節(jié)水灌溉設(shè)施的糧食生產(chǎn)增效機(jī)制

陳宏偉， 穆月英

(中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院， 北京 100083)

一、引言

我國(guó)糧食產(chǎn)量已連續(xù)五年穩(wěn)定在1.3萬(wàn)億斤以上，糧食生產(chǎn)能力的穩(wěn)步提升來(lái)自于要素投入規(guī)模擴(kuò)張和糧食生產(chǎn)效率提高，而過(guò)度依賴要素投入給生態(tài)環(huán)境造成了巨大壓力，注重提高糧食生產(chǎn)效率是保障糧食安全的根本途徑。與此同時(shí)，農(nóng)業(yè)是我國(guó)第一用水大戶，農(nóng)業(yè)水資源利用的供需矛盾日益突出，農(nóng)業(yè)水資源短缺問(wèn)題已經(jīng)嚴(yán)重威脅到糧食安全。一方面，水資源與耕地資源的空間分布不匹配，農(nóng)業(yè)水資源利用的時(shí)間錯(cuò)位，另一方面，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的水資源利用效率低下，農(nóng)業(yè)灌溉用水浪費(fèi)和水污染現(xiàn)象嚴(yán)重。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)以水而旺，大力發(fā)展農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉設(shè)施，自然就成為緩解我國(guó)農(nóng)業(yè)水資源供需矛盾、提高糧食生產(chǎn)效率的必然選擇。

隨著農(nóng)田水利投資的持續(xù)增加，我國(guó)節(jié)水灌溉設(shè)施建設(shè)實(shí)現(xiàn)了快速發(fā)展，節(jié)水灌溉工程面積占灌溉面積的比例由2000年的27.62%上升至2018年的48.48%(1)數(shù)據(jù)來(lái)源：根據(jù)歷年《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》整理得到。。節(jié)水灌溉設(shè)施能夠有效緩解水資源短缺對(duì)糧食生產(chǎn)的限制，通過(guò)改善生產(chǎn)條件、優(yōu)化要素投入結(jié)構(gòu)影響糧食生產(chǎn)效率。而目前在實(shí)際使用過(guò)程中，節(jié)水灌溉設(shè)施并未得到農(nóng)戶廣泛認(rèn)可，噴灌、微灌、低壓管灌等設(shè)備存在閑置現(xiàn)象，使用持續(xù)性較弱，大水漫灌的傳統(tǒng)灌溉方式仍較為普遍，節(jié)水灌溉設(shè)施的使用效率偏低[1-2]，農(nóng)田水利設(shè)施薄弱已成為我國(guó)農(nóng)業(yè)當(dāng)前最迫切需要解決的問(wèn)題之一[3]。因此，研究節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食生產(chǎn)的增效機(jī)制對(duì)于推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、實(shí)現(xiàn)糧食生產(chǎn)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施包括灌溉設(shè)施、公路設(shè)施、農(nóng)電設(shè)施等，是農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)和技術(shù)進(jìn)步的基礎(chǔ)性先行投資[4]5，能夠促進(jìn)中國(guó)糧食增產(chǎn)[5]31，加速農(nóng)業(yè)新技術(shù)的傳播和應(yīng)用[6]，降低糧食私人生產(chǎn)成本，推動(dòng)糧食全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)[7]，降低農(nóng)產(chǎn)品交易門(mén)檻，提高農(nóng)戶市場(chǎng)參與程度[8]，提升農(nóng)民收入水平[9]等。農(nóng)業(yè)灌溉設(shè)施作為農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的重要組成部分，其相關(guān)研究可以概括為兩大類(lèi)：第一類(lèi)主要研究灌溉設(shè)施對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及農(nóng)民增收的影響，學(xué)者普遍認(rèn)為灌溉設(shè)施對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值有顯著促進(jìn)作用[6]，且中部和西部地區(qū)的提升效應(yīng)較大[10]35，Zhang和Fan進(jìn)一步得出灌溉設(shè)施對(duì)中國(guó)省際農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的產(chǎn)出彈性為0.127[11]。同時(shí)，農(nóng)村水利基礎(chǔ)設(shè)施能夠顯著提高農(nóng)民收入水平，且隨地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高而增加[12]。第二類(lèi)研究集中于灌溉設(shè)施對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)的影響，一方面，灌溉設(shè)施對(duì)勞動(dòng)、資本等生產(chǎn)投入要素具有替代或互補(bǔ)效應(yīng)，進(jìn)而降低了物質(zhì)資料投入成本[13-14]，同時(shí)，灌溉設(shè)施能夠促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平的提高[15]，弱化干旱災(zāi)害對(duì)糧食生產(chǎn)的負(fù)向影響[16]，提高中部和西部地區(qū)糧食作物種植比例[17]。另一方面，灌溉設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率有顯著的提升效應(yīng)[18]，通過(guò)提高糧食生產(chǎn)效率、推動(dòng)前沿面外移等路徑實(shí)現(xiàn)[19]97-98，而Jin等[20]的研究表明灌溉設(shè)施顯著降低了水稻、小麥和玉米三大主糧的全要素生產(chǎn)率，李谷成等[21]145認(rèn)為由于灌溉設(shè)施的準(zhǔn)公共物品屬性，造成其負(fù)向影響農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率。

已有文獻(xiàn)普遍關(guān)注了農(nóng)業(yè)灌溉設(shè)施的產(chǎn)出效應(yīng)、技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)，而隨著農(nóng)業(yè)水資源短缺問(wèn)題日益嚴(yán)峻，高效節(jié)水灌溉設(shè)施建設(shè)已成為農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵，但農(nóng)業(yè)灌溉設(shè)施提升全要素生產(chǎn)率的相關(guān)研究?jī)H限于農(nóng)業(yè)灌溉設(shè)施總體，鮮有學(xué)者基于節(jié)水灌溉設(shè)施功能和作用的特殊性，對(duì)節(jié)水灌溉設(shè)施的糧食生產(chǎn)增效機(jī)制進(jìn)行分析。本文利用2000—2018年中國(guó)30個(gè)省份的平衡面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響及作用路徑，在糧食生產(chǎn)功能分區(qū)和糧食作物品種的基礎(chǔ)上研究其影響效應(yīng)的差異，并進(jìn)一步考察節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的非線性影響，以期對(duì)節(jié)水灌溉設(shè)施的增效機(jī)制進(jìn)行較為全面的闡釋。

