉而過多投入的勞動、機械及物質資料，表現為對私人投入的替代。如圖1（a）所示，在產量不變的情況下（等產量線Q1），農田水利設施的修建（從W1到W3）促使私人投入由M1下降到M2。同時，農田水利設施可以改善農業生產環境，尤其是可以通過及時給排水從而減少旱、洪、澇等自然災害對農業生產的影響，提高生產要素的生產率，使生產前沿面外移，降低農業生產的絕對成本。另外，如圖1（a）所示，在私人投入不變的情況下（M1），農田水利設施供給的增加（從W1到W2）推動糧食產量由Q1提高到Q2，即降低糧食生產的相對成本。另一方面，農田水利設施可以通過土地整理、田壟破除等提高耕地平整程度，減少耕地細碎化，促進作物的連片種植，為誘致性技術變遷創造條件，加速當前農業生產中相對充裕要素（資本）替代相對稀缺要素（勞動），降低農業生產成本。如圖1（b）所示，L1、L2、L3為不同水平的勞動與農田水利設施投入組合無差異曲線，且L1>L2>L3。農田水利設施的修建（從W4到W5）促進勞動投入水平由e降到g，機械投入水平則由h提高到i。總體而言，農田水利設施的成本節約效應表現為對私人投入的替代和對要素投入結構的調整。

我國幅員遼闊，不同糧食功能區稟賦條件（如耕地地形、水資源狀況等）差異顯著，農田水利設施的糧食生產成本節約效應的地區差異明顯。一方面，糧食主產區灌溉水源的短缺會嚴重制約糧食生產。水利設施的供給極大提高了水資源在時間與空間上的配置效率，減少了糧食主產區因灌溉而產生的私人投入。對于糧食非主產區①，糧食種植規模較小，灌溉成本較主產區低，可以預測，農田水利設施對灌溉成本的節約效應表現為主產區大于非主產區。另一方面，糧食主產區地形平整，地塊規模較大，糧食種植成本易實現規模效應，相較于耕地細碎化嚴重的非主產區，單位面積生產成本更低。從這一角度而言，農田水利設施對糧食非主產區私人投入的替代作用的邊際效應更大。因此，糧食功能區農田水利設施對糧食生產私人投入的替代效應為以上兩種作用的疊加，最終效果取決于二者之間的強弱。

當前，我國糧食生產正經歷以資本（農業機械等）替代勞動的技術變遷。由于不同糧食作物的生物性狀、適宜環境、種植農藝不同，其技術變遷效率差異明顯。根據生產實際和已有研究，糧食作物的機械化難度按小麥、水稻、玉米的次序依次升高。可以預見，在整體層面，農田水利設施對三種作物資本投入的互補效應由高到低依次為小麥、水稻、玉米。因玉米機械化難度最大，在資本引入過程中仍需大量勞動投入，因此預測農田水利設施對玉米勞動投入的替代效應最小。由于糧食非主產區地形復雜，耕地細碎化嚴重，機械化水平較低，農田水利建設能夠提高耕地平整度，擴大單塊耕地規模，且因糧食主產區部分省份機械化水平已經較高，農田水利設施的作用空間有限，農田水利設施對糧食非主產區資本的互補效應較主產區要大。

基于以上理論分析，本文在估算相關指標和構建實證模型的基礎上，通過實證分析驗證以上推論。

（二）實證模型構建

參照已有研究，本文選擇成本函數實證檢驗相關推論，原因如下：本文重點考察農田水利設施在糧食生產中的成本節約效應，成本函數更為符合微觀生產主體追求成本最小化的假設;投入要素價格相對外生，有利于避免內生性問題;成本函數與要素份額函數的聯合估計，可以規避生產函數因“待估系數膨脹”導致的內生性問題。

相較于C-D函數與CES函數，超越對數成本函數含義更加廣泛、形式更加包容，對反映要素之間的相對關系（替代或互補）具有一定優勢，故本文采用超越對數形式的成本函數，其形式如下：

lnC=α0+αQlnQ+■α■lnPi+βAlnA+■αGhlnGh+αTT+■γQQ（lnQ）2+■■γ■lnPilnPj+■θ■AlnPilnA+■■θ■lnPilnGh+■θAA（lnA）2+■θ■lnAlnGh+■■θ■lnGhlnGm+■δ■lnQlnPi+δQAlnQlnA+■δ■lnQlnGh+μQT（lnQ）T+■μ■（lnpi）T+βAT（lnA）T+β■（lnGh）T+■βTTT2（1）

