馮天易,陳 潔,楊慧文,王 蕾,2*
(1.河海大學(xué) 商學(xué)院,江蘇 南京 211100;2.河海大學(xué) 系統(tǒng)工程與管理創(chuàng)新研究中心,江蘇 常州 213022)
糧食作物的需水量較大,但我國水資源地域空間分布嚴重不均,表現(xiàn)為南多北少[1],因此,提高糧食生產(chǎn)用水效率是解決水資源缺乏及其時空分布不均等問題的有效路徑。近年來,大量農(nóng)業(yè)用水轉(zhuǎn)化為非農(nóng)用水,糧食生產(chǎn)用水效率偏低[2]?!秶夜?jié)水行動方案》要求全面提升水資源的利用效率,促進農(nóng)業(yè)節(jié)水、增效。糧食生產(chǎn)用水效率反映了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中水資源利用和糧食產(chǎn)出的相對變化,水資源在糧食生產(chǎn)中發(fā)揮著重要的保障功能[3],因此,提高糧食生產(chǎn)用水效率,對保障我國糧食供給安全,并促進農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展具有重要的意義。
農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)有利于各種自然資源要素的優(yōu)化重組,提高糧食生產(chǎn)用水效率,解決糧食生產(chǎn)用水“最后一公里”的問題。水利工程是糧食生產(chǎn)的命脈,農(nóng)田水利設(shè)施作為核心的經(jīng)濟性基礎(chǔ)設(shè)施,為糧食生產(chǎn)創(chuàng)造旱能灌、澇能排的基本條件,能直接促進有效灌溉面積的增加,以及提高糧食生產(chǎn)的用水效率[4],因此,探究農(nóng)田水利設(shè)施對糧食生產(chǎn)用水效率的影響及其作用機制,有利于緩解我國糧食生產(chǎn)需水量大而供水不足的矛盾。
目前,諸多學(xué)者針對國家層面[5-6]和省域?qū)用妫?]等不同空間尺度,運用DEA[6](Data Envelopment Analysis)、SFA[8](Stochastic Frontier Approach)等 多種方法測度了糧食生產(chǎn)用水效率。譚忠昕等[5]利用超效率DEA模型測算得出我國31省(區(qū)、市)的糧食生產(chǎn)用水效率。李自強等[9]提出了分區(qū)域加大糧食生產(chǎn)布局中水資源要素的約束權(quán)重?,F(xiàn)有研究多集中于探究氣候條件[10-12]、耕地灌溉率[13-14]、虛擬水流動[15]以及作物用水效率[16]等因素對糧食生產(chǎn)用水效率的影響。常明等[17]采用空間Tobit模型分析了生產(chǎn)灌溉對糧食水資源利用效率的影響。徐依婷等[18]分析了節(jié)水技術(shù)、水土適配度、化肥價格等對糧食生產(chǎn)用水效率的影響。任憲韶[19]提出了農(nóng)田水利設(shè)施水平對糧食生產(chǎn)用水安全與效率的影響。
綜上所述,學(xué)者就糧食生產(chǎn)用水效率及其影響因素已開展了廣泛的理論和實踐探索,但就省域?qū)用娴霓r(nóng)田水利設(shè)施對糧食生產(chǎn)用水效率影響的研究較少。因此,本文將構(gòu)建超效率SBM[20](Slack Based Measure)模型測度2011—2019年中國31個省(區(qū)、市)(不含港、澳、臺地區(qū))的糧食生產(chǎn)用水效率,并采用調(diào)節(jié)效應(yīng)模型,分析了農(nóng)田水利設(shè)施對糧食生產(chǎn)用水效率的影響效應(yīng),以期為提高糧食生產(chǎn)用水效率提供決策和參考。
1.1.1 基于非期望產(chǎn)出的超效率SBM測算模型 在依賴水資源的糧食生產(chǎn)過程中,既會有農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值等期望產(chǎn)出,同時也會有農(nóng)藥等污染源帶來的非期望產(chǎn)出。參考賴斯蕓等[21-22]的研究,選取農(nóng)業(yè)面源污染為本研究的非期望產(chǎn)出。非期望產(chǎn)出SBM模型能在考慮非期望產(chǎn)出存在的情況下解決投入產(chǎn)出的松弛性問題[23],同時,超效率SBM模型能解決傳統(tǒng)SBM模型無法對效率為1的有效單元進行比較的缺陷。模型具體形式為:
