技術(shù)進步與效率追趕對農(nóng)業(yè)用水效率的空間效應(yīng)研究

馬劍鋒　王慧敏　佟金萍

摘要本文基于2007—2015年中國省際面板數(shù)據(jù)，運用全局DEA方法測算了全要素農(nóng)業(yè)用水效率，并利用GlobalMalmquist指數(shù)法分解得到各省技術(shù)進步指數(shù)和效率追趕指數(shù)；分別在地理鄰接、地理距離和地理經(jīng)濟距離嵌套三種空間權(quán)重矩陣下運用空間面板Durbin模型估計技術(shù)進步、效率追趕對農(nóng)業(yè)用水效率的空間效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：技術(shù)進步和效率追趕均對本省農(nóng)業(yè)用水效率有顯著的提升作用，且前者對提升農(nóng)業(yè)用水效率的促進作用更大；技術(shù)創(chuàng)新的外部性使得其他地區(qū)的技術(shù)進步對本省農(nóng)業(yè)用水效率存在顯著的正向空間溢出效應(yīng)，而且溢出效應(yīng)并不僅僅發(fā)生在鄰接省份之間，地理因素對于溢出效應(yīng)發(fā)揮的作用要比經(jīng)濟因素的作用大；其他地區(qū)的效率追趕行為對本省農(nóng)業(yè)用水效率的空間溢出效應(yīng)并不顯著。區(qū)域?qū)用娴膶嵶C結(jié)果表明：在東部地區(qū)，其他省份的技術(shù)進步對本省的空間溢出效應(yīng)顯著為正，而效率追趕引發(fā)的競爭沖擊則會對本省農(nóng)業(yè)用水效率產(chǎn)生顯著為負的空間溢出效應(yīng)；在中部地區(qū)，技術(shù)進步在地理距離鄰近的溢出模式下能產(chǎn)生顯著為正的空間效應(yīng)，其他省份的效率追趕行為對農(nóng)業(yè)用水效率的空間溢出效應(yīng)則不顯著；在西部地區(qū)，在鄰近地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展水平相似的情況下，其他省份技術(shù)進步會對本省農(nóng)業(yè)用水效率產(chǎn)生顯著的正向空間溢出效應(yīng)，效率追趕的間接效應(yīng)則不顯著。這意味著，要想全面、長期地提高農(nóng)業(yè)用水效率，應(yīng)加強農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、農(nóng)業(yè)節(jié)水的科技支撐，加大節(jié)水灌溉等農(nóng)田水利設(shè)施的投入；推進地區(qū)之間農(nóng)業(yè)技術(shù)交流和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的相互協(xié)作；在農(nóng)業(yè)技術(shù)交流和生產(chǎn)協(xié)作過程中，應(yīng)采取因地制宜、多樣化的交流和協(xié)作模式，充分優(yōu)化技術(shù)的擴散途徑；鄰近地區(qū)應(yīng)適當(dāng)差異化發(fā)展，避免過度競爭帶來的效率損失。

關(guān)鍵詞技術(shù)進步；效率追趕；農(nóng)業(yè)用水效率；空間面板Durbin模型

中圖分類號F062.1

文獻標識碼A文章編號1002-2104（2018）07-0036-10DOI：10.12062/cpre.20171215

隨著中國經(jīng)濟的快速發(fā)展，水資源短缺已成為制約中國可持續(xù)發(fā)展的重要瓶頸之一；農(nóng)業(yè)作為戰(zhàn)略基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)一直是中國第一用水大戶，解決好農(nóng)業(yè)部門高耗水、用水效率低下的問題無疑是緩解中國水資源短缺瓶頸的關(guān)鍵。為此，2017年中央一號文件強調(diào)“把農(nóng)業(yè)節(jié)水作為方向性、戰(zhàn)略性大事來抓”。農(nóng)業(yè)節(jié)水作為一項戰(zhàn)略性工作是解決農(nóng)業(yè)水短缺、提高農(nóng)業(yè)用水效率的有效途徑。通過農(nóng)業(yè)節(jié)水提高農(nóng)業(yè)用水效率需要一整套農(nóng)業(yè)節(jié)水政策體系的保障，同時也需要農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和應(yīng)用來發(fā)揮長期促進作用，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)高效增長和可持續(xù)發(fā)展。學(xué)界通常用全要素生產(chǎn)率（Total Factor Productivity，TFP）變動來考察經(jīng)濟增長情況，相比單要素生產(chǎn)率（如勞動生產(chǎn)率、能源生產(chǎn)率、水資源生產(chǎn)率等），全要素生產(chǎn)率考慮了各種投入要素對經(jīng)濟增長的貢獻，從而能夠更加真實客觀地衡量一個經(jīng)濟系統(tǒng)的宏觀綜合經(jīng)濟效益[1]。由于TFP增長衡量的是產(chǎn)出增長率超出所有要素加權(quán)綜合投入的剩余部分，因此TFP增長又經(jīng)常被視為技術(shù)進步（廣義）的指標。Aigne等[2]進一步將TFP分解為前沿技術(shù)進步（狹義）和技術(shù)效率。前沿技術(shù)進步表征的是既定生產(chǎn)要素投入下生產(chǎn)前沿面的移動，在要素投入不變的情況下，技術(shù)創(chuàng)新才能推動生產(chǎn)前沿面移動，體現(xiàn)了技術(shù)進步效應(yīng)；技術(shù)效率表示既定生產(chǎn)函數(shù)下實際產(chǎn)出與生產(chǎn)前沿的距離，差距越小越接近生產(chǎn)前沿面上的技術(shù)有效狀態(tài)，當(dāng)某個決策單元產(chǎn)出增加向前沿面靠近時，體現(xiàn)了效率改善即效率追趕效應(yīng)。那么，農(nóng)業(yè)用水效率提高的原因是技術(shù)創(chuàng)新還是效率追趕？哪種方式對促進農(nóng)業(yè)用水效率更為有效，這是本文關(guān)注的問題之一。外部性是技術(shù)的一個重要特征，技術(shù)產(chǎn)生空間溢出的原因在于技術(shù)容易被周邊地區(qū)模仿而使得技術(shù)創(chuàng)新的收益以空間溢出的形式流向了其他地區(qū)。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域，鄰近地區(qū)在氣候、地形、土壤等自然因素方面的相似性使得農(nóng)業(yè)技術(shù)易于產(chǎn)生空間溢出[3]。那么，農(nóng)業(yè)技術(shù)空間溢出促進其他地區(qū)農(nóng)業(yè)用水效率提高了嗎？這是有待回答的另一個問題。本文基于全要素生產(chǎn)框架測算農(nóng)業(yè)用水效率，考察技術(shù)進步和效率追趕對農(nóng)業(yè)用水效率的空間效應(yīng)，從而為開展戰(zhàn)略性農(nóng)業(yè)節(jié)水工作提供經(jīng)驗證據(jù)。