式中，C為糧食作物單位面積生產成本;P為生產要素價格，i=j=1，2，3，P1、P2、P3分別表示資本價格、勞動價格和物質資料價格;G為單位面積具體基礎設施資本存量，h=m=1，2，3，G1、G2、G3分別表示單位面積水利設施資本存量、單位面積電力設施資本存量、單位面積道路設施資本存量。Q為糧食作物單位面積產量;A為糧食作物播種面積;T為時間變量。

根據謝菲爾德引理，由式（1）可以推導出私人投入最小化份額為：

Si=■=α■+■γ■lnpj+θ■AlnA+■θ■lnGh+δ■lnQ+μ■T，i=1，2，3（2）

式中，Si為總成本中資本、勞動和物質資料成本所占份額。

為保證式（1）滿足單調性、凸性條件，要素價格需滿足以下一階齊次條件：

■α■=1，■μ■=■θ■=■θ■=■δ■=■γ■=0，i=j=1，2，3（3）

利用式（1）和（2），可估計相應系數以分析具體農業基礎設施的成本節約效應，具體如下：

第一，農業基礎設施對私人投入的節約效應。對式（1）求關于具體農業基礎設施的導數，可以得到其對糧食作物的成本彈性，形式如下：

η■=■=α■+β■T+■θ■lnpi+δ■lnQ+θ■lnA+■θ■lnGm（4）

成本彈性η■為農業基礎設施h的影子價格，若η■<0，表明農業基礎設施h的供給降低了糧食作物的私人投入;反之，則表明具體基礎設施h的供給未降低糧食生產的私人投入。

第二，農業基礎設施對要素投入結構的調整效應。農業基礎設施的改善可促進相對充裕要素替代相對稀缺要素，優化糧食生產的要素投入結構，該效應體現為糧食生產要素份額對農業基礎設施的需求彈性，具體如下：

η■=■=■（5）

若η■<0，表明農業基礎設施h的供給減少了要素i的投入;若η■>0，表明農業基礎設施h 的投入增加了要素i的投入;若η■=0，表明農業基礎設施h具有技術中性。需要說明的是，以此衡量農業基礎設施對具體要素投入的影響仍有偏頗，一種極端情況是：雖然η■<0，但η■>0，可能實際增加了要素i的投入，因此需要進一步估算農業基礎設施的總成本效應。

第三，農業基礎設施的總成本效應。為克服單一效應的偏頗，將以上兩種效應加總即可得到農業基礎設施h的總成本效應。具體如下：

η■=■+η■，i=1，2，3（6）

若η>0，則農業基礎設施h的供給增加了要素i的投入;若η<0，則農業基礎設施h的供給減少了要素i的投入，具有成本節約效應。

三、變量選定

（一）因變量

為深入分析農田水利設施對具體糧食作物生產成本的節約效應，本研究選擇小麥、玉米與水稻畝均生產成本（含勞動成本、機械費用、物質資料費用）作為超越對數成本函數的因變量。

（二）核心自變量

為考察農田水利設施的糧食生產成本節約效應，選擇省級農田水利設施作為核心自變量。相較于貨幣指標與實物指標，存量指標避免了價值加總、價格平減和度量標準不同導致的度量誤差，能更準確地反映相關要素的實際投入。且相較于實物指標，存量指標包含的信息量更廣，故本文采用存量指標描述農田水利設施，并根據研究所需，將其轉化為畝均形式。

因形式簡單、計算方便、數據屬性要求寬松等優勢，永續盤存法（Perpetual Inventory Method，PIM）被廣泛用于資本存量的估算，故本文采用該法估算各省份農田水利設施資本存量，其公式如下：

