一、 研究背景
中国拥有世界上最庞大的灌溉系统，灌溉在农业生产中发挥着至关重要的作用，农业生产的增长与灌溉面积的增加是息息相关的(黄季焜，rosegrant和 rozelle，1995)。有效灌溉面积占耕地面积的比重已从1952年的18%提高到1998年的55%左右（国家统计局，1999），这主要是源于地表水与地下水的联合开发利用。
五十年代到六十年代，灌溉面积的增加主要来源于地表水的开发利用。从七十年代以来，新增灌溉面积的水源主要是地下水，因而地下水灌溉系统1在我国尤其是在地表水十分匮乏的华北地区农业生产中的作用日益突出。然而，随着地下水灌溉系统的逐渐发展，地下水位下降、地下水超采的现象也日趋严重；这使人均水资源本已十分匮乏（仅为世界人均水平的1/4）（水利部和国家计委，1999）的我国无疑更是雪上加霜。随着人口增长、城市化和工业进程的加速，严重缺水已成为制约我国经济发展和困扰人民日常生活的大问题。
随着水资源短缺形势的日益严峻，自从七十年代末期以来，包括我国在内的许多发展中国家的灌溉系统普遍出现了老化失修和生产力下降、国家财政负担日益加重、水利投资明显不足的现象。许多发展中国家为了减轻国家的财政负担，提高水资源的利用率和水利工程的运行效率，缓解水资源尤其是农业用水的紧张态势，先后出现了将灌溉系统的权责从政府向农民协会和其它私人组织转移的改革浪潮（iwmi，1997）。水资源管理不善也逐渐被认同为是导致水资源短缺问题的重要原因之一（world bank，1993；iwmi and fao，1995）。
我们最近的一项研究表明，自从80年代以来，以河北省为代表的地下水灌溉系统的产权制度1正逐渐从计划经济体制下的集体产权制度向以市场为导向的非集体产权制度演变，非集体产权制度所占的比例已经从80年代初期的不到20%提高目前的70%左右（王金霞，黄季焜和rozelle，2000）。
由于不同产权制度的地下水灌溉系统对于灌溉系统的技术效率影响不同，因而研究产权制度对于技术效率的影响就十分重要；另外，弄清影响地下水灌溉系统技术效率的其它相关因素对于深化我国的灌溉管理体制改革，促进农用水资源的持续有效利用都有十分重要的政策和实践意义。但是时至今日，对这些问题深入的尤其是定量化的研究国内几乎是空白。
有鉴于此，本项研究的主要目的就是围绕上述问题，探讨我国地下水灌溉系统的技术效率的决定因素，为国家引导和制定合理的灌溉管理政策提供理论依据。
二、影响技术效率的相关因素
企业生产力主要受到以下三类因素的影响：各种生产投入要素，这主要包括固定资产、流动资金和劳动力投入等方面的内容；客观的不可控制的因素，诸如气候、降水、地理位置、政治事件等因素的影响；以及技术效率，这主要反映在人为因素的影响。
企业的技术效率是一个内生变量，它本身也是多种因素综合作用的结果。在许多学者的研究中，企业的技术效率往往与企业的特征相联系。在企业的特征中，企业的产权制度与企业技术效率之间的关系是最没有争议的一个方面。越来越多的学者认为，除了合理的产权制度可以为企业的运行提供激励机制以外，企业的治理机制也是影响企业激励机制的一个重要方面。另外，管理者的经营能力也是影响企业技术效率的一个重要因素。一般认为，管理者的经营能力越高，企业的技术效率就越高 (well，1973；morley and smith，1977; lee，1978)。除此之外，pitt（1981)还认为，企业成立的年限和企业的规模也是影响企业技术效率的因素。一般而言，企业成立的年限越长，积累的经验就越多，因而它的技术效率就越高；大企业的技术效率往往要高于小企业的技术效率。
对于地下水灌溉系统而言，影响技术效率的因素是否也会遵循生产经济的一般规律呢？为了对这个问题有一个全面和深入的理解，我们在缺水十分严重，地下水灌溉面积最大的河北省
选取了3县（元氏县、肥乡县和青龙县），并且在这三个县随机抽取了30个村的87个地下水灌溉系统开展调研。在调研中，我们又选取了三个时期（即灌溉系统成立初期、1997年和1998年)来进行分析。
（一）影响产出水量的相关因素
1．产出水量与供水成本之间的相关关系
由于1998年的样本数量比较集中，所有我们选择了1998年的数据进行分析。我们根据产出水量的变动情况和样本的分布情况，将1998年的数据分为8组进行讨论。调查结果显示，每一个地下水灌溉系统的产出水量在3000立方米到21万立方米之间变动。从总的趋势来看，固定资产的折旧越高，流动成本越高，劳动力投入的越多，地下水灌溉系统的产出水量就越大（见表1）。这说明，地下水灌溉系统的产出水量和灌溉系统投入要素之间的关系符合一般生产规律。
表1 1998年每一个地下水灌溉系统产出水量与供水成本的相关关系
以产出水量分组(立方米)
样本数
(个)
产出水量
(立方米)
固定资产折旧
(元)
流动成本
(元，)
劳动力
(小时)
12000及以下
10
8286
1271
1076
319
12001-18000
10
15758
1179
1644
476
18001-24000
9
23071
920
2323
693
24001-30000
6
28364
1333
3992
1013
30001-36000
6
35196
1825
4508
823