1文獻綜述

對于用水效率的測度，學(xué)界主要圍繞單要素用水效率和全要素用水效率兩種分析框架展開研究。前者在早期文獻中應(yīng)用較廣，但存在忽略其它生產(chǎn)要素貢獻的爭議；全要素生產(chǎn)分析框架考慮了所有投入要素在生產(chǎn)中的貢獻，能全面、客觀地反映生產(chǎn)效益。Hu等[4]在全要素生產(chǎn)框架下以“目標用水量與實際用水量之比”定義了全要素用水效率，較好地彌補了單要素用水效率的缺陷，在近年用水效率研究中得到了較為廣泛的應(yīng)用。全要素用水效率測度主要采用兩種方法：隨機前沿函數(shù)（SFA）和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）?，F(xiàn)有文獻基于SFA方法測度農(nóng)業(yè)用水效率主要從兩個層面展開研究：一是基于農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)測算灌溉用水效率[5-8]；二是基于省際數(shù)據(jù)測算各省農(nóng)業(yè)用水效率[9-10]。DEA方法作為測度效率的常用方法之一，由于不需要預(yù)先設(shè)定函數(shù)形式和估計參數(shù)，能避免主觀因素的影響，這一特性使得DEA在效率測度方面得到了廣泛應(yīng)用。目前DEA方法多運用于測算全行業(yè)整體的用水效率[4，11-14]，運用DEA方法測算全要素農(nóng)業(yè)用水效率的研究則相對較少，楊騫[15]采用方向性距離函數(shù)DEA模型測算了考慮污染排放的農(nóng)業(yè)水資源效率；陳洪斌[16]運用三階段DEA模型測算了31個省市的農(nóng)業(yè)用水效率。

在農(nóng)業(yè)用水效率的影響因素方面，不同層面的研究在選取影響因素時有所不同?；谵r(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)的研究，較多關(guān)注微觀層面的因素，如農(nóng)戶特征、灌溉方式以及農(nóng)戶種植經(jīng)營等方面的因素[6，8]；基于省際面板數(shù)據(jù)的研究，主要考察宏觀層面的因素對農(nóng)業(yè)用水效率的影響，已有文獻中常引入的因素包括農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、水資源豐裕程度、水資源稟賦結(jié)構(gòu)、水利設(shè)施建設(shè)、氣候環(huán)境、農(nóng)村人口素質(zhì)等[10，15-16]?？萍际堑谝簧a(chǎn)力，技術(shù)創(chuàng)新是促進生產(chǎn)效率提高的源泉，那么技術(shù)進步作為重要影響因素之一是否提高了用水效率？少數(shù)學(xué)者嘗試研究了這一問題；馬海良等[12]通過Malmquist指數(shù)方法分解出技術(shù)效率和技術(shù)進步，并考察了兩者對水資源利用效率的影響效應(yīng)。佟金萍等[17]分析了技術(shù)效率和技術(shù)進步對單要素農(nóng)業(yè)用水效率的影響，發(fā)現(xiàn)技術(shù)進步和技術(shù)效率均對農(nóng)業(yè)用水效率提高起到了顯著的促進作用。近年來隨著空間計量方法的興起，少數(shù)文獻基于空間經(jīng)濟學(xué)視角研究了用水效率的空間效應(yīng)問題[13，18]，主要探討了用水效率的空間溢出效應(yīng)和影響因素對用水效率的空間溢出效應(yīng)。

