汪 琦，宋 敏，張鳳澤

(河海大學(xué)商學(xué)院，江蘇 南京 211100)

中國(guó)全要素農(nóng)田水利效率及其空間分布格局

汪 琦，宋 敏，張鳳澤

(河海大學(xué)商學(xué)院，江蘇 南京 211100)

選取我國(guó)31個(gè)省、自治區(qū)、直轄市1998—2015年的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法測(cè)算農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率。在此基礎(chǔ)上，構(gòu)建中國(guó)31省市的經(jīng)濟(jì)-距離空間權(quán)重矩陣，分析農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率的空間相關(guān)性。研究結(jié)果表明：農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率的年度波動(dòng)明顯，區(qū)域發(fā)展不平衡；農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率的分布從高到低依次為東部地區(qū)、東北地區(qū)、西部地區(qū)、中部地區(qū)；規(guī)模效率普遍呈遞減趨勢(shì)，規(guī)模不經(jīng)濟(jì)是影響我國(guó)農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率提升的主要阻力；從空間分布格局來看，農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率高和低的地區(qū)都出現(xiàn)相對(duì)聚集的現(xiàn)象，而各省市具體地區(qū)的空間聚集特征強(qiáng)度差異較大。提出我國(guó)應(yīng)注重農(nóng)田水利規(guī)模效率的提升，擴(kuò)大中西部地區(qū)農(nóng)田水利投資規(guī)模以減少區(qū)域差異的建議。

農(nóng)田水利；全要素生產(chǎn)率；數(shù)據(jù)包絡(luò)分析；空間相關(guān)性

我國(guó)是農(nóng)業(yè)大國(guó)、人口大國(guó)，糧食安全對(duì)于國(guó)家的穩(wěn)定發(fā)展具有十分重要的作用[1]。然而自古以來，我國(guó)水災(zāi)、旱災(zāi)和沖突不斷，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)體系不完善，對(duì)國(guó)家糧食安全造成了很大的威脅。農(nóng)田水利建設(shè)作為國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的重要組成部分，對(duì)改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)體系、促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展、增加農(nóng)民收入以及減少貧富差距具有重要作用。自中華人民共和國(guó)成立以來，我國(guó)歷屆政府充分重視農(nóng)田水利建設(shè)，尤其是農(nóng)田灌溉系統(tǒng)[2]的建設(shè)。2016年水利部辦公廳印發(fā)《2016年農(nóng)村水利工作要點(diǎn)》，提出：要完善“十三五”期間農(nóng)村水利專項(xiàng)規(guī)劃，出臺(tái)《深化農(nóng)田水利改革的指導(dǎo)意見》，大規(guī)模推進(jìn)農(nóng)村水利建設(shè)，同時(shí)各地區(qū)也在逐年增加財(cái)政對(duì)農(nóng)田水利建設(shè)的資金投入。在農(nóng)田水利建設(shè)投入逐年增加的情況下，農(nóng)田水利效率問題成為一個(gè)不可忽視的問題。研究農(nóng)田水利效率有助于各地區(qū)因地制宜調(diào)整農(nóng)田水利投入，提高產(chǎn)出效率。基于此，本文對(duì)我國(guó)農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)度并對(duì)其空間格局進(jìn)行分析，根據(jù)研究結(jié)論，提出提高我國(guó)農(nóng)田水利效率的政策建議，即促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升，增加農(nóng)民收入，縮小城鄉(xiāng)差距。

1 文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)學(xué)者主要從兩方面來研究農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。

a.研究農(nóng)村水利基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系。曾志雄等[3-4]分析了水利基礎(chǔ)建設(shè)投資額和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的現(xiàn)狀，說明前者對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有顯著的推動(dòng)作用，且各地區(qū)水利基礎(chǔ)建設(shè)投資與地區(qū)生產(chǎn)總值之間存在顯著相關(guān)關(guān)系。杜威漩[5]的研究結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)水利基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投資總趨勢(shì)增長(zhǎng)性與增長(zhǎng)過程的波動(dòng)性、階段性并存，投資的重要性與投資不足的狀況并存，投資總量的增長(zhǎng)有賴于國(guó)民經(jīng)濟(jì)總體水平的提高，投資主體呈現(xiàn)出以政府為主的投資主體單一性，進(jìn)而決定了投資渠道的單一性。袁懷宇[6]建立農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型進(jìn)行回歸分析表明，農(nóng)田有效灌溉面積和水土流失治理面積增加能夠顯著促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。郭唐兵等[7]利用2001—2010年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了農(nóng)田水利發(fā)展與農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的關(guān)系，研究表明農(nóng)田水利發(fā)展對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的影響存在區(qū)域性差異。