二、理論分析與研究假設(shè)

節(jié)水灌溉設(shè)施既具有基礎(chǔ)設(shè)施的“催化劑”屬性，又具備特有的資源節(jié)約、技術(shù)集成屬性。具體來(lái)說(shuō)，節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響主要體現(xiàn)在：一是改善糧食生產(chǎn)的外部環(huán)境。節(jié)水灌溉設(shè)施能夠提高水資源的時(shí)空配置效率，改善作物生長(zhǎng)條件，進(jìn)而提高單產(chǎn)[5]31，減少干旱災(zāi)害對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的不利影響[22]，從而提升糧食生產(chǎn)效率。二是優(yōu)化糧食生產(chǎn)要素配置。節(jié)水灌溉設(shè)施能夠?qū)趧?dòng)、資本、灌溉等投入要素發(fā)揮替代或互補(bǔ)效應(yīng)，從而促進(jìn)生產(chǎn)成本降低，提高單位物質(zhì)資料產(chǎn)出[4]11。同時(shí)，節(jié)水灌溉設(shè)施具有規(guī)模擴(kuò)張效應(yīng)，通過(guò)提升耕地平整連片程度，實(shí)現(xiàn)耕地規(guī)模化經(jīng)營(yíng)與專(zhuān)業(yè)化生產(chǎn)，推動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變[5]32，從而提高糧食生產(chǎn)技術(shù)效率。三是推動(dòng)糧食生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步。節(jié)水灌溉設(shè)施作為節(jié)水技術(shù)推廣與應(yīng)用的載體，能夠促進(jìn)灌溉設(shè)施使用農(nóng)戶在生產(chǎn)過(guò)程中對(duì)節(jié)水技術(shù)的掌握，也有助于農(nóng)業(yè)前沿技術(shù)在農(nóng)村各地區(qū)的傳播和推廣，從而加快農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，推動(dòng)生產(chǎn)前沿面外移[23]90。

H1：節(jié)水灌溉設(shè)施通過(guò)技術(shù)進(jìn)步與效率改進(jìn)，從而實(shí)現(xiàn)糧食全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。

不同糧食功能區(qū)在耕地地形、產(chǎn)業(yè)布局以及糧食生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)等方面差異顯著。糧食主產(chǎn)區(qū)多以平原為主，耕地資源豐富，地塊規(guī)模較大，糧食規(guī)?；?jīng)營(yíng)較為普遍，節(jié)水灌溉設(shè)施能夠極大改善水資源的時(shí)空分布不均，降低因灌溉不足而產(chǎn)生的物質(zhì)資料投入，從而提高單位物質(zhì)資料產(chǎn)出率，實(shí)現(xiàn)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。而非主產(chǎn)區(qū)耕地細(xì)碎化嚴(yán)重，糧食作物的種植規(guī)模普遍較小，機(jī)械化難度較大，灌溉成本較低，節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率的提升效應(yīng)小于主產(chǎn)區(qū)(2)糧食生產(chǎn)功能區(qū)劃分標(biāo)準(zhǔn)來(lái)源于《國(guó)家糧食安全中長(zhǎng)期規(guī)劃綱要(2008-2020)》，包括糧食主產(chǎn)區(qū)、產(chǎn)銷(xiāo)平衡區(qū)和糧食主銷(xiāo)區(qū)三類(lèi)。由于主銷(xiāo)區(qū)包含省份較少，可能存在自由度不足造成估計(jì)誤差，為此，本文將主銷(xiāo)區(qū)和平衡區(qū)合并為非主產(chǎn)區(qū)。。

不同糧食作物由于生物特性、外部環(huán)境、種植農(nóng)藝不同，其生產(chǎn)效率同樣存在系統(tǒng)性差異。參考已有研究，糧食作物的灌溉需水量按水稻、小麥、玉米的次序依次降低，機(jī)械化難度由高到低依次為玉米、水稻、小麥[24]。因此，節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)不同糧食作物全要素生產(chǎn)率的提升路徑存在差異，節(jié)水灌溉設(shè)施能夠大大降低水稻灌溉等物化成本，提高單位物質(zhì)資料產(chǎn)出，而對(duì)玉米生產(chǎn)勞動(dòng)投入的替代作用較小?？梢灶A(yù)見(jiàn)，節(jié)水灌溉設(shè)施能夠顯著提升水稻技術(shù)效率，而對(duì)玉米技術(shù)效率改進(jìn)不足。

H2：節(jié)水灌溉設(shè)施的增效效應(yīng)在不同糧食功能區(qū)、不同糧食作物存在異質(zhì)性。

已有文獻(xiàn)得出灌溉設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率的影響存在方向上的不一致[21]145，這是由于兩者關(guān)系可能還受到勞動(dòng)力、土地、水資源等要素稟賦的異質(zhì)性影響。因此，本文認(rèn)為農(nóng)村人力資本、人均種植規(guī)模、人均GDP、水資源充裕度的不同均可能造成節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)全要素生產(chǎn)率存在非線性影響即存在門(mén)檻效應(yīng)。

農(nóng)村人力資本不僅是糧食全要素生產(chǎn)率的內(nèi)生變量，更是影響節(jié)水灌溉設(shè)施使用效率，構(gòu)成節(jié)水灌溉設(shè)施增效地區(qū)異質(zhì)性的重要因素。農(nóng)村人力資本體現(xiàn)了農(nóng)戶在實(shí)際生產(chǎn)中的種植能力和管理水平，能夠更好地運(yùn)用節(jié)水灌溉設(shè)施，對(duì)糧食生產(chǎn)效率產(chǎn)生正向影響；同時(shí)，農(nóng)村人力資本的提高會(huì)促進(jìn)勞動(dòng)力向非農(nóng)轉(zhuǎn)移，使得剩余勞動(dòng)力對(duì)節(jié)水灌溉設(shè)施的認(rèn)知下降，阻礙了生產(chǎn)前沿面的擴(kuò)展[23]91。