上述文獻對用水效率展開了具有廣度和深度的研究，但仍存在著以下兩點不足：第一，現(xiàn)有研究在運用SFA方法或者DEA方法測算農(nóng)業(yè)用水效率時，大多利用決策單元某一期的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)構(gòu)造當(dāng)期的生產(chǎn)前沿面，當(dāng)這種做法應(yīng)用于面板數(shù)據(jù)時，所測算得到的效率值缺乏不同時期之間的可比性；同理，傳統(tǒng)DEA框架下通過Malmquist指數(shù)方法分解得到的技術(shù)進步指數(shù)和效率追趕指數(shù)也不具備傳遞性，難以獲得兩者的累積指數(shù)。第二，鮮有文獻以技術(shù)進步和效率追趕對農(nóng)業(yè)用水效率的空間效應(yīng)為研究對象。已有文獻在衡量技術(shù)進步和效率追趕對用水效率的影響時，往往假定本地區(qū)用水效率變動僅受到本地技術(shù)進步和效率追趕的影響，忽略了兩者的空間溢出效應(yīng)，容易導(dǎo)致估計偏誤。

本文針對上述兩點不足作如下兩方面的改進：第一，基于全局基準技術(shù)，運用全局DEA方法測算各省區(qū)的全要素農(nóng)業(yè)用水效率，進一步利用GlobalMalmquist指數(shù)方法分解得到技術(shù)進步指數(shù)和效率追趕指數(shù)；第二，基于空間經(jīng)濟學(xué)視角，構(gòu)建技術(shù)進步因素、效率追趕因素與農(nóng)業(yè)用水效率的空間計量模型，考察這兩種因素對農(nóng)業(yè)用水效率的空間效應(yīng)。

2農(nóng)業(yè)用水效率測度與GM指數(shù)分解

2.1基于全局DEA的農(nóng)業(yè)用水效率測度方法

2.1.1全局DEA方法

在生產(chǎn)時期t（t=1，…，T），假設(shè)有K個決策單元（DMUtj，j=1，…，K），每個決策單元有N種要素投入和M種產(chǎn)出，xt、yt分別表示投入向量和產(chǎn)出向量，且滿足xt=（xt1，xt2，…xtN）∈RN+，yt=（yt1，yt2，…ytM）∈RM+。以Pt定義決策單元某個時期的生產(chǎn)可能性集合，傳統(tǒng)DEA生產(chǎn)技術(shù)被定義為：

Pt=（xt，yt ）：∑Kj=1λtj ytj，m）≥ytj，m，m=1，…，M；

∑Kj=1λtjxtj，n≤xtj，n，n=1，…，N；λtj≥0 （1）

式中，λ=（λt1，λt2，…λtK）為評價技術(shù)效率時的K維權(quán)重向量。式（1）表示傳統(tǒng)DEA技術(shù)測算決策單元生產(chǎn)效率時，僅對應(yīng)當(dāng)期的生產(chǎn)技術(shù)集Pt；傳統(tǒng)DEA技術(shù)以各期生產(chǎn)技術(shù)集構(gòu)造的生產(chǎn)前沿面之間是相互獨立且不具可比性。為克服傳統(tǒng)DEA方法的這一缺陷，Pastor和Lovell[19]提出了的基于全局基準技術(shù)（Global Benchmark Technology）的前沿面構(gòu)造方法，該方法以所有時期的投入產(chǎn)出作為共同的生產(chǎn)技術(shù)參考集，確定一個共同的全局生產(chǎn)前沿面，并依據(jù)共同前沿面測算不同決策單元各期的效率結(jié)果。以PG表示全局生產(chǎn)技術(shù)集，Pt表示各期生產(chǎn)技術(shù)集，那么全局生產(chǎn)技術(shù)集構(gòu)造如下：

PG=∪Tt=1Pt= P1 ∪P2∪…∪PT（2）

以式（2）的全局生產(chǎn)技術(shù)集PG為參照測算得到的效率值，具有不同時期之間的可比性，有效解決了傳統(tǒng)DEA效率值缺乏可比性的缺陷。

2.1.2全要素農(nóng)業(yè)用水效率

學(xué)界對農(nóng)業(yè)用水效率的定義存在一定差異，本文主要借鑒Hu等[4]對全要素用水效率的定義：目標用水量與實際用水量之比，根據(jù)這一思路來測算全局DEA框架下的農(nóng)業(yè)用水效率，具體如式（3）。其中，GWEtj和θtj分別表示地區(qū)j在時期t的全要素農(nóng)業(yè)用水效率和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率；PAWtj、AAWtj和stj，w分別表示地區(qū)j在時期t的目標農(nóng)業(yè)用水量、實際農(nóng)業(yè)用水量和農(nóng)業(yè)用水投入的松弛量。

GWEtj=PAWtjAAWtj=AAWtj·θtj-stj，wAAWtj （3）

2.2技術(shù)進步與效率追趕的GM指數(shù)分解法

傳統(tǒng)的Malmquist指數(shù)以單期截面決策單元的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)構(gòu)造生產(chǎn)技術(shù)參照集，分解得到的指數(shù)缺乏循環(huán)性[19]。為此，Pastor和Lovell[19]提出了全局基準技術(shù)下的GlobalMalmquist（GM）分解法。