b.研究農(nóng)田水利設(shè)施相關(guān)效率的測(cè)算，主要集中于農(nóng)田水利設(shè)施的配置效率[8]、灌溉系統(tǒng)中農(nóng)戶參與度對(duì)水資源利用效率的影響[9]、農(nóng)田水利管理的技術(shù)效率[10]、水資源利用效率測(cè)算及影響因素分析[11-13]、農(nóng)村水利設(shè)施投入的無效率水平[14]等方面。何平均[15]對(duì)2011年我國(guó)13個(gè)糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施投資效率進(jìn)行了研究，結(jié)果表明各地農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施投資效率具有較大的空間差異性，吉林、遼寧、四川、江西4個(gè)地區(qū)屬于DEA有效，包括規(guī)模有效和技術(shù)有效，其他9個(gè)地區(qū)屬于非DEA有效，且技術(shù)效率和規(guī)模效率呈現(xiàn)不均衡發(fā)展，規(guī)模效率呈現(xiàn)遞增和遞減兩種狀態(tài)。葉文輝等[16]分別從縱向和橫向兩個(gè)方面分析了云南省近幾年水利投入產(chǎn)出效率，發(fā)現(xiàn)農(nóng)田水利建設(shè)效率低下，部分州市處于無效狀態(tài)，得出云南省農(nóng)田水利建設(shè)效率普遍低下的結(jié)論。湯潔娟[17]通過對(duì)1960—2014年我國(guó)東部、中部、西部地區(qū)相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的分析，發(fā)現(xiàn)西部地區(qū)農(nóng)田水利工程的社會(huì)經(jīng)濟(jì)效率增長(zhǎng)率位居國(guó)內(nèi)最高水平，中部地區(qū)其次，而東部地區(qū)相對(duì)最低，與地區(qū)經(jīng)濟(jì)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)有關(guān)。

通過以上分析，發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有研究尚未制定明確的指標(biāo)體系，從多投入-多產(chǎn)出的角度進(jìn)行農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率的全方位研究，同時(shí)沒有將空間的相關(guān)性考慮在內(nèi)。

本文運(yùn)用DEA方法從多投入-多產(chǎn)出的角度構(gòu)建衡量農(nóng)田水利效率的指標(biāo)——農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率，同時(shí)引入經(jīng)濟(jì)-距離空間權(quán)重矩陣對(duì)農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率的空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，以準(zhǔn)確測(cè)量各區(qū)域農(nóng)田水利建設(shè)的全要素生產(chǎn)率，同時(shí)特別關(guān)注了不同區(qū)域水利基礎(chǔ)設(shè)施投資規(guī)模效率情況，提出不同區(qū)域提升農(nóng)田水利效率的策略。

2 計(jì)量模型

2.1 模型選擇及數(shù)據(jù)說明

由于數(shù)據(jù)包絡(luò)分析模型相較隨機(jī)前沿面方法具有數(shù)據(jù)樣本容量大、生產(chǎn)過程非具體化和適用性廣等特點(diǎn)，本文選用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)方法測(cè)算我國(guó)農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率。魏權(quán)齡[18]指出，DEA法是使用數(shù)學(xué)規(guī)劃模型評(píng)價(jià)具有多投入與多產(chǎn)出決策單元(DMU)的相對(duì)有效性，對(duì)比各決策單元投入與產(chǎn)出數(shù)據(jù)，判斷其是否為DEA有效，其基本原理是判斷各決策單元與生產(chǎn)可能集的前沿面距離。

本文從農(nóng)田灌排渠系統(tǒng)建設(shè)(有效灌溉面積、機(jī)電排灌面積、節(jié)水灌溉面積、旱澇保收面積)、水土保持建設(shè)(水土流失治理面積、除澇面積)、截留提水設(shè)施建設(shè)三方面衡量水利投資所帶來的固定資產(chǎn)存量，作為產(chǎn)出指標(biāo)。以貨幣表現(xiàn)的農(nóng)業(yè)全部產(chǎn)品和對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)進(jìn)行的各種支持性服務(wù)活動(dòng)的價(jià)值總量為投入指標(biāo)。