將中國各個省(區(qū)、市)視為生產(chǎn)決策單元(DMU),假設(shè)每個DMU有m種投入x,產(chǎn)生n種期望產(chǎn)出y和k種非期望產(chǎn)出b:
式(1)中,第j個城市第t期的投入和產(chǎn)出值可表示為(xj,t,yj,t,bj,t),由此可得糧食生產(chǎn)用水效率的生產(chǎn)可能性集為:
基于生產(chǎn)可能性集,將非期望產(chǎn)出納入生產(chǎn)決策單元的超效率SBM模型為:
式(3)中,x、y、b分別表示投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的松弛變量;λj表示投入產(chǎn)出的權(quán)重向量;ρ*為決策單元效率,即糧食生產(chǎn)用水效率,ρ*值越大,表明糧食生產(chǎn)用水效率水平越高。
1.1.2 調(diào)節(jié)效應(yīng)模型 為估計農(nóng)田水利設(shè)施對糧食生產(chǎn)用水效率的影響,構(gòu)建了回歸模型,具體為:
式(4)中,WEit表示糧食生產(chǎn)用水效率;faciit表示農(nóng)田水利設(shè)施;electit表示農(nóng)村用電量;machit表示農(nóng)業(yè)機械總動力; finit表示農(nóng)林水事務(wù)財政決算支出;empit表示第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員;outputit表示農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值;α為待估參數(shù)。
農(nóng)用化肥使用量在農(nóng)田水利設(shè)施影響糧食生產(chǎn)用水效率中發(fā)揮著重要的調(diào)節(jié)作用,因此,在式(4)的基礎(chǔ)上,新增加反映農(nóng)用化肥使用量的變量chemit,估算化肥使用量對糧食生產(chǎn)用水效率的影響:
式(5)中,λ為待估參數(shù),可反映各變量對糧食生產(chǎn)用水效率的影響方向與程度。
為檢驗農(nóng)用化肥使用量在農(nóng)田水利設(shè)施影響糧食生產(chǎn)用水效率中的調(diào)節(jié)作用,在式(5)的基礎(chǔ)上,增加農(nóng)用化肥使用量與農(nóng)田水利設(shè)施的交互項,用于估計農(nóng)用化肥使用量對農(nóng)田水利設(shè)施變量作用的影響:
式(6)中,γ為各變量對糧食生產(chǎn)用水效率的影響系數(shù);γj為各交互項系數(shù)。
以2011—2019年全國31個省(區(qū)、市)投入產(chǎn)出的面板數(shù)據(jù)為研究對象,農(nóng)業(yè)用水量數(shù)據(jù)來自《中國水資源公報》;第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)據(jù)來自各省(區(qū)、市)歷年的統(tǒng)計年鑒;其余數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。
1.3.1 被解釋變量 為獲取糧食生產(chǎn)用水效率,參考學(xué)者[5-6,18]的指標體系設(shè)計思路,用于構(gòu)建超效率SBM模型的糧食生產(chǎn)用水效率測度的投入產(chǎn)出指標體系如表1。其中,投入要素包括以農(nóng)作物播種面積、農(nóng)藥使用量和農(nóng)業(yè)用水量為表征指標的資源投入水平;以農(nóng)業(yè)機械總動力和農(nóng)林水事務(wù)財政決算支出為表征指標的資本投入水平;以第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員為表征指標的勞動投入水平;產(chǎn)出指標分為期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出,期望產(chǎn)出為糧食產(chǎn)能水平,以農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值為表征;非期望產(chǎn)出為污染物排放水平,以農(nóng)業(yè)面源污染為表征。
表1 糧食生產(chǎn)用水效率測度的投入產(chǎn)出指標體系