噴灌、微灌、管灌等節(jié)水灌溉工程設(shè)施的建設(shè)和維護(hù)成本較高，在耕地面積小且地塊分散的情況下，普遍由社區(qū)或部分農(nóng)戶群體采用[25-26]，較高的契約成本導(dǎo)致技術(shù)效率下降。而隨著人均種糧規(guī)模的擴(kuò)大，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的比較收益提升，將激勵(lì)農(nóng)民主動(dòng)投資節(jié)水灌溉設(shè)施并提高使用效率[27]，通過(guò)對(duì)糧食種植單位灌溉成本和勞動(dòng)成本的節(jié)約，易實(shí)現(xiàn)規(guī)模效應(yīng)，進(jìn)而提升技術(shù)效率。同時(shí)，節(jié)水灌溉設(shè)施技術(shù)進(jìn)步作用的發(fā)揮取決于農(nóng)戶信息獲取能力，人均種糧規(guī)模較大的農(nóng)戶能夠更好的獲取市場(chǎng)信息，有利于技術(shù)的引入，推動(dòng)前沿面外移[28]。

人均GDP是量化地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的主要指標(biāo)，地區(qū)人均GDP越高，會(huì)在一定程度上加快節(jié)水灌溉設(shè)施的發(fā)展，提升糧食生產(chǎn)的技術(shù)水平，推動(dòng)糧食全要素生產(chǎn)率的提高，同時(shí)，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高可能會(huì)帶來(lái)對(duì)糧食生產(chǎn)重視程度的下降，減少對(duì)包括節(jié)水灌溉設(shè)施在內(nèi)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資，造成糧食全要素生產(chǎn)率下降[19]。

水資源充裕度的影響存在“資源詛咒”效應(yīng)，即水資源稟賦與資源利用效率之間呈負(fù)相關(guān)[29]，在水資源豐富的地區(qū)，水資源利用效率較低，節(jié)水灌溉設(shè)施的發(fā)展動(dòng)力不足，難以充分發(fā)揮其對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率的提升作用?？梢酝茢啵瑢?duì)于不同水資源稟賦的地區(qū)或年份，節(jié)水灌溉設(shè)施的增效效應(yīng)存在差異。

H3：節(jié)水灌溉設(shè)施的增效效應(yīng)可能受到農(nóng)村人力資本水平、人均種糧規(guī)模、人均GDP、水資源充裕度的影響而存在門(mén)檻特征。

三、模型與變量

(一)模型設(shè)定

1.Malmquist指數(shù)法

Malmquist指數(shù)法是對(duì)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)率(TFP)進(jìn)行測(cè)算及分解的非參數(shù)方法，使用Shepard距離函數(shù)進(jìn)行定義，具體公式如下：

(1)

2.面板回歸模型

為研究節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率的影響，本文將基準(zhǔn)模型設(shè)置如下：

TFPit=ρ0+ρ1Wit+∑ρjXit+εit

(2)

其中，i表示省份，TFPit表示糧食全要素生產(chǎn)率水平，Wit表示節(jié)水灌溉設(shè)施，Xit表示一系列控制變量，ρj表示估計(jì)參數(shù)，εit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)?？紤]到解釋變量的內(nèi)生性問(wèn)題，節(jié)水灌溉設(shè)施能夠提高糧食全要素生產(chǎn)率，同時(shí)，糧食全要素生產(chǎn)率的提高會(huì)帶來(lái)更多農(nóng)業(yè)收益，使地區(qū)加強(qiáng)節(jié)水灌溉設(shè)施建設(shè)，即可能存在雙向因果關(guān)系。因此，分別選取節(jié)水灌溉設(shè)施面積、噴灌面積、微灌面積和管灌面積占比的一階滯后項(xiàng)作為工具變量，進(jìn)行2SLS估計(jì)。

3.面板門(mén)檻模型

由理論分析可知，由于節(jié)水灌溉設(shè)施的增效效應(yīng)可能會(huì)因農(nóng)村人力資本、人均種糧規(guī)模、人均GDP、水資源充裕度等的差異而存在非線性影響，由于主觀設(shè)定閾值可能導(dǎo)致估計(jì)偏差，本文運(yùn)用Hansen[30]提出的面板門(mén)檻模型，由模型自動(dòng)生成門(mén)檻值，并以門(mén)檻變量劃分估計(jì)區(qū)間。以存在2個(gè)門(mén)檻值為例，模型設(shè)定如下：

TFPit=μi+δ1WitI(Mit≤γ1)+δ2WitI(γ1γ2)+∑δiXit+eit

(3)

其中，Mit表示門(mén)檻變量，I(.)表示指標(biāo)函數(shù)，γi表示特定門(mén)檻值，μi和δi表示待估系數(shù)，eit表示殘差項(xiàng)。由于可能在兩個(gè)或兩個(gè)以上的門(mén)檻，需要通過(guò)bootstrap檢驗(yàn)以判定具體門(mén)檻個(gè)數(shù)。

(二)變量選取

1.被解釋變量

糧食全要素生產(chǎn)率(TFP)是成本收益層面剔除物質(zhì)投入增長(zhǎng)率后的糧食產(chǎn)出增長(zhǎng)率剩余，包括技術(shù)效率(ECH)和技術(shù)進(jìn)步(TCH)。本文運(yùn)用DEA-Malmquist方法對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)算分解，從糧食生產(chǎn)投入產(chǎn)出的角度選取指標(biāo)。投入要素包括土地、勞動(dòng)力、機(jī)械、化肥、農(nóng)藥和水資源，借鑒趙麗平等[31]的方法，利用廣義權(quán)重系數(shù)的方法計(jì)算生產(chǎn)要素投入量，各投入指標(biāo)根據(jù)以下公式進(jìn)行換算：(1)土地投入為糧食播種面積(千公頃)，(2)種糧勞動(dòng)力=第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員(萬(wàn)人)×(糧食播種面積/農(nóng)作物總播種面積)×(農(nóng)業(yè)產(chǎn)值/農(nóng)林牧漁業(yè)產(chǎn)值)，(3)機(jī)械投入、化肥投入、農(nóng)藥投入和水資源投入分別以農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力(萬(wàn)千瓦)、農(nóng)用化肥施用折純量(萬(wàn)噸)、農(nóng)藥使用量(萬(wàn)噸)和有效灌溉面積(千公頃)作為代理變量，并根據(jù)比例系數(shù)：糧食播種面積/農(nóng)作物總播種面積進(jìn)行換算。產(chǎn)出指標(biāo)為各省份糧食當(dāng)年產(chǎn)量，以避免價(jià)格因素的影響。