基于全局生產(chǎn)技術(shù)PG下的生產(chǎn)率指數(shù)GMI可分解如下：

GMI（xt，yt，xt+1，yt+1）=DG （xt+1，yt+1 ）DG （xt，yt ）

=Dt+1（xt+1，yt+1 ）D（xt，yt ）×DG （xt+1，yt+1）Dt+1（xt+1，yt+1）×D（xt，yt DG （xt，yt）

=Dt+1（xt+1，yt+1）D（xt，yt）×DG （xt+1，yt+1）/Dt+1（xt+1，yt+1）DG （xt，yt ）/D（xt，yt）

=GEC×GTCG，t+1（xt+1，yt+1）GTCG，t（xt，yt ）

=GEC×GTC （4）

其中，GEC反映了相鄰兩期的效率變化，GTCG，t+1（xt+1，yt+1）=DG （xt+1，yt+1）Dt+1（xt+1，yt+1）表示前沿t+1與全局前沿接近的程度，GTCG，t （xt，yt ）=DG （xt，yt ）Dt （xt，yt ）表示前沿t與全局前沿接近的程度，GTC=GTCG，t+1（xt+1，yt+1）GTCG，t（xt，yt ）表示前沿t+1與前沿t相比的變動情況。同時期方向距離函數(shù)Ds （xs，ys ）=min{>0│（xs，ys/）∈Ps }，s=t，t+1；全局方向性距離函數(shù)DG （xs，ys ）=min{>0│（xs，ys/）∈PG }，s=t，t+1，其中為產(chǎn)出導(dǎo)向DEA效率值的倒數(shù)，通過四個方向性距離函數(shù)，可以將生產(chǎn)率指數(shù)GMI分解為技術(shù)進步指數(shù)GTC和效率追趕指數(shù)GEC。如果GTC>1，表示決策單元在t+1期對應(yīng)的生產(chǎn)前沿面相比t期更靠近全局最優(yōu)生產(chǎn)前沿面，存在技術(shù)進步。如果GEC>1，表示決策單元在t+1期與生產(chǎn)前沿面的距離相比t期更靠近，存在效率改進，表現(xiàn)為相對低效地區(qū)對前沿面高效狀態(tài)的效率追趕；由于各期參考的是共同的全局前沿面，因此GMI、GTC和GEC指數(shù)具備循環(huán)傳遞性[19]，可累乘得到累積生產(chǎn)率指數(shù)CGMI、累積技術(shù)進步指數(shù)CGTC和累積效率追趕指數(shù)CGEC。

2.3投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)說明與測算結(jié)果

本文采用省際面板數(shù)據(jù)，研究的地區(qū)范圍為中國大陸31個省市（港澳臺地區(qū)除外），考慮到1997年才設(shè)立重慶直轄市，因此將面板數(shù)據(jù)的時期跨度設(shè)為1997—2015年。運用全局DEA模型測算全要素農(nóng)業(yè)用水效率時，本文以資本、勞動、土地、水資源和化肥作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入要素。借鑒已有文獻和考慮數(shù)據(jù)的可得性，分別以農(nóng)用機械總動力、第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員、農(nóng)作物總播種面積、農(nóng)業(yè)用水量、農(nóng)用化肥施用量表征農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的投入要素。農(nóng)業(yè)產(chǎn)出指標以農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值表征，并將農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值按1995年的價格為基準進行平減。上述指標的數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》和《中國水資源公報》。

利用1997—2015年31個省市的投入產(chǎn)出面板數(shù)據(jù)，基于全局基準技術(shù)框架分別測算了全要素農(nóng)業(yè)用水效率GWE和GMI指數(shù)，并進一步將GMI指數(shù)分解為技術(shù)進步指數(shù)GTC和效率追趕指數(shù)GEC，匯總結(jié)果如圖1和圖2所示。圖1展示了1997—2015年中國和三大區(qū)域的全要素農(nóng)業(yè)用水效率的動態(tài)變化情況。從全國測算結(jié)果來看，研究期內(nèi)中國全要素農(nóng)業(yè)用水效率大體呈穩(wěn)步上升趨勢，前期上升較為平緩；分地區(qū)來看，東、中、西三大區(qū)域的農(nóng)業(yè)用水效率存在較大差異：各年農(nóng)業(yè)用水效率呈東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)依次遞減的分布格局；從波動趨勢來看，東部地區(qū)和西部地區(qū)基本呈穩(wěn)步上升的態(tài)勢，但西部地區(qū)的上升速度低于東部地區(qū)；中部地區(qū)農(nóng)業(yè)用水效率在2005年至2008年期間出現(xiàn)了一定程度的下滑，其余時期表現(xiàn)為緩慢上升的走勢。圖2展示了1997—2015年累積生產(chǎn)率指數(shù)（CGMI）、累積技術(shù)進步指數(shù)（CGTC）和累積效率追趕指數(shù)（CGEC），分別反映了中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)在1997—2015年期間的生產(chǎn)率、技術(shù)進步和技術(shù)效率的累積動態(tài)演化軌跡。從歷年測算結(jié)果來看，除1997年外，技術(shù)進步、生產(chǎn)率和效率追趕三項指數(shù)呈現(xiàn)出由高到低的狀態(tài)；從動態(tài)變化角度來看，技術(shù)進步指數(shù)呈略帶波動的逐步上升趨勢；效率追趕指數(shù)在（0.94，1.07）區(qū)間內(nèi)呈不規(guī)則的橫向波動態(tài)勢。