1.3.2 核心解釋變量 農(nóng)田水利設(shè)施水平的提高能增強糧食水資源的調(diào)配能力,從而有效提高糧食生產(chǎn)能力。但衡量水利設(shè)施若僅采用水庫數(shù)量、堤防長度等指標并不能十分全面和準確地反映[4],因此,采用有效灌溉面積占總耕地面積的比重衡量農(nóng)田水利設(shè)施條件[24]。
1.3.3 調(diào)節(jié)變量 農(nóng)用化肥施用合理,則能提高糧食生產(chǎn)用水效率;但若農(nóng)用化肥施用比例或結(jié)構(gòu)不合理,則會造成農(nóng)業(yè)面源污染擴大,以及糧食生產(chǎn)用水效率降低等問題[25],因此,選擇農(nóng)用化肥使用量作為農(nóng)田水利設(shè)施對糧食生產(chǎn)用水效率影響中的調(diào)節(jié)變量尤為重要。
1.3.4 控制變量 為消除其他因素對糧食生產(chǎn)用水效率的不利影響,選取農(nóng)村用電量、農(nóng)業(yè)機械總動力、農(nóng)林水事務(wù)財政決算支出、第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值作為控制變量。
各變量及其統(tǒng)計性描述如表2,糧食生產(chǎn)用水效率標準差為0.257,這表明2011—2019年糧食生產(chǎn)用水效率的分散程度?。晦r(nóng)村用電量標準差為410.829,這表明2011—2019年農(nóng)村用電量的分散程度大,呈現(xiàn)較大的變化幅度。
表2 變量及統(tǒng)計性描述
基于考慮非期望產(chǎn)出的超效率SBM模型,測算得出2011—2019年我國31個省(區(qū)、市)糧食生產(chǎn)用水效率,結(jié)果如表3所示。2011—2019年,我國糧食生產(chǎn)用水效率年均增長率為1.44%,整體呈現(xiàn)上升的態(tài)勢。從省際層面來看,2011—2019年31個省(區(qū)、市)的糧食生產(chǎn)用水效率表現(xiàn)出不同程度和方向的變化趨勢,具有明顯的地區(qū)差異性。其中,西藏、青海、北京、上海、貴州等12個省(區(qū)、市)的糧食生產(chǎn)用水效率呈現(xiàn)增長的趨勢,西藏的糧食生產(chǎn)用水效率的年均增長率為21.83%,位居第1位;新疆、吉林、內(nèi)蒙古、湖南、湖北等19個省(區(qū)、市)的糧食生產(chǎn)用水效率年均增長率為負值,新疆的糧食生產(chǎn)用水效率下降幅度最大,年均增長率為-17.38%。
表3 2011—2019年中國各省份糧食生產(chǎn)用水效率
為進一步揭示我國糧食生產(chǎn)用水效率的差異,選取2011、2015、2016和2019年4個年度,運用ArcGIS 10.7軟件的自然斷點法,將同時期內(nèi)中國糧食生產(chǎn)用水效率劃分為高效率、較高效率、較低效率、低效率4個等級,繪制空間分布地圖(圖1)。2011—2019年,我國糧食生產(chǎn)用水效率平均值達0.659,其中,上海和四川2個省(市)的糧食生產(chǎn)用水效率均值大于1,糧食生產(chǎn)用水效率處于較高水平。
圖1 2011—2019年我國糧食生產(chǎn)用水效率的空間分布
整體來看,中國糧食生產(chǎn)用水效率的高效率區(qū)、較高效率區(qū)、較低效率區(qū)和低效率區(qū)具有顯著的集聚特征,呈現(xiàn)點狀、帶狀和片狀并存的空間分布特點。2011—2019年,“高—高”集聚由條帶狀分布逐漸演變?yōu)辄c狀分布;“低—低”集聚由點狀分布逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)閹罘植?,最終形成明顯的片狀分布。2011年,我國形成“四川—重慶—湖北”以及“福建—浙江—上?!K—山東”2條帶狀高值區(qū),且2011年我國糧食生產(chǎn)用水效率在0.544以上的省(區(qū)、市)有21個,占比達67.7%,其主要原因是“十二五”時期我國實施了重大技術(shù)推廣補助,并加強以農(nóng)田水利為主的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),進一步擴大了有效灌溉面積,實現(xiàn)了水利建設(shè)資金使用效率的最優(yōu)化;相較于2011年,2015年的低效率區(qū)明顯增加,并形成規(guī)模較大的帶狀分布,主要原因是農(nóng)戶種植糧食總產(chǎn)量占全國糧食總產(chǎn)量的比重高,但單個農(nóng