2.核心解釋變量

節(jié)水灌溉設(shè)施(W)：節(jié)水灌溉設(shè)施包括噴灌(Spri)、微灌(Micro)、低壓管灌(Pipe)及其他工程節(jié)水設(shè)施，由于灌溉設(shè)施功能的發(fā)揮取決于日常管護(hù)，并受氣候因素的影響較大[10]32，因此，以節(jié)水灌溉設(shè)施的政府投資量作為指標(biāo)并不能全面反映灌溉設(shè)施投資情況?；诖?，借鑒李谷成等[21]144、欒健和韓一軍[23]87等人對(duì)農(nóng)田灌溉設(shè)施的量化指標(biāo)，本文選取節(jié)水灌溉工程面積、噴灌面積、微灌面積、低壓管灌面積分別占灌溉面積的比重作為衡量節(jié)水灌溉設(shè)施、噴灌、微灌、低壓管灌的代理變量。

3.門(mén)檻變量

農(nóng)村人力資本(Educ)：將受教育程度為“文盲半文盲、小學(xué)、初中、高中、大專(zhuān)及以上”分別賦值為“1、6、9、12、16”來(lái)測(cè)度農(nóng)村人力資本，具體計(jì)算以6歲及以上相應(yīng)文化程度農(nóng)村人口的平均受教育年限來(lái)表示。人均種糧規(guī)模(Pg)：以糧食播種面積與糧食生產(chǎn)從業(yè)人員數(shù)之比衡量。人均GDP(Pgdp)：以各地區(qū)當(dāng)年GDP總量除以當(dāng)年人口總數(shù)得到。水資源充裕程度(Wa)：以地區(qū)水資源總量與農(nóng)作物播種面積之比表示。

4.控制變量

城鎮(zhèn)化水平(Urban)：用城鎮(zhèn)常住人口數(shù)除以年末常住人口總數(shù)衡量。受災(zāi)程度(Dis)：用受災(zāi)面積除以農(nóng)作物總播種面積衡量。財(cái)政支農(nóng)(Fin)：采用財(cái)政農(nóng)林水事務(wù)支出除以財(cái)政總支出表示。農(nóng)村交通便利度(Traf)：以扣除高速、一級(jí)、二級(jí)公路以外的地區(qū)公路里程數(shù)與地區(qū)土地面積之比衡量。

(二)數(shù)據(jù)說(shuō)明

由于數(shù)據(jù)可得性和缺失問(wèn)題，本文研究數(shù)據(jù)為2000—2018年中國(guó)除港、澳、臺(tái)、西藏以外30個(gè)省份的平衡面板數(shù)據(jù)。所用數(shù)據(jù)均來(lái)自于2001—2019年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)水利統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)農(nóng)業(yè)機(jī)械工業(yè)年鑒》和《中國(guó)人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，缺失數(shù)據(jù)均采用插值法進(jìn)行補(bǔ)充。變量的定義與描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)

四、結(jié)果分析

(一)糧食全要素生產(chǎn)率測(cè)算結(jié)果

表2列出了我國(guó)30個(gè)省(市)2000—2018年糧食全要素生產(chǎn)率指數(shù)增長(zhǎng)及分解的測(cè)算結(jié)果?？梢钥闯觯?000—2018年，全國(guó)30個(gè)省份的糧食全要素生產(chǎn)率年均增長(zhǎng)1%，與李飛和曾福生[32]、肖紅波和王濟(jì)民[33]的研究結(jié)果一致，除江西、湖北、湖南、廣東、四川、貴州外的24個(gè)省(市)糧食全要素生產(chǎn)率均呈正增長(zhǎng)，其中天津、河北、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、寧夏的糧食全要素生產(chǎn)率年均增長(zhǎng)2%以上，北京、山西、黑龍江、上海、安徽、福建、河南、陜西、甘肅、青海的糧食全要素生產(chǎn)率年均增長(zhǎng)1%以上，即東部和中部地區(qū)省份、糧食主產(chǎn)省份的糧食全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)相對(duì)較快，呈現(xiàn)較為明顯的地區(qū)非均衡性特點(diǎn)。從全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的分解來(lái)看，全國(guó)整體技術(shù)進(jìn)步年均增長(zhǎng)1%，技術(shù)效率保持不變，除江西、四川、貴州、陜西、甘肅外，其余省份的技術(shù)進(jìn)步率均高于效率改進(jìn)率，說(shuō)明技術(shù)進(jìn)步是各地區(qū)糧食全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的主要源泉，即糧食全要素生產(chǎn)率是依靠技術(shù)進(jìn)步“單軌驅(qū)動(dòng)”。

表2 2000—2018年分省糧食全要素生產(chǎn)率指數(shù)增長(zhǎng)及分解

(二)節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率提升的路徑分析

模型1運(yùn)用固定效應(yīng)模型估計(jì)節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響，同時(shí)控制時(shí)間效應(yīng)，在此基礎(chǔ)上，模型2～4引入節(jié)水灌溉設(shè)施面積占比的一階滯后項(xiàng)作為工具變量，分別進(jìn)行節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)效率影響的兩階段最小二乘(2SLS)估計(jì)，模型5～7選取噴灌、微灌和管灌面積占比的一階滯后項(xiàng)作為三個(gè)工具變量，分析不同類(lèi)型節(jié)水灌溉設(shè)施的增效機(jī)制，估計(jì)結(jié)果如表3所示。所有工具變量法估計(jì)的第一階段F值均大于10，且在1%水平顯著，表明各模型均不存在弱工具變量問(wèn)題。在控制了時(shí)間效應(yīng)后，運(yùn)用工具變量法得到的節(jié)水灌溉設(shè)施估計(jì)系數(shù)均顯著上升，說(shuō)明若忽視節(jié)水灌溉設(shè)施與糧食TFP雙向因果的內(nèi)生性問(wèn)題，將高估節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)。