Kit=Ki（t-1）（1-δit）+Iit（7）

式中，Ki（t-1）、Kit分別為省份i在時期t-1和t 的農田水利設施資本存量，δit為省份i在時期 t的資本折舊率，Iit為省份i在時期t的農田水利建設投資流量。其中基期存量和投資流量均按相應年份價格指數折算。

由式（7）知，永續盤存法的關鍵指標包括：基期存量、資本折舊率、當期投資流量以及價格指數。參照前人研究，本文對以上指標加以選取、改進與確定，具體如下：

1.基期存量。估算時段越長，基期存量對近期存量影響越小，故諸多研究采用基期投資額除以某個百分比的方式確定基期資本存量[11]。因各省份農田水利投資數據時間跨度（1991～2016年）較短，故該方法不適用。參照金戈的思路[11]，本文先估算1952～2016年全國農田水利設施資本存量，然后以基期年（1991年）各省份農田水利建設投資占全國比重作為權重，加權獲得各省份基期農田水利設施資本存量。

2.折舊率。不同基礎設施在不同時間與省份的折舊速率明顯不同，以往研究采用固定折舊率估算的存量結果因存在較大誤差，偏離了資本存量的真實值。參照余泳澤的研究[12]，本文以《企業財務通則》和《企業會計準則》的實施年份（1992年）為界，對農田水利設施中“建筑”、“設施”和“其他”三類具體設施的使用年限作不同設置，利用余額折舊法分別估算以上三類設施的折舊率。在此基礎上分別估算三類設施的資本存量，以三類設施資本存量在第一、二時間段（以1992年為界）各自比重的平均值①作為權重，加權獲得全國與各省份農田水利設施總折舊率。該方法兼顧了農田水利設施折舊率在設施種類、時間與空間上的變動，能更為準確地估算農田水利設施資本存量。

3.當期投資流量。《中國水利統計年鑒》公布了各省份包含防洪、灌溉、除澇、供水、水電、水保及生態、機構能力建設、前期工作及其他用途的分項水利投資完成額數據，考慮到農田水利設施在農業生產中的作用主要為灌溉與除澇，本文選取灌溉與除澇投資完成額之和作為各省份農田水利建設投資流量數據，并采用相應價格指數平減。

4.價格指數。為消除價格影響，本文采用固定資產投資價格指數平減農田水利建設投資流量數據。統計資料僅公布了1991年之后的固定資產投資價格指數，由于全國層面農田水利設施存量的估算時間跨度為1952～2016年，需補齊缺失年份的價格指數。補齊方法如下：

PIit=■（8）

式中PIit為省份i在時期t的固定資產投資價格指數（1952=1）;capitalit、 capitali1952分別為省份i在時期t和1952年的固定資本形成總額（當年價）;indexit為省份i在時期t投資隱含平減指數（1952=1）。

5.統計口徑與數據調整。本文選擇《中國水利統計年鑒》投資用途分項中的“灌溉”與“除澇”投資之和作為農田水利建設投資流量，但該數據未包括“小型農田水利建設投資”（以下簡稱“小農水”）。鑒于“小農水”對農業生產的重要性，以及為盡可能貼近農田水利建設實際，本文在“灌溉”與“除澇”投資數據基礎上，加入各省份2009～2016年“小型農田水利建設投資”。需要說明的是，該投資周期為3年，故本文以周期內平均投資作為各省份每年該項投資額。同時，人民群眾的“投勞投資”極大地推動了農田水利建設，而已有公開資料均未統計該項數據，考慮數據可得性，本文參照方文全、張勛的研究[13]，謹慎地以原始投資數據的10%計入投資流量數據。此外，考慮到基礎設施投資與實際效用發揮的差異，本文采用各省份糧食產值與農林牧漁總產值的比值構建農田水利設施利用率指標，使農田水利設施資本存量估算結果更貼近糧食生產實際。

基于以上指標的改進與確定，本文估算了1991～2016年各省份農田水利設施資本存量。作為對比，本文同時給出了分別以1991年與2016年為基期年的資本存量（見表1，下頁）。