用Pearson相關(guān)性檢驗(yàn)方法對(duì)投入產(chǎn)出指標(biāo)的同向性進(jìn)行檢測(cè)，根據(jù)Pearson檢驗(yàn)結(jié)果去除一些指標(biāo)后，建立指標(biāo)體系如表1所示。

表1 1998—2015年我國(guó)農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率指標(biāo)評(píng)價(jià)

基于數(shù)據(jù)的可獲得性和局限性，勞動(dòng)投入變量使用有效勞動(dòng)力，由各地區(qū)農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)乘以勞動(dòng)力文化程度權(quán)數(shù)(周曉等[19]估計(jì)出的文化程度權(quán)重)得到；用化肥和機(jī)械投入分別代表流動(dòng)資本和固定資本對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的投入；由于按年度分地區(qū)的農(nóng)村水利投資金額數(shù)據(jù)源不足，采用“農(nóng)村固定資產(chǎn)(水利)構(gòu)成情況”代替資本投入。

數(shù)據(jù)來源于1998—2015年《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)水利統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省份的歷年統(tǒng)計(jì)年鑒。對(duì)于個(gè)別統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的缺失，采用移動(dòng)平均法進(jìn)行補(bǔ)充。DEA法并不直接對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行綜合，決策單元的最優(yōu)效率指標(biāo)與投入及產(chǎn)出指標(biāo)值的量綱選取無關(guān)，因此計(jì)算所用數(shù)據(jù)無需經(jīng)過無量綱化處理。

2.2 空間相關(guān)性

空間自相關(guān)分析是探索性數(shù)據(jù)分析技術(shù)的核心內(nèi)容之一，以空間關(guān)聯(lián)測(cè)度為核心，通過對(duì)數(shù)據(jù)的空間依賴性和空間異質(zhì)性研究，解決農(nóng)田水利投資效率的空間關(guān)聯(lián)格局問題。

a.全局Moran’sI指數(shù)：

(1)

式中：n為空間單元的總數(shù)；wij為空間權(quán)重矩陣元素；xi表示i空間單元的觀測(cè)值。Moran’sI的取值范圍為[-1，1]，大于0表示空間正相關(guān)；小于0表示空間負(fù)相關(guān)；等于0表示空間獨(dú)立分布。Moran’sI指數(shù)絕對(duì)值表征空間相關(guān)程度的大小，絕對(duì)值越大表明相關(guān)程度越高，反之則越低。

b.局部Moran’sI指數(shù)。位置i的局部Moran’sI指數(shù)定義是

(2)

該指數(shù)正值表示同樣類型要素屬性值的地區(qū)相鄰近，負(fù)值表示不同類型要素屬性值的地區(qū)相鄰近，絕對(duì)值越大鄰近程度越大。用Z統(tǒng)計(jì)量可以檢驗(yàn)局部Moran’sI指數(shù)的顯著性。

c.經(jīng)濟(jì)-距離空間權(quán)重矩陣。通過使用農(nóng)林牧漁業(yè)(output)產(chǎn)值的水平來衡量一個(gè)省市對(duì)另一個(gè)省市的權(quán)重大小，這樣構(gòu)造非對(duì)稱性權(quán)重的一個(gè)原因是經(jīng)濟(jì)活動(dòng)水平可能影響農(nóng)田水利投資效率的溢出效應(yīng)。基于非對(duì)稱的經(jīng)濟(jì)-距離空間權(quán)重矩陣W的元素定義如下：

(3)