表3 節(jié)水灌溉設(shè)施的糧食全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

節(jié)水灌溉設(shè)施水平對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率提升具有顯著的促進(jìn)作用，從分解來(lái)看，節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)效率改進(jìn)均有顯著影響，且對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響高于技術(shù)效率改進(jìn)，表明節(jié)水灌溉設(shè)施能夠提高農(nóng)藥、化肥、水資源等要素的投入產(chǎn)出率，實(shí)現(xiàn)糧食生產(chǎn)要素優(yōu)化配置，由于節(jié)水灌溉設(shè)施的工程屬性，能夠促進(jìn)糧食生產(chǎn)向規(guī)?；l(fā)展，同時(shí)，節(jié)水灌溉設(shè)施有助于水肥一體化等新技術(shù)的推廣，共同推動(dòng)糧食全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)。

分節(jié)水灌溉設(shè)施類(lèi)型來(lái)看，噴灌、管灌兩類(lèi)節(jié)水灌溉設(shè)施均通過(guò)技術(shù)進(jìn)步和效率改進(jìn)兩種途徑對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著影響，系數(shù)分別為0.880和0.802，而微灌的系數(shù)為正但均不顯著，表明節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響主要通過(guò)噴灌和管灌實(shí)現(xiàn)。當(dāng)然，節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率的作用異質(zhì)性還有待后文進(jìn)一步分析。

控制變量中，城鎮(zhèn)化水平對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率有顯著正向影響，其中對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響顯著而對(duì)技術(shù)效率的影響沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明城鎮(zhèn)化水平對(duì)于糧食全要素生產(chǎn)率的提升作用主要通過(guò)技術(shù)進(jìn)步途徑來(lái)實(shí)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化水平的提高能夠促進(jìn)勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移，非農(nóng)收入的提升有助于增強(qiáng)對(duì)糧食生產(chǎn)的支付能力和抗風(fēng)險(xiǎn)能力，加快資本密集型技術(shù)推廣，實(shí)現(xiàn)糧食生產(chǎn)技術(shù)的勞動(dòng)節(jié)約型變遷，推動(dòng)糧食生產(chǎn)前沿面外移。

財(cái)政支農(nóng)的影響顯著為正，政府財(cái)政支農(nóng)一方面有利于產(chǎn)學(xué)研相結(jié)合，促進(jìn)農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步和科技成果轉(zhuǎn)化，從而改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，另一方面能夠推進(jìn)農(nóng)民職業(yè)教育與農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣，有利于農(nóng)村勞動(dòng)力的人力資本積累，提升農(nóng)戶科技素質(zhì)，促進(jìn)農(nóng)業(yè)新技術(shù)和良種推廣應(yīng)用，推動(dòng)糧食生產(chǎn)前沿面外移，對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)產(chǎn)生較大影響。

旱災(zāi)成災(zāi)率顯著降低糧食全要素生產(chǎn)率，且對(duì)技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)效率的影響均顯著為負(fù)，糧食產(chǎn)量對(duì)氣候環(huán)境的依賴性較高，旱災(zāi)等自然災(zāi)害造成糧食干物質(zhì)累積減少和早熟，直接降低糧食有效產(chǎn)出，同時(shí)旱災(zāi)會(huì)影響農(nóng)戶的要素配置行為，導(dǎo)致勞動(dòng)力投入、水資源投入等增加，使得糧食生產(chǎn)技術(shù)效率降低。

農(nóng)村交通便利度能夠通過(guò)技術(shù)進(jìn)步、效率改進(jìn)促進(jìn)糧食全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，便利的農(nóng)村交通能夠降低生產(chǎn)投入要素的交易成本，促進(jìn)糧食生產(chǎn)集聚化發(fā)展，從而提高糧食綜合技術(shù)效率。同時(shí)，農(nóng)村交通網(wǎng)絡(luò)可以加速糧食生產(chǎn)中的新知識(shí)、新技術(shù)的傳播推廣，使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者能更快更多地運(yùn)用新技術(shù)，通過(guò)科技投入提高生產(chǎn)力，實(shí)現(xiàn)糧食生產(chǎn)的技術(shù)進(jìn)步。

(三)節(jié)水灌溉設(shè)施增效的異質(zhì)性檢驗(yàn)

1.糧食功能區(qū)異質(zhì)性

將全國(guó)30個(gè)省份按照糧食生產(chǎn)功能區(qū)劃分為糧食主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)進(jìn)行分樣本回歸，檢驗(yàn)節(jié)水灌溉設(shè)施影響糧食全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的區(qū)域差異。模型1～3、模型7～9以節(jié)水灌溉設(shè)施的一階滯后項(xiàng)作為工具變量分別估計(jì)節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)全要素生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率的影響，模型4～6、模型10～12選取噴灌、微灌和管灌面積占比的一階滯后項(xiàng)作為工具變量，進(jìn)行2SLS估計(jì)，回歸結(jié)果如表4所示。

表4 節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率影響的區(qū)域差異

可以看出，節(jié)水灌溉設(shè)施的增效效應(yīng)具有顯著的區(qū)域異質(zhì)性，節(jié)水灌溉設(shè)施能夠顯著提升糧食主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)的糧食全要素生產(chǎn)率，表現(xiàn)為糧食主產(chǎn)區(qū)大于非主產(chǎn)區(qū)，系數(shù)分別為0.524和0.210。對(duì)于糧食主產(chǎn)區(qū)，節(jié)水灌溉設(shè)施通過(guò)技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率兩條路徑共同提升糧食全要素生產(chǎn)率，而非主產(chǎn)區(qū)節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率的影響僅通過(guò)技術(shù)進(jìn)步實(shí)現(xiàn)。糧食主產(chǎn)區(qū)耕地平整與連片程度較高，易于農(nóng)業(yè)機(jī)械為代表的農(nóng)業(yè)資本的引入，能更好地發(fā)揮節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)要素投入替代作用與規(guī)模經(jīng)濟(jì)，從而提高糧食全要素生產(chǎn)率。對(duì)于非主產(chǎn)區(qū)，節(jié)水灌溉設(shè)施能夠改善非主產(chǎn)區(qū)耕地坡度與細(xì)碎的種植條件，對(duì)全要素生產(chǎn)率的提升有一定作用。但由于2001年糧食生產(chǎn)功能區(qū)劃分后，非糧食主產(chǎn)區(qū)域的糧食生產(chǎn)逐年減少，節(jié)水灌溉設(shè)施投入多用于生產(chǎn)蔬菜等高經(jīng)濟(jì)價(jià)值作物，因而節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率提升效應(yīng)較小[5]38。