（三）控制變量

本文選取農村電力設施、道路設施、資本價格、勞動價格、物質資料價格、單位面積產量、播種面積作為控制變量。其中，農村電力設施、道路設施投資量與存量數據均不可得，本文分別采用具體作物播種面積比重加權后的畝均形式的農村用電量和各省份公路里程（含高速公路、等級公路和等外公路）表示;資本價格、物質資料價格分別采用機械化農具生產價格指數與生產資料價格指數表示;勞動價格采用畝均糧食用工成本與畝均用工數量之比表示;單位面積產量采用三種糧食作物畝均產量形式。以上指標除單位面積產量、播種面積外，均采用相應價格指數平減（1991=1）。

三種糧食作物的畝均生產成本數據來源于1992～2017年《全國農產品成本收益資料匯編》，農村電力設施和道路設施替代指標數據、價格指數、播種面積及單位面積產量數據均來源于國家統計局數據庫，農田水利設施資本存量估算所需數據來源于1992～2017年《中國水利統計年鑒》。個別缺失數據來源于各省份統計年鑒。以上變量描述性統計如表2（下頁）所示。

四、實證結果分析

（一）整體回歸結果分析

本文基于理論模型，利用所選數據，實證分析農田水利設施在糧食生產中的成本節約效應。由于所選指標較多，且超越對數成本函數因引入較多交叉項極易產生共線性問題，本文將總成本函數（式（1））、物質資料支出份額方程（式（2）物質資料投入形式）與勞動支出份額方程（式（2）勞動投入形式）聯立，采用迭代三階段最小二乘法（I3SLS）進行回歸分析。

考慮到北京、天津、上海的農業比重較低，而農業現代化水平顯著高于其他地區，屬于奇異樣本，故本文同時對不包含以上地區的樣本進行分析，作為對實證結果的驗證和補充。表3（下頁）同時列出了全樣本與剔除北京、天津、上海后的樣本分析結果。對比兩組樣本分析結果，各系數方向與顯著程度較為一致，說明本文回歸結果較為穩健。具體來看，農田水利設施資本存量、相應交叉項的系數（如α■、θ■、θA■等）多顯著異于0，表明農田水利設施的供給能夠顯著影響糧食作物畝均生產成本。雖然小麥、水稻的農田水利設施回歸系數（α■）顯著為負，但因交叉項的引入，其對生產成本的最終影響的判定需基于相關變量回歸系數的加總，下文將詳細給出。

（二）農田水利設施成本節約效應分析

基于以上結果，利用式（2）～（5）可實證分析農田水利設施對私人投入的替代效應和對要素投入結構的調節效應。為檢驗農田水利設施成本節約效應的作物與地區差異性，本文分別分析了糧食主產區和非主產區小麥、玉米、水稻三種主要糧食作物的成本節約情況。根據已有研究，對糧食主產區和非主產區進行劃分（見表4）。

1.私人投入替代效應

表5（下頁）報告了全國、糧食主產區和非主產區農田水利設施的糧食生產成本彈性。全國層面，由結果（1）、（2）知，農田水利設施對小麥、玉米和水稻私人投入均表現出替代效應。原因在于，當前糧食生產成本，尤其是人工成本較高，農田水利設施改善了土地平整度、地力等生產條件，減少了小麥、玉米與水稻的生產投入。地區層面，農田水利設施對小麥、玉米和水稻私人投入的替代效應均表現為主產區大于非主產區。如理論分析部分指出，農田水利設施對灌溉成本的節約作用大于對種植條件的改善作用，具體為：農田水利設施的建設，提高了糧食主產區水資源的配置效率，緩解了水資源短缺對糧食生產的制約，極大降低了糧食種植中因灌溉產生的成本。

2.要素投入結構調整效應

利用式（4）可以估計出農田水利設施對具體投入要素的彈性，以反映其要素投入結構調整效應，具體結果如表6（下頁）所示。

就全國層面而言，農田水利設施對小麥、玉米、水稻的勞動投入具有替代效應，且由于機械化難度大，玉米種植中勞動投入較多，農田水利設施對玉米勞動投入的替代效應最小。同時，農田水利設施對三種作物資本投入具有互補效應，且由于不同作物機械化難度不同，互補效應呈現小麥>水稻>玉米。對比農田水利設施對勞動與資本的作用可知，農田水利設施加速了糧食生產中以資本替代勞動為主的技術變遷。以上證實了理論分析部分的相應推斷。同時，農田水利設施對玉米、水稻物質資料表現為替代效應，對小麥物質資料則表現出互補效應，這并不是說農田水利設施對小麥物質資料不具備節約效應，而是小麥種植多連片，規模較大，此時的節約效應表現為物質資料生產率的提高。