3空間計量模型的構(gòu)建

3.1模型設(shè)定

為了考察技術(shù)進步、效率追趕對農(nóng)業(yè)用水效率影響的空間效應(yīng)，本文采用空間計量方法估計模型參數(shù)。常用的空間計量模型主要有空間滯后模型（SLM）、空間誤差模型（SEM）以及空間Durbin模型（SDM），SDM模型作為SLM

模型和SEM模型的一般形式提供了一般性的分析框

架[20]，因此本文選擇更為一般化的空間Durbin模型，引入其他地區(qū)的技術(shù)進步、效率追趕的空間滯后項，著重考察技術(shù)進步、效率追趕對農(nóng)業(yè)用水效率的空間溢出效應(yīng)，構(gòu)建如下空間面板Durbin模型：

yit=αιn+ρWyit+βxit+θWxit+μi+υt +εit （5）

其中，被解釋變量yit為各省全要素農(nóng)業(yè)用水效率，xit為解釋變量，本文將技術(shù)進步（CGTC）和效率追趕（CGEC）

作為核心解釋變量。α為常數(shù)項，ιn為N×1階單位矩陣，W為N×N階空間權(quán)重矩陣，N為地區(qū)個數(shù)，μi和υt表示空間和時間固定效應(yīng)，εit為誤差項；Wyit和Wxit為被解釋變量yit和解釋變量xit的空間滯后項，ρ、θ分別是yit和xit空間滯后項的系數(shù)。Le Sage和Pace[21]指出，在空間面板模型中，矩陣Wxit的系數(shù)θ并不能直接衡量解釋變量的空間溢出效應(yīng)，需將解釋變量對被解釋變量的影響效應(yīng)使用偏微分方法按照來源分解為：直接效應(yīng)（Direct Effects）和間接效應(yīng)（Indirect Effects），后者為空間溢出效應(yīng)，兩者之和為總效應(yīng)。

3.2空間權(quán)重矩陣的設(shè)定

空間權(quán)重矩陣表達了不同地區(qū)在地理或經(jīng)濟屬性方面的關(guān)聯(lián)模式，本文根據(jù)省際的地理和經(jīng)濟聯(lián)系，構(gòu)造了三種空間權(quán)重矩陣。第一種為地理鄰接權(quán)重矩陣Wc，若兩個地區(qū)地理相鄰wcij=1；不相鄰則wcij=0，且所有的主對角線元素都取0。第二種為地理距離權(quán)重矩陣Wd，wdij=1/dij ，（i≠j）；wdij=0，（i=j）。dij為兩省會城市之間的地表距離，兩個地區(qū)之間的距離越近，賦予權(quán)重越大；反之賦予權(quán)重越小。地理因素并非決定空間相關(guān)性的唯一因素，空間關(guān)聯(lián)還受到經(jīng)濟發(fā)展水平的影響，并且地理因素和經(jīng)濟因素兩者可能會共同作用于空間關(guān)聯(lián)模式，基于此本文構(gòu)建了第三種權(quán)重——地理經(jīng)濟距離嵌套權(quán)重Wde，Wde=φWd+（1-φ）We，其中Wd為地理距離權(quán)重矩陣，We為經(jīng)濟距離權(quán)重，weij=1/|li -J | ，（i≠j）；weij=0，（i=j）。i=∑Tt=1Yit/T，Yit為i省第t年的實際人均GDP。參數(shù)φ介于0到1之間，φ越接近1，表示空間權(quán)重Wde越是與地理距離的鄰近意義有關(guān)，φ越接近0，表示空間權(quán)重Wde越是與地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展水平相似度有關(guān)。本文對φ分別取0.8、0.7、0.6、0.5、0.4、0.3、0.2，以便檢驗兩個核心變量技術(shù)進步和效率追趕的空間效應(yīng)的穩(wěn)健性，并考察參數(shù)φ發(fā)生變動時空間效應(yīng)的變化規(guī)律。

3.3指標選取與數(shù)據(jù)來源

在本文設(shè)定的空間面板Durbin模型中，全要素農(nóng)業(yè)用水效率（GWE）為被解釋變量，該指標的數(shù)據(jù)通過全局DEA方法測算得到；技術(shù)進步（CGTC）和效率追趕（CGEC）為核心解釋變量，通過GM指數(shù)方法分解得到。根據(jù)已有研究，農(nóng)業(yè)用水效率除了受技術(shù)進步和效率追趕的影響外，還受到水資源稟賦（WRE）、水資源稟賦結(jié)構(gòu)（WES）、用水結(jié)構(gòu)（WUS）、第一產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（AS）、農(nóng)田水利設(shè)施（FWE）等因素的影響。本文以人均水資源量表示各省水資源豐裕程度；以地表水資源量與水資源總量的比值表示水資源稟賦結(jié)構(gòu)；以農(nóng)業(yè)用水量占總用水量的比重表示用水結(jié)構(gòu)；以農(nóng)業(yè)增加值占第一產(chǎn)業(yè)增加值的比重表示第一產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)；以有效灌溉面積與播種總面積的比值表示農(nóng)田水利設(shè)施的建設(shè)情況，將這五個變量作為控制變量引入空間面板Durbin模型展開計量分析。控制變量的有關(guān)數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》和《中國水資源公報》。

