本文作者：胡曉宇 單位：湖南農業大學經濟學院

本文依據1991年到2010年中國水利建設投入的基礎數據，運用計量模型實證研究了水利建設投入對糧食產出的影響，進一步計量分析了不同水利建設投入要素對糧食產量的不同影響程度，進而提出相關的政策建議。

一、水利建設投入概況

改革開放以來，我國水利基本建設投資，除部分年份的波動外，總體保持著上升趨勢。同時，投資增長具有明顯的階段性。第一階段為1980年至1988年間，該階段的投資總量較小，但是始終保持穩定的增長。第二階段為1989年至1999年間，該階段呈強勁增長態勢。投資總量增長快、增幅大。投資總額由1989年的29.5億元增長到1999年的536.5億元，在增速上，該階段每年均比上年有較大幅度提高，其中，有5年的增幅都在36%以上，平均增幅為33.36%。第階段為2000年至2005年間，該階段雖然投資總量大，但投資增長極為緩慢，處于徘徊增長階段。第四階段為2006年至2010年間，其中，2008年爆發世界性金融危機后，我國政府采取了大規模投資政策，2009年和2010年水利投資增幅明顯。

二、水利建設投入對糧食生產影響的實證分析

（一）水利建設的總投入與糧食生產實證分析

首先，從總體上分析農業水利建設投入對糧食產量的相關性。選用1991-2010年的農業水利建設投入和糧食產量兩組基礎數據，利用Eviews軟件，計量分析出兩者的相關系數為0.687345，初步說明農業水利建設投入與糧食產量有較大的相關性。接下來，為了更精確地分析出農業水利建設投入對糧食產量的相關程度，構建簡單的一元函數：Y=f（X）=AX^a，其中，Y表示糧食產量（三萬噸），X表示農業水利建設投入（三億元），A為農業水利建設投入的產出彈性。為了使數據更準確便于研究分析，將選用的兩組數據統一成萬單位并取對數，然后模型轉化為：LnY=A+aLnX，繼續運用Eviews軟件進行回歸分析，得到如下結果：LnY=0.041496526LnX+10.14848646（3.527451788）（56.60191683）從回歸的效果看，方程擬合的效果一般，擬合度不高，調整后的R^2為0.375881078但從變量的檢驗情況來看，農業水利建設投入的t檢驗值通過檢驗，說明農業水利建設投入的確是糧食產量的影響因素，但并非唯一的影響因素，糧食產量還會受到勞動力、農業生產性投資、糧食播種面積等因素的影響，所以方程的擬合度并不高。

（二）農業水利建設投入的不同要素對糧食生產的實證分析

上文從總體上論證了農業水利建設投入對糧食產量有較大影響，但農業水利建設投入涉及諸多要素，各個方面對糧食產量的影響也不盡相同，接下來進一步分析農業水利建設投入的不同因素對糧食產量的不同影響程度，以了解我國農業水利建設投入的要素所產生的不同效果，進而提出相應的對策建議。我國農業水利建設主要指在農業中興建水利工程設施并對水資源在農業上的利用進行科學管理。它包括：灌溉、排水，調水，防洪，保護水源，水土保持，改良鹽堿地、沼澤地、草場和沙漠，以及農村水電站與水力動力站、農村水運、水面綜合利用、農村居民供水等方面的建設和管理。為了便捷有效地進行量化分析，筆者選取有效灌溉面積、鄉村辦水電站裝機容量、水庫總量等作為農業水利建設投入的不同要素，建立生產函數模型，來具體分析農業水利建設投入的不同方面對糧食生產的不同影響。

1.模型設定

生產函數是指在一定時期內，在技術水平不變的情況下，在生產過程中各種生產要素數量與最大產量之間的關系。其中，柯布一道格拉斯生產函數最具有經濟解釋能力，符合文章的研究需要。

2.數據來源

農業產出數據、農業水利建設投入數據及要素投入數據來源于《中國農村統計年鑒2010》、《中國水利公報》、《中國統計年鑒2011》。其中農業產出以糧食產量為標準，農業水利建設投入的要素很多，為了便于量化收集數據，進行有效的統計分析，選取了有效灌溉面積、鄉村辦水電站裝機容量和水庫總量為標準。同時，根據模型的需要，即結果的精確性，將組不同的水利建設投入要素原始數據統一為萬單位并取對數，得出相應的對數值。

3.經濟計量及結果分析

按照柯布一道格拉斯生產函數對數線性模型，調整后的相關數據，運用E-VIEWS統計軟件進行回歸分析，得出模型如下：LnY=9.170651302+0.381245225LnX1（2.573366）（1.641656）+0.05815745LnX2-0.869252221LnX3（1.209995）（-1.4119）從回歸效果看，調整后的R^2為0.40981825，方程擬合效果良好，基本上與農業水利建設投入對糧食產量回歸分析的擬合效果一致。從各個變量的檢驗情況看，有效灌溉面積、鄉村辦水電站裝機容量和水庫總量的t檢驗值均通過檢驗。并且有效灌溉面積的生產彈性系數為0.381245225，說明有效的灌溉對農作物生長有顯著的推動作用，有效灌溉面積的提高能有效地促進糧食產量的增長。而鄉村辦水電站裝機容量的生產彈性系數為0.05815745，說明鄉村水電站建設也有助于提高糧食產量，但它小于有效灌溉面積的彈性系數，這表明鄉村辦水電站裝機容量的提高對糧食產量的促進作用不如有效灌溉面積對糧食產量的促進作用明顯。也表明我國鄉村辦水電站的作用還沒有充分發揮出來，對農業產出的貢獻不明顯，需要繼續有效地加大鄉村辦水電站的建設。而水庫總量的彈性系數為-0.869252221，說明水庫總量和糧食產量是負相關關系，即水庫總量的增加反而不利于糧食產量的提高。這主要是因為我國現階段的水庫建設比較落后，全國水庫總量較少，其中，主要用于工業用水和城市用水的大型水庫占了較大的比重，而主要用于防洪防災和農田灌溉的水庫總量很少。因此，我國現階段的水庫建設非但沒有促進糧食產量在增長還對其產生了制約。

三、結論

通過實證分析我們得出結論：我國農業水利建設投入對糧食產出會產生積極的作用，其中，屬于農業水利建設投入要素之一的有效灌溉面積對糧食產量的影響尤為重要，但還有一些基礎建設沒有發揮應有的作用，比如鄉村辦水電站建設，而水庫建設甚至產生了負面作用。這主要和我國農業水利建設投入的現狀和不足有關：即國家投資主要集中在大江大河的治理，而基本的農田水利設施不被重視。任何一項生產活動進行的根本都是基礎設施的完備建設，所以保障農業生產的關鍵環節之一也是做好農田水利設施建設。水利設施建設好了，不但可以促進糧食生產，還可以降低生產成本。而且這不僅局限于當前的利益，更有可觀的長遠利益，能造福于子孫后代。國家每年水利投資力度很大，投資很多，但也主要集中在了大江大河的治理，對于水利基礎設施建設的投入不足，基本的農田水利設施仍然沒有得到足夠的重視。目前在資金投入和水利建設方面，水利部門往往著重于經濟效益的考慮，更加關注大型水利設施的建設和城市、工業用水的保障，對于農業用水缺乏投入。而地方政府同樣因為農田水利投資創造的GDP太低而不愿意把資金投入其中，造成了農田水利設施建設的滯后。