就地區層面而言，農田水利設施對不同糧食作物要素投入結構的調整效應存在明顯差異。

就小麥而言，非主產區耕地坡度與細碎程度較高，以農業機械為代表的農業資本較難引入。農田水利設施通過改善種植條件與環境，降低引入難度，促進了資本的投入，具體表現為對資本投入的互補作用。且由于非主產區勞動投入更高，農田水利設施對勞動者的替代邊際效應更強，因而農田水利設施對非主產區勞動的替代作用大于主產區。對比兩地區勞動與資本彈性的大小可知，農田水利設施加速了小麥生產中資本對勞動的替代。此外，農田水利設施與兩地區小麥物質資料的彈性關系印證了前文的判斷：種植規模導致農田水利設施對物質資料的節約方式有所差異，主產區以提高單位物質資料產出為主，非主產區則以降低物質資料投入絕對量為主[14]。

就玉米而言，受自身生物特征影響，其機械化難度較大，較多的勞動投入仍不可或缺，故農田水利設施在主產區對勞動的替代作用最小。疊加地形因素后，非主產區玉米種植機械化難度更大，勞動需求更多，故農田水利設施對該地區勞動表現為互補效應。由于農田水利設施的修建提高了耕地的平整與連片程度，為農業機械的引入創造了條件，因而對主產區和非主產區的資本同時表現為互補效應。此外，與小麥相同，受單片種植規模的影響，農田水利設施對非主產區玉米物質資料投入的替代效應大于主產區。

就水稻而言，受地形條件限制，非主產區水稻勞動需求更大，農田水利設施對非主產區勞動投入表現為互補效應。同時，農田水利設施改善了非主產區水稻的種植條件，促進了農機的引入，故農田水利設施對兩地區資本投入均表現出互補效應。此外，由于主產區單塊種植規模更大，農田水利設施對非主產區物資資料投入的替代效應大于主產區。

整體而言，如理論分析指出，由于農田水利設施對非主產區資本投入的邊際效應更大，農田水利設施對非主產區小麥和水稻資本投入的互補效應大于主產區。疊加地形因素后，非主產區機械化難度加大，故農田水利設施對非主產區玉米資本投入的互補效應小于主產區。

3.總成本效應

借助式（5），進一步估計農田水利設施的總成本效應，以全面分析其成本節約效應。如表7所示，就全國層面而言，農田水利設施能夠降低小麥、玉米、水稻種植中的勞動投入，促進資本要素的投入，推動我國糧食生產技術朝資本替代勞動的方向加速變遷。此外，種植規模導致三種作物物質資料節約方式不同：小麥以提高物質資料生產率為主;玉米、水稻以降低物質資料投入絕對量為主。

就地區層面而言，由于表（7）結果與表（6）結果彈性方向基本一致，可在前文分析的基礎上對農田水利設施總成本效應得出最終判斷。第一，兩地區小麥單塊種植規模不同，物質資料的節約方式也不同，主產區以提高物質資料生產率為主，非主產區則以降低物質資料投入絕對量為主，故農田水利設施對兩地區物質資料的彈性方向存在差異，這也可以從玉米與水稻的物質資料彈性得到驗證。第二，由于玉米機械化難度大，農田水利設施對非主產區玉米的勞動投入表現出互補效應。至此，本文理論分析部分的推斷全部得證。