分設(shè)施類(lèi)型來(lái)看，噴灌、微灌和管灌對(duì)主產(chǎn)區(qū)糧食全要素生產(chǎn)率均有顯著提升作用，而對(duì)于非主產(chǎn)區(qū)，僅管灌表現(xiàn)出顯著的糧食全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)效應(yīng)。進(jìn)一步分析三類(lèi)節(jié)水灌溉設(shè)施的增效路徑，噴灌、微灌和管灌對(duì)主產(chǎn)區(qū)糧食生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步均有顯著正向影響，而對(duì)技術(shù)效率的影響均沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明噴灌、微灌和管灌均僅通過(guò)技術(shù)進(jìn)步的路徑影響主產(chǎn)區(qū)糧食全要素生產(chǎn)率。對(duì)于非糧食主產(chǎn)區(qū)，噴灌和管灌對(duì)糧食生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步有顯著促進(jìn)作用，而噴灌對(duì)技術(shù)效率改進(jìn)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，即噴灌對(duì)全國(guó)層面糧食技術(shù)效率改進(jìn)的負(fù)向影響主要體現(xiàn)在非主產(chǎn)區(qū)，可能的原因是在非糧食主產(chǎn)區(qū)域，糧食節(jié)水灌溉設(shè)施的發(fā)展規(guī)模較小，農(nóng)戶需要對(duì)節(jié)水灌溉設(shè)施承擔(dān)較高的投資和維修成本，可能存在生產(chǎn)要素配置不佳，導(dǎo)致技術(shù)效率損失，與欒健和韓一軍[23]90的研究結(jié)論一致。

2.糧食作物異質(zhì)性

為了考察節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)不同糧食作物全要素生產(chǎn)率的影響差異，本文選取小麥、玉米和水稻三大主糧作物進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)，分別測(cè)算我國(guó)30個(gè)省(市)2000—2018年三大主糧的全要素生產(chǎn)率指數(shù)增長(zhǎng)及分解，運(yùn)用2SLS方法進(jìn)行分析，估計(jì)結(jié)果如表5所示。

表5 節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率影響的作物差異

從節(jié)水灌溉設(shè)施總體來(lái)看，節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)小麥、玉米和水稻全要素生產(chǎn)率均有顯著提升作用，就小麥和玉米而言，節(jié)水灌溉設(shè)施僅通過(guò)技術(shù)進(jìn)步的路徑影響全要素生產(chǎn)率，且技術(shù)進(jìn)步的估計(jì)系數(shù)大于效率改進(jìn)，說(shuō)明節(jié)水灌溉設(shè)施加速了小麥、玉米生產(chǎn)節(jié)水技術(shù)的推廣傳播，而對(duì)技術(shù)效率的提升作用相對(duì)較小。進(jìn)一步分設(shè)施類(lèi)型考察，噴灌和管灌通過(guò)技術(shù)進(jìn)步和效率下降作用于小麥和玉米全要素生產(chǎn)率，負(fù)向影響小麥、玉米技術(shù)效率的原因是，節(jié)水灌溉設(shè)施同時(shí)具備競(jìng)爭(zhēng)性和非排他性的屬性，農(nóng)戶基于收益最大化目標(biāo)，可能造成“過(guò)度使用”和“擁擠效應(yīng)”[21]145，節(jié)水灌溉設(shè)施“擁擠效應(yīng)”帶來(lái)的小麥和玉米技術(shù)效率下降超過(guò)了其對(duì)生產(chǎn)要素配置優(yōu)化的提升作用，從而阻礙技術(shù)效率提高。另外，由于玉米機(jī)械化程度較低，仍需要較高的勞動(dòng)投入，導(dǎo)致節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)玉米勞動(dòng)投入的替代效應(yīng)較小，對(duì)生產(chǎn)要素配置的優(yōu)化作用相對(duì)有限。

就水稻而言，節(jié)水灌溉設(shè)施通過(guò)技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率兩條路徑提升水稻全要素生產(chǎn)率，影響系數(shù)分別為0.085和0.104，即對(duì)技術(shù)效率改進(jìn)的影響高于技術(shù)進(jìn)步，且對(duì)比基準(zhǔn)回歸結(jié)果可以看出，節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食整體技術(shù)效率的正向影響以水稻為主，這是由于水稻主產(chǎn)區(qū)淹水式的傳統(tǒng)灌溉模式仍普遍存在，造成水資源浪費(fèi)嚴(yán)重，節(jié)水潛力較高[34]，節(jié)水灌溉設(shè)施能夠提高水資源配置效率，極大降低水稻種植的灌溉成本，實(shí)現(xiàn)效率改進(jìn)。分設(shè)施類(lèi)型來(lái)看，管灌同時(shí)促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率，從而提升水稻全要素生產(chǎn)率，而噴灌和微灌設(shè)施無(wú)顯著影響，即節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)水稻全要素生產(chǎn)率的影響以管灌為主。這是由于受自身生物特征影響，水稻節(jié)水灌溉設(shè)施主要采取低壓管道輸水，防滲及護(hù)砌的方式，而噴灌、微灌較少運(yùn)用。

(四)節(jié)水灌溉設(shè)施增效的門(mén)檻機(jī)制檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步驗(yàn)證節(jié)水灌溉設(shè)施影響糧食全要素生產(chǎn)率的非線性特征，運(yùn)用面板門(mén)檻模型進(jìn)行門(mén)檻機(jī)制檢驗(yàn)。根據(jù)前文理論分析，節(jié)水灌溉設(shè)施的增效效應(yīng)受到一系列外部經(jīng)濟(jì)變量的影響，本文分別以農(nóng)村人力資本、人均種糧規(guī)模、人均GDP和水資源充裕度為門(mén)檻變量，依次在單一門(mén)檻、雙重門(mén)檻及三重門(mén)檻假設(shè)下進(jìn)行估計(jì)，借助Bootstrap方法分別重復(fù)抽樣500次得到門(mén)檻值、F值和置信區(qū)間，結(jié)果顯示，四個(gè)模型均存在顯著的門(mén)檻效應(yīng)，農(nóng)村人力資本的雙重門(mén)檻值分別為5.950和8.519，人均種糧規(guī)模的雙重門(mén)檻值分別為0.915和1.804，均確定為雙重門(mén)檻模型。人均GDP的單一門(mén)檻值為4.141，水資源充裕度的單一門(mén)檻值為0.011，均確定為單一門(mén)檻模型。門(mén)檻回歸模型的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表6。