)戶生產(chǎn)規(guī)模小,資金能力有限,很難實現(xiàn)糧食生產(chǎn)規(guī)?;蜋C械化,糧食生產(chǎn)用水處于粗放式階段;相較于2015年,2016年除新疆轉(zhuǎn)變?yōu)榈托蕝^(qū)外,新增“遼寧—河北”呈中低效率帶狀分布,主要原因是2016年糧食播種面積相較于2015年減少31.47萬hm2,同時,2016年中國農(nóng)業(yè)氣象災(zāi)害較重,部分糧食產(chǎn)區(qū)受災(zāi)嚴重;2019年,我國糧食生產(chǎn)用水效率整體上呈現(xiàn)提高的態(tài)勢,且低效率區(qū)、中低效率區(qū)和較高效率區(qū)形成顯著的條帶狀和片狀空間分布特征,主要原因是2019年我國農(nóng)田灌溉水有效利用系數(shù)達到0.749,處于較高水平,且2019年中央一號文件也強調(diào)了加強建設(shè)農(nóng)田基礎(chǔ)設(shè)施以及加快突破農(nóng)業(yè)關(guān)鍵核心技術(shù)。
農(nóng)田水利設(shè)施與糧食生產(chǎn)用水效率在1%顯著性水平下呈現(xiàn)正向的影響,這表明有效灌溉面積與總耕地面積比重的增加有利于因地制宜地種植高產(chǎn)品種,并推動糧食種植規(guī)模的擴大,實現(xiàn)農(nóng)業(yè)的增產(chǎn)增效,從而提高糧食生產(chǎn)用水效率。東部地區(qū)糧食生產(chǎn)用水效率相較于其他地區(qū)的高,主要原因是東部地區(qū)大力完善節(jié)水灌溉設(shè)備,不斷促進節(jié)水灌溉規(guī)?;?;寧夏雖土地資源充裕,水資源能引黃灌溉之利,但糧食生產(chǎn)用水效率長期處于低效率水平,主要原因是寧夏水利基礎(chǔ)設(shè)施薄弱,水資源調(diào)控能力不足,2019年寧夏灌溉面積53.8萬hm2,僅占其總耕地面積的44.3%。綜上可知,農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)水平?jīng)Q定了糧食生產(chǎn)用水效率的高低。
由表4可知,作為控制變量的農(nóng)村用電量、農(nóng)業(yè)機械總動力、農(nóng)林水事務(wù)財政決算支出、第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值,這些指標在不同方向上對糧食生產(chǎn)用水效率產(chǎn)生了不同程度的影響。具體表現(xiàn)為:(1)農(nóng)村用電量在1%顯著水平下對糧食生產(chǎn)用水效率具有負向影響,主要原因可能是當(dāng)前農(nóng)村地區(qū)能“用上電”,但是距離“用好電”的目標尚還有一定的距離[4],因此,如何優(yōu)化農(nóng)村用電成為提高糧食生產(chǎn)用水效率的一個切入點。(2)農(nóng)業(yè)機械總動力的回歸系數(shù)為-0.000277,但不顯著,這意味著農(nóng)業(yè)機械總動力并不會對糧食生產(chǎn)用水效率產(chǎn)生影響。由此說明我國農(nóng)業(yè)機械化的性能和作業(yè)質(zhì)量有待進一步提高。(3)農(nóng)林水事務(wù)財政決算支出在1%顯著水平下正向影響著糧食生產(chǎn)用水效率。這表明在政府有力的財政支持下,糧食生產(chǎn)領(lǐng)域資金投入充足,糧食生產(chǎn)要素投入的增加能提高糧食生產(chǎn)用水效率。(4)第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員在1%顯著水平下正向影響著糧食生產(chǎn)用水效率。第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員的增加能提高農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量,提升農(nóng)業(yè)競爭力,直接影響著糧食生產(chǎn)用水效率。(5)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的回歸系數(shù)雖然為0.0007993,但并不顯著,這意味著農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值與糧食生產(chǎn)用水效率之間無顯著的相互影響關(guān)系。