4.時間趨勢分析

本文亦從時間維度進一步分析全國層面農田水利設施的總成本效應（見表8，下頁）。總體來看，農田水利設施在各個時期均表現出對資本替代勞動的促進作用，但促進作用呈現隨時間下降的趨勢。具體而言，農田水利設施對小麥、水稻勞動投入的替代效應隨時間逐漸增大，對資本的互補效應隨時間先增后減;農田水利設施對玉米勞動的替代效應和對資本的互補效應均隨時間先增后減。這一方面是由于并行推進的農業機械化和其他配套設施的建設縮小了農田水利設施的作用空間，更重要的原因是目前農田水利設施建設多以“量”為主，投入保障機制和日常管護機制等尚不健全，農田水利設施效用低下，與當前實際需求尚有差距[15]。此外，農田水利設施改善了耕地平整程度、連片程度等農業生產條件，糧食作物的單片種植規模有所增大，農田水利設施對三種糧食作物物質資料逐漸表現出互補效應。其中，農田水利設施對小麥物質資料的互補效應最大，再次證明了小麥多連片種植，單塊地塊規模較大，物質資料節約方式以提高單位物質資料產出為主。

五、研究結論與政策建議

本文研究發現：第一，農田水利設施對私人投入具有顯著的替代效應，且總體上主產區大于非主產區。第二，在農業勞動稀缺的背景下，農田水利設施對糧食生產中資本替代勞動具有促進作用，但促進作用在作物與地區間差異明顯。此外，受種植規模影響，農田水利設施對不同地區、不同作物的物質資料節約方式表現出異質性：對單片種植規模較大的作物和地區，以提高物質資料生產率為主;對其他地區和作物則以降低物質資料投入絕對量為主。第三，進一步估算總成本效應發現，農田水利設施在全國與地區層面亦表現出對資本替代勞動的促進作用。在時間維度上，這種促進作用呈現先升后降的趨勢。此外，農田水利設施與三種作物物質資料的彈性關系逐漸表現為互補效應，證明農田水利設施改善了糧食種植條件。

基于我國糧食生產與農田水利建設狀況，結合研究結論，本文提出如下政策建議：

第一，因地制宜，繼續加強農田水利設施建設。當前，灌溉水資源空間與時間上分配不均衡嚴重制約了我國糧食生產，農田水利設施的供給能夠有效改善灌溉用水的時空配置效率，故各級政府應當通過優化資本投入機制，繼續加強農田水利設施建設。考慮到地區稟賦條件和糧食種植結構對農田水利設施成本節約效應的影響，農田水利設施建設應當充分考慮地區水資源充裕情況、耕地地形和糧食作物種植結構，增強建設的精確度和適用性。

第二，明確管護責任，加強農田水利設施管護。推行建設與管護并重的農田水利設施利用和運作模式是優化投資效率、提高農田水利設施作用效果的必然途徑。為解決當前重建輕管、設施折舊快、效用低下等問題，必須加強農田水利設施管護。當地政府可通過逐層簽訂管理與維護目標責任制的方式明確管護責任。此外，還應積極發揮民間組織在農田水利設施管護中的作用，形成有效的用水協會管護、農業合作者管護和農業企業管護等模式。

第三，改善投資結構，提高用水效率。在水資源總量難以增加的情況下，提高灌溉用水利用效率是緩解水資源短缺的有效途徑。我國應優化農田水利建設投資結構，改進建設內容，增加節水和高效用水設備與設施的投資份額與建設規模。同時，加強末級輸水渠道，如斗渠和毛渠的建設。此外，地區間、田塊間的投資應實現相互協同，一方面可以避免重復投資，另一方面可以充分利用農田水利設施的溢出效應，放大其正的外部性。

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Study on the Cost Saving Effect of Farmland Water Conservancy Facilities on Grain Production

LI Jun-peng ?FENG Zhong-chao ?WU Qing-hua

Abstract： After estimating the capital stock of farmland water conservancy facilities at the provincial level in China from 1991 to 2016 by using variable depreciation rate， we use transcendental logarithmic cost function and I3SLS， empirically analyze the cost-saving effect of farmland water conservancy facilities on grain production. The results show that： Farmland water conservancy facilities have a significant substitution effect on grain production cost， and effect on main grain-producing areas is greater than the rest areas generally. Farmland water conservancy facilities promote the change of agricultural technology through the complementary effect of capital and the substitution effect of labor， and the promotion effect is obviously different between crops and regions. Because of the different planting scale， the elastic relationship between the farmland water conservancy facilities and the material data is also different.

Key words： public products; grain production; cost saving effect