表6 節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率影響的門(mén)檻回歸結(jié)果

以農(nóng)村人力資本為門(mén)檻變量的估計(jì)見(jiàn)模型(1)，當(dāng)農(nóng)村人力資本低于5.950年時(shí)，節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率有顯著影響，但系數(shù)僅為0.287，表明農(nóng)民受教育水平處于這一區(qū)間時(shí)，節(jié)水灌溉設(shè)施的普及能夠帶來(lái)糧食生產(chǎn)條件改善，但由于農(nóng)民受教育水平較低，受知識(shí)存量約束難以充分發(fā)揮節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步和效率改善的促進(jìn)作用，因此對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率提升效應(yīng)不明顯。而當(dāng)農(nóng)民受教育年限越過(guò)5.950年的門(mén)檻值時(shí)，節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的系數(shù)升至0.439且顯著，且進(jìn)一步當(dāng)門(mén)檻值越過(guò)8.519時(shí)(2010年以來(lái)，河南、黑龍江等省份均已跨越)，由于農(nóng)村人力資本不斷提高，節(jié)水灌溉設(shè)施使用率提升，易于節(jié)水灌溉技術(shù)的應(yīng)用，能更好地發(fā)揮節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)要素投入的替代作用與規(guī)模經(jīng)濟(jì)，從而提高全要素生產(chǎn)率。

以人均種糧規(guī)模為門(mén)檻變量的估計(jì)見(jiàn)模型(2)，結(jié)果顯示，當(dāng)人均種糧規(guī)模低于0.915公頃時(shí)，節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率影響不顯著，這是由于人均種糧規(guī)模較小時(shí)，農(nóng)戶難以負(fù)擔(dān)較高的投資和維修成本，節(jié)水灌溉設(shè)施的供給受到集體行動(dòng)的影響，存在“過(guò)度使用”和“擁擠效應(yīng)”，較高的契約成本不利于糧食全要素生產(chǎn)率效率提升。而當(dāng)人均種糧規(guī)模越過(guò)0.915公頃的門(mén)檻值時(shí)，節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的系數(shù)升至0.195且顯著，且進(jìn)一步當(dāng)門(mén)檻值越過(guò)1.804公頃時(shí)(2007年以來(lái)黑龍江、吉林等省份均已跨越)，隨著人均種糧規(guī)模提高，進(jìn)一步提升單位面積化肥、勞動(dòng)力和資本的投入產(chǎn)出，有助于節(jié)水灌溉設(shè)施規(guī)模效率的發(fā)揮，進(jìn)而提升技術(shù)效率。

以人均GDP為門(mén)檻變量的估計(jì)見(jiàn)模型(3)，模型結(jié)果中僅存在一個(gè)門(mén)檻值4.141萬(wàn)元，進(jìn)而分為兩個(gè)門(mén)檻區(qū)間。節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響在兩個(gè)區(qū)間內(nèi)均顯著為正，但系數(shù)大小存在顯著差異。人均GDP代表一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，可以看出，當(dāng)人均GDP小于4.141時(shí)，由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)落后，農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)不完善，糧食的生產(chǎn)和流通成本較高，同時(shí)會(huì)制約當(dāng)?shù)刎?cái)政對(duì)糧食生產(chǎn)的配套投資，因此，該階段節(jié)水灌溉設(shè)施的增效效果不明顯。當(dāng)人均GDP跨過(guò)4.141萬(wàn)元的門(mén)檻之后，節(jié)水灌溉設(shè)施的估計(jì)系數(shù)顯著提升，節(jié)水灌溉設(shè)施提升糧食全要素生產(chǎn)率是以一定的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平為保障，人均GDP的提升能夠降低節(jié)水灌溉設(shè)施的資金約束，對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率的提升作用越大。

以水資源充裕度為門(mén)檻變量的估計(jì)見(jiàn)模型(4)，可以看出，當(dāng)水資源充裕度小于0.011時(shí)，節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)有顯著影響，而當(dāng)水資源充裕度跨過(guò)0.011的門(mén)檻之后，節(jié)水灌溉設(shè)施的增效效果不再顯著。根據(jù)誘致性技術(shù)變遷理論，水資源相對(duì)稀缺的地區(qū)能夠更好地發(fā)展節(jié)水灌溉設(shè)施，以資本替代水資源要素，加速實(shí)現(xiàn)水資源節(jié)約型技術(shù)變遷。

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.剔除奇異樣本。由于北京市、天津市和上海市農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化程度遠(yuǎn)高于其他省份，且糧食生產(chǎn)比重較低，為了避免樣本分布問(wèn)題對(duì)研究結(jié)論造成影響，本文選取剔除上述地區(qū)后的27個(gè)省份，重新測(cè)算糧食全要素生產(chǎn)率并代入模型進(jìn)行回歸，作為對(duì)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性驗(yàn)證，估計(jì)結(jié)果如表7所示?？梢钥闯?，節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)全要素生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)效率的正向影響顯著性均保持不變，相對(duì)大小與基準(zhǔn)模型保持一致，估計(jì)結(jié)果依然穩(wěn)健。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)(1)：剔除樣本