式中：ti和tj分別表示省市i和j的農(nóng)林牧漁產(chǎn)值;ti/tj表示省市i對(duì)j的經(jīng)濟(jì)權(quán)重。

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 全要素生產(chǎn)率測(cè)算結(jié)果

a.我國(guó)農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率縱向比較。表2為我國(guó)農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率及其分解。由表2可以看出我國(guó)農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率特征為總體水平較高、年度波動(dòng)幅度大。1998—2015年我國(guó)農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率年平均增長(zhǎng)率為0.4%，農(nóng)田水利生產(chǎn)力總體上上升。2006—2007年受金融危機(jī)的影響，全要素生產(chǎn)率下降為0.933。我國(guó)政府投資4×1012元用于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，因此2008年全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率逆勢(shì)增加到1.037，連續(xù)2年的高增長(zhǎng)致使2010年全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率有所下降，之后變動(dòng)不明顯。

b.我國(guó)農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率橫向比較。表3為各個(gè)地區(qū)農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率測(cè)算結(jié)果。由表3可以看出云南、青海等16個(gè)省(市)的全要素生產(chǎn)率大于1。除山東、浙江和遼寧增長(zhǎng)動(dòng)力來源于技術(shù)效率與技術(shù)進(jìn)步外，其他全要素生產(chǎn)率動(dòng)力單純來源于技術(shù)進(jìn)步。其余15個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)全要素生產(chǎn)率小于1，江蘇和河北的技術(shù)效率大于1，陜西、吉林、西藏、湖北、天津、河南、江西、寧夏、內(nèi)蒙古、安徽、黑龍江、廣西則是源于技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步均小于1。全國(guó)有9個(gè)規(guī)模報(bào)酬大于1的省份，說明技術(shù)效率的變動(dòng)是由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中對(duì)農(nóng)田水利配比的改進(jìn)，而不是經(jīng)營(yíng)規(guī)模的變化。這主要是因?yàn)槲覈?guó)中西部地區(qū)農(nóng)田水利發(fā)展相對(duì)落后，尚未接近最優(yōu)規(guī)模報(bào)酬階段；而東部部分農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施存量處于領(lǐng)先地位，但技術(shù)效率低下的省份存在規(guī)模不經(jīng)濟(jì)情況。

表2 我國(guó)歷年農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率及其分解

表3 我國(guó)各地區(qū)農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率測(cè)算結(jié)果

對(duì)比東部、中部、西部和東北地區(qū)發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)平均全要素生產(chǎn)率為1.026，主要得益于技術(shù)進(jìn)步；東北地區(qū)平均全要素生產(chǎn)率為0.999，居第2位，在技術(shù)進(jìn)步相對(duì)較高的情況下技術(shù)效率較低；西部地區(qū)為0.997，居第3位；中部地區(qū)為0.991，雖然技術(shù)進(jìn)步指標(biāo)(1.007)大于東北(1.006)，但是技術(shù)效率指標(biāo)過低。從結(jié)果可以看出技術(shù)效率是引起投資效率和全要素生產(chǎn)率差異的主要原因。

c.全要素生產(chǎn)率指數(shù)分解。由表3數(shù)據(jù)可知，技術(shù)進(jìn)步的年平均變動(dòng)率為1.5%，表明總體上技術(shù)進(jìn)步保持穩(wěn)定。技術(shù)效率的年平均變動(dòng)率為 -0.9%，表明總體上技術(shù)效率在下降。全要素生產(chǎn)率總體來源于技術(shù)效率。我國(guó)農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率受要素投入的影響不如環(huán)境因素(制度、政策、科技等)的影響大。

圖1顯示，1998—2015年我國(guó)各地區(qū)農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率指數(shù)總體呈“大起伏—平穩(wěn)—大起伏—平穩(wěn)”的趨勢(shì)，多數(shù)年份技術(shù)進(jìn)步保持了對(duì)全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)，但貢獻(xiàn)幅度大的技術(shù)效率成為全要素生產(chǎn)率的主導(dǎo)因素。

圖1 1998—2014年我國(guó)各地區(qū)農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率分解

圖2 我國(guó)各地區(qū)1998—2014年農(nóng)田水利技術(shù)效率分解

d.技術(shù)效率分解。由前文分析可知，純技術(shù)效率的年平均變動(dòng)率為-0.8%，總體上下降；規(guī)模效率的年平均變動(dòng)率為-0.1%，總體上保持穩(wěn)定。技術(shù)效率進(jìn)步源于純技術(shù)效率。圖2顯示，1998—2015年我國(guó)各地區(qū)農(nóng)田水利技術(shù)效率指數(shù)總體呈“平穩(wěn)—小起伏—平穩(wěn)—大起伏”趨勢(shì)。技術(shù)效率進(jìn)步處于較低水平，相應(yīng)的純技術(shù)效率進(jìn)步和規(guī)模效率進(jìn)步均需進(jìn)一步提高。