表4 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果
由上述分析可知,農(nóng)田水利設(shè)施能有效提高糧食生產(chǎn)用水效率。為驗證農(nóng)用化肥的投入對糧食生產(chǎn)用水效率的影響,將農(nóng)用化肥使用量、農(nóng)用化肥使用量和農(nóng)田水利設(shè)施的交互項納入調(diào)節(jié)效應(yīng)模型檢驗可得,農(nóng)用化肥使用量和農(nóng)田水利設(shè)施的交互項在1%顯著性水平下對糧食生產(chǎn)用水效率產(chǎn)生了負向的影響,這說明農(nóng)用化肥使用量在農(nóng)田水利設(shè)施方面對糧食生產(chǎn)用水效率的影響中起到了負向的效應(yīng)。
從農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)現(xiàn)狀出發(fā),基于2011—2019年中國省區(qū)面板數(shù)據(jù),構(gòu)建了超效率SBM模型并測算了糧食生產(chǎn)用水效率,并通過調(diào)節(jié)效應(yīng)模型,實證分析了農(nóng)田水利設(shè)施水平對糧食生產(chǎn)用水效率的影響,主要結(jié)論如下:
(1)在觀察期內(nèi),中國糧食生產(chǎn)用水效率處于較高水平,且具有明顯的地區(qū)差異性。2011—2019年,在加強建設(shè)農(nóng)田水利設(shè)施的要求下,中國糧食生產(chǎn)用水效率平均值達0.659,年均增長率為1.44%。受經(jīng)濟發(fā)展和?。▍^(qū)、市)資源等因素的限制,糧食生產(chǎn)用水效率具有省際異質(zhì)性。上海和四川等省(市)的糧食生產(chǎn)用水效率均值均超過1,處于較高水平;新疆和內(nèi)蒙古等?。▍^(qū)、市)糧食生產(chǎn)用水效率處于較低水平??傮w來看,我國糧食生產(chǎn)用水逐步向高效率、高質(zhì)量發(fā)展。
(2)農(nóng)田水利設(shè)施會顯著地提升糧食生產(chǎn)用水效率,而農(nóng)用化肥的投入會降低糧食生產(chǎn)用水效率。農(nóng)田水利設(shè)施對糧食生產(chǎn)用水效率的影響系數(shù)達0.6831,而農(nóng)用化肥使用量在農(nóng)田水利設(shè)施對糧食生產(chǎn)用水效率的影響中起調(diào)節(jié)作用。一方面,農(nóng)田水利設(shè)施與農(nóng)用化肥使用量間存在顯著的交互效應(yīng),這表明農(nóng)用化肥使用量會影響農(nóng)田水利設(shè)施水平;另一方面,農(nóng)用化肥使用量水平和農(nóng)田水利設(shè)施水平的交互項系數(shù)為負,這表明農(nóng)用化肥的投入在農(nóng)田水利設(shè)施方面對糧食生產(chǎn)用水效率產(chǎn)生了負的效應(yīng)。
(1)優(yōu)化農(nóng)田水利設(shè)施水平。農(nóng)田水利設(shè)施水平對糧食生產(chǎn)用水效率呈現(xiàn)顯著的正向作用,為此國家應(yīng)該加大對農(nóng)田水利設(shè)施的財政投入,建設(shè)糧食生產(chǎn)最需要的水利項目,不斷優(yōu)化水利灌溉結(jié)構(gòu),進而提升水土資源與地區(qū)匹配度,從而提高糧食生產(chǎn)用水效率。
(2)實現(xiàn)農(nóng)用化肥減量增效。本研究結(jié)果表明,農(nóng)用化肥對糧食生產(chǎn)用水效率呈現(xiàn)負效應(yīng),因此,應(yīng)該合理控制農(nóng)用化肥使用量,并大力推廣環(huán)境友好型肥料,發(fā)揮土地化肥投入的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng),在農(nóng)田水利設(shè)施水平不斷提高基礎(chǔ)上,正向促進糧食生產(chǎn)用水效率的提高。
(3)合理化利用農(nóng)業(yè)資源。優(yōu)化農(nóng)村用電結(jié)構(gòu),實現(xiàn)從“用上電”到“用好電”的高質(zhì)量轉(zhuǎn)變;高效利用先進適用的農(nóng)業(yè)機械,推動糧食生產(chǎn)朝著機械化和現(xiàn)代化方向發(fā)展;提升農(nóng)業(yè)勞動力的數(shù)量與質(zhì)量,強化農(nóng)村人才支撐。