2.動(dòng)態(tài)面板模型估計(jì)。糧食全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)是一個(gè)動(dòng)態(tài)過(guò)程，具有持續(xù)性特點(diǎn)，受到初始農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件和上一期糧食全要素生產(chǎn)率的影響，將糧食全要素生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率的一階滯后項(xiàng)分別納入計(jì)量模型中進(jìn)行控制。由于動(dòng)態(tài)面板模型存在被解釋變量的滯后項(xiàng)與個(gè)體效應(yīng)相關(guān)的內(nèi)生性問(wèn)題，采用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)(GMM)方法來(lái)處理模型內(nèi)生性，以被解釋變量滯后兩期及以上作為工具變量。表8給出了模型估計(jì)結(jié)果，各模型的AR(1)和AR(2)檢驗(yàn)均表明殘差項(xiàng)僅存在一階序列相關(guān)，二階序列不相關(guān)，Sargan統(tǒng)計(jì)量均不拒絕工具變量有效的原假設(shè)，說(shuō)明差分矩估計(jì)方法較好地處理了模型內(nèi)生性。糧食全要素生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率的時(shí)間滯后項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，表明當(dāng)期糧食全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)會(huì)受前期影響，存在路徑依賴特征。各變量的系數(shù)相比基準(zhǔn)回歸未發(fā)生顯著改變，更換計(jì)量模型的實(shí)證結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)(2)：更換計(jì)量模型

五、結(jié)論與政策啟示

本文基于中國(guó)30個(gè)省份2000—2018年平衡面板數(shù)據(jù)，利用DEA-Malmquist指數(shù)法測(cè)算糧食全要素生產(chǎn)率及其分解，在此基礎(chǔ)上，運(yùn)用面板工具變量法實(shí)證分析節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響及作用路徑，并從糧食生產(chǎn)功能區(qū)和作物類(lèi)型的視角分析了節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率影響的區(qū)域差異和品種差異，進(jìn)一步利用面板門(mén)檻模型驗(yàn)證節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的非線性影響。得出結(jié)論如下：

第一，節(jié)水灌溉設(shè)施能夠促進(jìn)糧食生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率改進(jìn)，從而提升糧食全要素生產(chǎn)率，且對(duì)糧食生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步的提升作用大于技術(shù)效率改進(jìn)，分設(shè)施類(lèi)型來(lái)看，噴灌、管灌設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率的提升作用高于微灌。第二，從區(qū)域異質(zhì)性來(lái)看，糧食主產(chǎn)區(qū)節(jié)水灌溉設(shè)施的增效效應(yīng)大于非主產(chǎn)區(qū)，噴灌、微灌和管灌對(duì)主產(chǎn)區(qū)糧食全要素生產(chǎn)率均有顯著提升作用，而對(duì)于非主產(chǎn)區(qū)，僅管灌表現(xiàn)出顯著的糧食全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)效應(yīng)。第三，從作物異質(zhì)性來(lái)看，節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)小麥、玉米和水稻全要素生產(chǎn)率均有顯著提升作用，其中小麥和玉米以技術(shù)進(jìn)步為主，水稻則以效率改進(jìn)為主。噴灌、管灌通過(guò)顯著正向的技術(shù)進(jìn)步和負(fù)向的技術(shù)效率作用于小麥和玉米全要素生產(chǎn)率，而管灌同時(shí)促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率，從而提升水稻全要素生產(chǎn)率。第四，節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率的影響具有非線性特征，隨著節(jié)水灌溉率的上升，農(nóng)村人力資本、人均種糧規(guī)模對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率的影響均存在雙重門(mén)檻，人均GDP、水資源充裕度均存在單一門(mén)檻，當(dāng)農(nóng)村人力資本分別跨越5.950和8.519年，人均種糧規(guī)模分別跨越0.915和1.804公頃，人均GDP跨越4.141萬(wàn)元時(shí)，節(jié)水灌溉設(shè)施對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率的正向影響均呈階梯型上升，當(dāng)水資源充裕度跨越0.011時(shí)，其影響呈階梯型下降。

根據(jù)上述結(jié)論，得到政策啟示如下：第一，因地制宜加強(qiáng)節(jié)水灌溉設(shè)施建設(shè)，考慮到地區(qū)稟賦條件和糧食作物類(lèi)型對(duì)節(jié)水灌溉設(shè)施增效效應(yīng)的影響，節(jié)水灌溉設(shè)施建設(shè)要結(jié)合不同省份的具體情況，因地施策，因時(shí)施策，充分考慮地區(qū)糧食生產(chǎn)功能區(qū)劃分，糧食種植結(jié)構(gòu)，水資源充裕情況，增強(qiáng)節(jié)水灌溉設(shè)施建設(shè)的精確度和適用性。第二，節(jié)水灌溉設(shè)施的增效效應(yīng)需要與外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境協(xié)同，由于多個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)變量的差異會(huì)影響節(jié)水灌溉設(shè)施增效效應(yīng)中間傳導(dǎo)機(jī)制的發(fā)揮，因此，要強(qiáng)化農(nóng)村人力資本積累，推進(jìn)糧食規(guī)?；?jīng)營(yíng)，支持經(jīng)濟(jì)落后省份提升當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平等，有助于節(jié)水灌溉設(shè)施更好的發(fā)揮增效效果。第三，采取政策扶持與市場(chǎng)機(jī)制相結(jié)合的方式發(fā)展節(jié)水灌溉設(shè)施，對(duì)于經(jīng)營(yíng)規(guī)模較小且地塊分散的小農(nóng)戶，對(duì)其購(gòu)買(mǎi)節(jié)水灌溉設(shè)備和零件給予補(bǔ)貼，降低節(jié)水灌溉設(shè)施的使用門(mén)檻。同時(shí)，各地區(qū)也應(yīng)積極推進(jìn)農(nóng)業(yè)水價(jià)綜合改革，建立農(nóng)業(yè)用水交易平臺(tái)，用市場(chǎng)的杠桿促進(jìn)節(jié)水灌溉設(shè)施的高效與可持續(xù)發(fā)展。第四，完善節(jié)水灌溉設(shè)施產(chǎn)權(quán)制度改革，創(chuàng)新運(yùn)行管控模式，積極培育發(fā)展農(nóng)民用水協(xié)會(huì)等合作組織，采取“兩證一書(shū)”形式，明晰產(chǎn)權(quán)和管護(hù)責(zé)任，積極調(diào)動(dòng)農(nóng)戶在節(jié)水灌溉設(shè)施管護(hù)中的積極性，持續(xù)推進(jìn)解決節(jié)水灌溉“最后一公里”問(wèn)題。