4實證結(jié)果與分析

4.1空間Durbin模型檢驗

基于前文空間計量模型的設(shè)定，本文運用STATA13.0分別在三種空間權(quán)重矩陣（Wc、Wd、Wde（φ=0.8、0.7、0.6、0.5、0.4、0.3、0.2））下對模型進行了極大似然估計，限于篇幅，對于地理經(jīng)濟距離嵌套權(quán)重下的多種情形，表1只列示φ=0.5的估計結(jié)果，其余結(jié)果在下文另作列示和討論。另外，表1還列示了未加入控制變量的估計結(jié)果作為對

比，并報告了模型選擇的檢驗情況。關(guān)于固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)之間的選擇，表1中Hausman檢驗結(jié)果顯示三種權(quán)重下的6個模型都支持固定效應(yīng)；在空間固定效應(yīng)、時間固定效應(yīng)、雙向固定效應(yīng)三種形式的選擇上，檢驗結(jié)果均拒絕了空間固定效應(yīng)形式和時間固定效應(yīng)形式，以選擇雙向固定效應(yīng)模型為佳；關(guān)于空間Durbin模型是否簡化為空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）的檢驗， LR檢驗拒絕簡化為SLM模型和SEM模型，采用空間Durbin模型更為適合。

從回歸系數(shù)來看，表1中三種權(quán)重下模型（1）～（6）的結(jié)果顯示，技術(shù)進步（CGTC）、效率追趕（CGEC）和技術(shù)進步空間滯后項（W·CGTC）的回歸系數(shù)在所有模型中均顯著為正，效率追趕的空間滯后項（W·CGEC）在模型（1）～（2）中的回歸系數(shù)為負值，在模型（3）～（6）中的回歸系數(shù)為正值，但均不顯著。根據(jù)Le Sage和Pace[21]的理論，空間Durbin 模型的回歸系數(shù)并不能直接衡量解釋變量對被解釋變量的空間溢出效應(yīng)，需要將解釋變量對被解釋變量的影響效應(yīng)分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。

4.2空間 Durbin 模型效應(yīng)分解

4.2.1全國層面的效應(yīng)分解

根據(jù)表2中模型（1）～（6）的分解結(jié)果，三種權(quán)重下本文的核心解釋變量CGTC、CGEC的直接效應(yīng)均為正值且通過了1%的顯著性水平檢驗，由此可以得出結(jié)論：農(nóng)業(yè)技術(shù)進步和效率追趕均能顯著促進本地區(qū)農(nóng)業(yè)用水效率的提高。進一步本文發(fā)現(xiàn)所有模型中CGTC的直接效應(yīng)系數(shù)均大于CGEC的系數(shù)，表明技術(shù)進步對本地區(qū)農(nóng)業(yè)用水效率的促進作用要比效率追趕的作用更大，原因可能在于：技術(shù)進步表征的是生產(chǎn)前沿面的前移效應(yīng)，是改進效率的根本源泉，對提高農(nóng)業(yè)用水效率具有長期促進作用，而效率追趕只是對前沿技術(shù)的簡單模仿，可能會在短期內(nèi)促進農(nóng)業(yè)用水效率提高，但也會因為其他省份的重復(fù)模仿和競爭而快速失去優(yōu)勢，這一點可以在圖2中找到一些證據(jù)，圖2顯示技術(shù)進步指數(shù)呈明顯的長期上升趨勢，而效率追趕指數(shù)僅在某些時期呈向上的短期波動，并未表現(xiàn)出長期向上的趨勢性走勢，因而僅靠簡單模仿前沿技術(shù)難以長期促進農(nóng)業(yè)用水效率的提高。從間接效應(yīng)來看，模型（1）～（6）中CGTC的間接效應(yīng)均顯著為正值，由此本文認為：其他地區(qū)的技術(shù)進步對本省農(nóng)業(yè)用水效率存在顯著的正向空間溢出效應(yīng)。進一步本文發(fā)現(xiàn)地理距離空間權(quán)重和地理經(jīng)濟距離嵌套權(quán)重下技術(shù)進步的間接效應(yīng)比地理鄰接空間權(quán)重下的效應(yīng)大，說明僅考慮鄰省CGTC的間接效應(yīng)，會低估其他地區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)進步對本省農(nóng)業(yè)用水效率的總溢出效應(yīng)，由此可見農(nóng)業(yè)技術(shù)的空間溢出并非僅發(fā)生在鄰接省份之間。而CGEC的間接效應(yīng)在不同權(quán)重下的正負方向有所不同，且均未通過顯著性檢驗，表明其他地區(qū)的效率追趕行為并不會對本省農(nóng)業(yè)用水效率產(chǎn)生顯著的空間溢出效應(yīng)；但本文仍然從中發(fā)現(xiàn)一些有意思的現(xiàn)象，地理鄰接權(quán)重矩陣下模型（1）～（2）中效率追趕的間接效應(yīng)為負值，說明周邊鄰接省份的效率追趕行為會提高其自身農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平，提升其市場競爭力，從而通過產(chǎn)品市場對本省農(nóng)業(yè)造成沖擊，一定程度上會降低本省農(nóng)業(yè)用水效率；在地理距離空間權(quán)重和地理經(jīng)濟距離嵌套權(quán)重的模型結(jié)果中并未發(fā)現(xiàn)這一現(xiàn)象，原因可能在于效率追趕造成的競爭沖擊更多地發(fā)生在鄰接省份之間。總效應(yīng)為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)兩者之和，所有模型中技術(shù)進步總效應(yīng)均顯著為正，而效率追趕總效應(yīng)均表現(xiàn)為正向作用，但并不顯著。