3.2 全要素生產(chǎn)率空間分布格局

3.2.1 全局空間自相關(guān)分析

從表4可以看出，Moran’sI指數(shù)在5%的顯著性水平上，我國(guó)31省(市、區(qū))農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率基本呈現(xiàn)正的相關(guān)性，表明農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率高的地區(qū)和低的地區(qū)出現(xiàn)相對(duì)集聚的現(xiàn)象。

表4 我國(guó)31省(市、自治區(qū))農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率全局自相關(guān)Moran’s I指數(shù)

圖3 我國(guó)歷年農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率局部自相關(guān)LISA分布

3.2.2 局部空間自相關(guān)分析

圖3顯示了我國(guó)各地區(qū)農(nóng)田水利投資效率的集聚類型。從圖中可以看到高低聚集區(qū)(high-low)和低低聚集區(qū)(low-low)在時(shí)間序列上變換不大，而高高聚集區(qū)(high-high)隨著農(nóng)田水利投資的不斷增加趨于穩(wěn)定，總體趨勢(shì)為：中西部農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率偏低，東部沿海地區(qū)較高。

4 結(jié) 語

本文通過DEA模型從全要素角度測(cè)算了我國(guó)農(nóng)田水利效率，并運(yùn)用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)研究農(nóng)田水利效率的空間分布特征。研究發(fā)現(xiàn)：

我國(guó)全要素農(nóng)田水利效率區(qū)域差異明顯，從高到低分別為東部地區(qū)、東北地區(qū)、西部地區(qū)、中部地區(qū)。東部地區(qū)自身?xiàng)l件優(yōu)越，且經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，資本投入和機(jī)械動(dòng)力投入較其他地區(qū)充足，技術(shù)水平發(fā)達(dá)，因此農(nóng)田水利效率最高。東北地區(qū)整體的勞動(dòng)力、資本及機(jī)械投入充裕，同時(shí)地域遼闊，便于集約化經(jīng)營(yíng)，機(jī)械化生產(chǎn)，因此其規(guī)模效率較高。而西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起步晚，機(jī)械技術(shù)投入不足，但有政策扶持，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)創(chuàng)新等在短期內(nèi)發(fā)展較快。中部地區(qū)由于地處內(nèi)陸，政策支持較少，發(fā)展較為緩慢,政府應(yīng)重視對(duì)農(nóng)田水利建設(shè)要素的投入。西部地區(qū)和中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平落后，用于支持農(nóng)田水利建設(shè)的資本投入不足，因此需要擴(kuò)大這部分的財(cái)政支出。而東部地區(qū)和東北地區(qū)則需要提高技術(shù)水平來增加農(nóng)田水利效率。

純技術(shù)效率對(duì)農(nóng)田水利投資技術(shù)效率貢獻(xiàn)較大，規(guī)模報(bào)酬成為影響技術(shù)效率增長(zhǎng)的阻力。技術(shù)水平對(duì)農(nóng)田水利的其他要素如勞動(dòng)力、資本的產(chǎn)出效率具有重要影響。通過提高技術(shù)水平，有助于間接提高其他要素的產(chǎn)出效率。政府需要加大對(duì)農(nóng)田水利技術(shù)的投入，增強(qiáng)資本和勞動(dòng)力投入的產(chǎn)出效率。

通過測(cè)算全局Moran’sI指數(shù)可以發(fā)現(xiàn)我國(guó)農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率高和低的地區(qū)都出現(xiàn)相對(duì)聚集的現(xiàn)象，局部Moran’sI指數(shù)和LISA集聚地圖表明我國(guó)各省市具體地區(qū)的空間集聚特征：中西部農(nóng)田水利全要素生產(chǎn)率偏低，東部沿海地區(qū)較高。這種空間聚集效應(yīng)說明農(nóng)田水利效率在空間上存在較大的相關(guān)性，正向影響明顯。因此可以以區(qū)域?yàn)閱挝惶岣呶覈?guó)農(nóng)田水利效率，同時(shí)我國(guó)中部地區(qū)承接?xùn)|、西、中部地區(qū)農(nóng)田水利投資的不斷發(fā)展，既能縮短西部與東部的空間距離，又能實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)梯度的轉(zhuǎn)移，因此應(yīng)重視中部地區(qū)的農(nóng)田水利投資建設(shè)。

[1] 張強(qiáng)，孫鵬，程辰，孔冬冬，等.ENSO影響下安徽省旱澇災(zāi)害及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)損失時(shí)空變化特征[J].水資源保護(hù)，2016，32(6)：6-18.