從控制變量的效應(yīng)分解結(jié)果來看，有些變量在不同空間權(quán)重下的結(jié)果存在差別，不夠穩(wěn)健，也有一些變量表現(xiàn)出較為穩(wěn)健的結(jié)果，由于控制變量并非本文探討的主要內(nèi)容，本文限于篇幅不打算對所有控制變量進行分析，僅對具有公共物品屬性的水資源、農(nóng)田水利設(shè)施的相關(guān)變量略作探討，水資源和農(nóng)田水利設(shè)施由于其公共屬性而存在難以消除的外部性，從而也易于在地區(qū)之間產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)。根據(jù)表2，人均水資源量（WRE）在Wd、Wde兩種空間權(quán)重的模型中均未表現(xiàn)出顯著的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)，在地理鄰接空間權(quán)重的模型中，直接效應(yīng)為正值但不顯著，間接效應(yīng)則顯著為正，表明鄰接地區(qū)豐富的水資源能對本省的農(nóng)業(yè)用水效率產(chǎn)生正向空間溢出效應(yīng)。表征農(nóng)田水利設(shè)施的指標FWE在模型（2）、（4）、（6）中的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)均為正值，僅在模型（2）中的間接效應(yīng)沒通過檢驗，其余均通過了顯著性檢驗，說明本省和其他省的農(nóng)田水利設(shè)施均能顯著促進本省農(nóng)業(yè)用水效率的提高，農(nóng)田水利設(shè)施因其公共屬性而易產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)的特性得到證實。

通過表3可以進一步考察當(dāng) φ參數(shù)取不同數(shù)值時兩個核心變量技術(shù)進步和效率追趕的空間效應(yīng)分解結(jié)果及其變動規(guī)律。從表3可以看出：①當(dāng)參數(shù)φ分別取0.8、0.7、0.6、0.4、0.3、0.2時，技術(shù)進步和效率追趕的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)的方向和顯著性與表2中φ取0.5時的估計結(jié)果是一致的，但空間效應(yīng)的數(shù)值有所差別。②當(dāng)參數(shù)φ取值由大變小時，也即空間關(guān)聯(lián)模式中地理因素的作用由大變小而經(jīng)濟因素的作用由小變大時，技術(shù)進步和效率追趕的直接效應(yīng)均在1%的水平上顯著，且數(shù)值逐步變大，但變動幅度很小。技術(shù)進步的間接效應(yīng)均在1%的水平上顯著，數(shù)值由0.733逐步變小至0.278，變動幅度較大，可見空間關(guān)聯(lián)模式的變化盡管不會影響技術(shù)進步對本省農(nóng)業(yè)用水效率的空間溢出效應(yīng)的顯著性，但對空間溢出效應(yīng)的數(shù)值影響還是較大的，表明從全國范圍來看，技術(shù)進步對農(nóng)業(yè)用水效率的空間溢出效應(yīng)中，地理因素發(fā)揮的作用要比經(jīng)濟因素的作用大；效率追趕的間接效應(yīng)在參數(shù)φ的7種取值情況均不顯著。隨著參數(shù)φ的變化，由于技術(shù)進步間接效應(yīng)逐步變小的幅度較大，導(dǎo)致技術(shù)進步的總效應(yīng)由0.997逐漸變小至0.586。

4.2.2區(qū)域?qū)用娴男?yīng)分解

為了考察農(nóng)業(yè)技術(shù)進步和效率追趕對農(nóng)業(yè)用水效率的影響效應(yīng)在不同區(qū)域是否存在差異，將31個省分為東、中、西三大區(qū)域作進一步分析，限于篇幅只報告了地理距離空間權(quán)重和地理經(jīng)濟距離嵌套權(quán)重（φ=0.5）下的模型結(jié)果，按三大區(qū)域進行效應(yīng)分解的結(jié)果如表4。

應(yīng)和總效應(yīng)的檢驗結(jié)果與全國層面的結(jié)論大體一致，技術(shù)進步的直接效應(yīng)和總效應(yīng)顯著為正，效率追趕的直接效應(yīng)除了中部地區(qū)在地理經(jīng)濟距離嵌套權(quán)重下不顯著，其余均顯著為正，效率追趕的總效應(yīng)均未通過顯著性檢驗。技術(shù)進步和效率追趕的間接效應(yīng)在不同區(qū)域以及在不同空間權(quán)重下的模型結(jié)果有所差別，在東部地區(qū)，其他省的技術(shù)進步對本省農(nóng)業(yè)用水效率的空間溢出效應(yīng)顯著為正，效率追趕的空間溢出效應(yīng)為負，且在地理距離空間權(quán)重下的模型結(jié)果通過了顯著性檢驗，說明其他地區(qū)的效率追趕會對本省造成競爭沖擊，從而降低本省農(nóng)業(yè)用水效率。在中部地區(qū)，技術(shù)進步的空間溢出效應(yīng)在地理經(jīng)濟距離嵌套權(quán)重下不顯著，但在地理距離空間權(quán)重下通過了1%的顯著性檢驗，一方面表明其他地區(qū)的技術(shù)進步能顯著促進本省農(nóng)業(yè)用水效率的提高，另一方面則說明了中部地區(qū)技術(shù)進步的空間溢出效應(yīng)主要是通過地理距離鄰近模式來實現(xiàn)的；而效率追趕的空間溢出效應(yīng)在兩種空間權(quán)重下均不顯著。

在西部地區(qū)，技術(shù)進步的空間溢出效應(yīng)在地理距離空間權(quán)重下不顯著，但在地理經(jīng)濟距離嵌套權(quán)重下則顯著為正，這意味著西部地區(qū)的技術(shù)進步對農(nóng)業(yè)用水效率存在空間溢出效應(yīng)，并且鄰近地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展水平越相似越容易產(chǎn)生溢出效應(yīng)；而效率追趕的間接效應(yīng)在兩種空間權(quán)重下均未通過檢驗。

5結(jié)論與啟示

根據(jù)實證結(jié)果，本文得出如下結(jié)論：

（1）從全國層面的實證結(jié)果來看，技術(shù)進步和效率追趕均對本省農(nóng)業(yè)用水效率有顯著的提升作用，且前者對農(nóng)業(yè)用水效率的提升作用更大；其他地區(qū)技術(shù)進步對本省農(nóng)業(yè)用水效率存在顯著的正向空間溢出效應(yīng)，且技術(shù)進步的空間溢出效應(yīng)并不僅僅發(fā)生在鄰接省份之間；地理因素對于溢出效應(yīng)發(fā)揮的作用要比經(jīng)濟因素的作用大；其他地區(qū)的效率追趕行為對本省農(nóng)業(yè)用水效率的空間溢出效應(yīng)并不顯著。本省和其他省的農(nóng)田水利設(shè)施均能顯著促進本省農(nóng)業(yè)用水效率的提高，農(nóng)田水利設(shè)施因其公共屬性存在顯著的正向空間溢出效應(yīng)。

（2）從區(qū)域?qū)用娴膶嵶C結(jié)果來看，東、中、西部三個區(qū)域的技術(shù)進步和效率追趕都對本地區(qū)的農(nóng)業(yè)用水效率具有顯著的提升作用；在東部地區(qū)，其他省份的技術(shù)進步對本省的空間溢出效應(yīng)顯著為正，效率追趕則會對本省農(nóng)業(yè)用水效率產(chǎn)生顯著為負的空間溢出效應(yīng)；在中部地區(qū)，技術(shù)進步通過地理距離鄰近模式能產(chǎn)生顯著為正的空間溢出效應(yīng)，其他省份的效率追趕行為對農(nóng)業(yè)用水效率的空間溢出效應(yīng)不顯著；在西部地區(qū)，在鄰近地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展水平相似的情況下，其他省份技術(shù)進步會對本省農(nóng)業(yè)用水效率產(chǎn)生顯著的正向空間溢出效應(yīng)，效率追趕的間接效應(yīng)不顯著。

基于上述結(jié)論，本文得到以下政策啟示：①加強農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、農(nóng)業(yè)節(jié)水的科技支撐，加大節(jié)水灌溉等農(nóng)田水利設(shè)施的投入，不僅能促進本地農(nóng)業(yè)用水效率的提升，且對其他地區(qū)農(nóng)業(yè)用水效率會產(chǎn)生正向空間溢出效應(yīng)，從而能顯著提升整體農(nóng)業(yè)用水效率。②推進地區(qū)之間農(nóng)業(yè)技術(shù)交流和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的相互協(xié)作，通過技術(shù)交流和生產(chǎn)協(xié)作，發(fā)揮地區(qū)之間農(nóng)業(yè)技術(shù)和節(jié)水技術(shù)的示范效應(yīng)，促進先進技術(shù)在落后地區(qū)的推廣應(yīng)用，以便提升整體的農(nóng)業(yè)用水效益。③在農(nóng)業(yè)技術(shù)交流和生產(chǎn)協(xié)作過程中，應(yīng)采取因地制宜、多樣化的交流和協(xié)作模式，充分優(yōu)化技術(shù)的擴散途徑；同時在先進農(nóng)業(yè)技術(shù)的推廣應(yīng)用過程中，鄰近地區(qū)應(yīng)適當(dāng)差異化發(fā)展，避免農(nóng)業(yè)技術(shù)或者經(jīng)營模式過于相近而造成過度競爭帶來的效率損失。

（編輯：王愛萍）

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