[2] 王羽輝，謝三桃，駱克斌，等.現(xiàn)代農(nóng)業(yè)灌溉減排模式的建立與應(yīng)用[J].水資源保護(hù)，2016，32(1)：161-166.

[3] 曾志雄，劉明星，謝旭洋，等.水利基礎(chǔ)建設(shè)投資對(duì)我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)差異研究[J].水利經(jīng)濟(jì)，2012，30(6):14-16.

[4] 華堅(jiān)，曹茜茜.農(nóng)村水利基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投入與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的實(shí)證研究[J].水利經(jīng)濟(jì)，2013，31(6):59-62.

[5] 杜威漩.中國(guó)農(nóng)業(yè)水利基礎(chǔ)建設(shè)投資的實(shí)證研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2005(3):43-47.

[6] 袁懷宇.農(nóng)田水利建設(shè)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系實(shí)證研究[J].廣東農(nóng)業(yè)科學(xué)，2013，40(25)：122-126.

[7] 郭唐兵，葉文輝.我國(guó)農(nóng)田水利運(yùn)營(yíng)效率的實(shí)證研究：基于2003—2010年省級(jí)面板數(shù)據(jù)的DEA-TOBIT兩階段法[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2014(2):63-71.

[8] 吳平，譚瓊.我國(guó)糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)田水利設(shè)施配置效率及區(qū)域差異分析[J].農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化究，2012，33(3):331-335.

[9] 張兵，孟德鋒，劉文俊，等.農(nóng)戶參與灌溉管理意愿的影響因素分析：基于蘇北地區(qū)農(nóng)戶的實(shí)證研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2009(2):66-72.

[10] 張寧，陸文聰，董鴻紀(jì).中國(guó)農(nóng)田水利管理效率及其農(nóng)戶參與性機(jī)制研究：基于隨機(jī)前沿面的實(shí)證分析[J].自然資源學(xué)報(bào)，2012，27(3):353-362.

[11] 錢文婧，賀燦飛.中國(guó)水資源利用效率區(qū)域差異及影響因素研究[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2011，21(2):54-60.

[12] 王學(xué)淵，趙連閣.中國(guó)農(nóng)業(yè)用水效率及影響因素：基于1997—2006年省區(qū)面板數(shù)據(jù)的SFA 分析[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2008，(3):10-17.

[13] 宋敏，汪琦，吉曉雨.中國(guó)全要素農(nóng)田水利效率的地質(zhì)差異和門檻效應(yīng)研究[J].河海大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2017(4)：40-46.

[14] 段海嘯.基于SBM方向性距離函數(shù)的中國(guó)農(nóng)村水利設(shè)施投入產(chǎn)出效率研究[J].水資源與水工程學(xué)報(bào)，2015(4):236-240.

[15] 何平均.糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施投資效率分析[J].糧食科技與經(jīng)濟(jì)，2014，39(3):9-11.

[16] 葉文輝，孫莉莉，姚永秀.農(nóng)田水利供給的有效性分析：以云南省為例[J].經(jīng)濟(jì)問題，2015，27(9):73-80.

[17] 湯潔娟.農(nóng)田水利工程效率及其影響因素分析：基于DEA-Tobit模型多階段實(shí)證[J].求索，2014(6):85-89.

[18] 魏權(quán)齡.數(shù)據(jù)包修分析(DEA)[J].科學(xué)通報(bào)，2000，45(17)：1793-1808.

[19] 周曉，朱農(nóng).論人力資本對(duì)中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用[J].中國(guó)人口科學(xué)，2003(6):17-24.

國(guó)家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目(41471456)；教育部人文社會(huì)科學(xué)規(guī)劃基金(15YJA790052)

汪琦(1992—)，女，碩士研究生，主要從事水利經(jīng)濟(jì)研究。E-mail：370962436@qq.com

10.3880/j.issn.1003-9511.2017.06.004

F323

A

1003-9511(2017)06-00019-05

2017-06-06 編輯：胡新宇)