36001-60000
10
47184
1425
6035
1628
60001-80000
7
73057
2055
10714
1803
80000以上
5
131507
3606
31714
3302
注：固定资产折旧和流动成本都折算成了1990年不变价；1997和其他年份（地下水灌溉成立初期）都呈现出类似的相关关系。
资料来源：作者对河北省3县30个样本村87个地下水灌溉
系统的调查
2．产出水量与技术效率的相关关系
表2 1998年的产出水量与技术效率的关系
以每一个灌溉系统的产出水量分组(立方米)
产出水量
(立方米)
单位固定成本的
产出水量(立方米/元)
单位流动成本的
产出水量(立方米/元)
单位劳动力投入的
产出水量(立方米/小时)
12000以下
8286
7
8
26
12001-20000
15758
13
10
33
20001-26000
23071
25
10
33
26001-31000
28364
21
7
28
31001-40000
35196
19
8
43
40001-60000
47184
33
8
29
60001-80000
73057
36
7
41
80000以上
131507
36
4
40
注：固定成本和流动成本都为1990年不变价。1997和其他年份（地下水灌溉成立初期）都呈现出类似的相关关系。
资料来源：见表1
我们选择了单位成本（固定成本、流动成本和劳动力）的产量来反映技术效率。若从生产的角度来分析企业技术效率，在企业生产成本一定的情况下，如果单位成本的产量越高，说明企业的技术效率可能就越高；反之亦然。表2数据显示，单位固定成本和劳动力的产出水量从总体趋势都表现出与产出水量之间较明显的正相关关系，但单位流动成本的产出水量和产出水量之间没有表现出明显的正相关关系。
（二）影响技术效率的相关因素
1．技术效率与产权制度和治理机制的关系
调研结果显示，非集体产权制度下的单位固定成本的产出水量是集体产权制度下的单位固定成本的产出水量的2倍，单位劳动力投入的产出水量的1.4倍；单位流动成本的产出水量的1.3倍（见表3）。这说明，非集体产权制度相对于集体产权制度而言，可能会提高地下水灌溉系统的技术效率，这与我们的理论预期是相同的。
表3 地下水灌溉系统的技术效率与产权制度和治理机制的关系
分组
单位固定成本的
产出水量(立方米/元)
单位流动成本的
产出水量(立方米/元)
单位劳动力投入的
产出水量(立方米/元)
按产权制度分组：
集体产权
11
7
25
非集体产权
22
9
34
按治理机制分组：
非规范治理机制
14
7
32
规范治理机制
32
12
28
注：集体产权的样本数为57个，非集体产权的样本数为132个，其中股份制产权的样本数为115个。规范治理机制的样本数为59个，非规范治理机制的样本数为130个。规范治理机制是指灌溉系统的管理机制较为严密，产权所有者之间有较为明确的责任分工，管理者报酬与产出挂钩；反之，则为非规范治理机制。
资料来源：见表1
表3的数据表明，规范治理机制下的单位固定成本的产出水量是非规范治理机制下的单位固定成本的产出水量的2.3倍，单位流动成本的产出水量的1.7倍；而规范治理机制下的单位劳动力投入的产出水量却为非规范治理机制下的劳动力投入的产出水量的88%。这说明规范治理机制的技术效率是否明显高于非规范治理机制的技术效率，还有待进一步研究。但总体趋势表明，规范治理机制相对于非规范治理机制可能会提高灌溉系统的技术效率。这与我们的理论预期基本符合，即治理机制可能是影响地下水灌溉系统技术效率的因素之一。
2．技术效率与规模的关系
表4 地下水灌溉系统的技术效率与规模的关系
技术效率指标
以灌溉系统的规模进行分类（公顷）
<3
3-4
4-5
5-6
6-7
7-10
10-11
11-17
17-35
>35
单位固定成本的产出水量（立方米/元）
11
9
17
25
19
38
24
17
32
35
单位流动成本的产出水量（立方米/元）
10
10
10
9
12
9
6
5
5
5
单位劳动力投入的产出水量
（立方米/小时）
29
24
33
30
33
28
33
33
31
44
注：灌溉系统的
规模用每年一次性最大灌溉面积来代表；各组的样本分布分别为：37、21、29、20、21、22、3、14、13和19。
资料来源：见表1
总体趋势表明，灌溉系统的规模越大，单位固定成本和劳动力的产出水量也越多；反之亦然。若从单位流动成本的产出水量与灌溉系统的规模之间的相关关系来看，灌溉系统的规模越大，单位流动成本的产出水量不但没有提高，还有逐渐降低的趋势（见表4）。这说明，技术效率与灌溉系统的规模之间是否存在相关关系以及存在怎样的相关关系还有待进一步研究。
3．技术效率与其它因素之间的关系
我们对地下水灌溉系统的技术效率按管理者的经营能力（同教育年限表示）以及灌溉系统的成熟度（用灌溉系统的成立年限表示）也做了分组分析，分析结果表明，这种分组分析没有发现它们与技术效率之间存在着明显的一致性的相关关系。
三、技术效率和产出水量的决定因素模型
为了更准确地分析影响地下水灌溉系统的技术效率和产出水量的相关因素，我们除了以上进行的单因素分析以外，还建立了地下水灌溉系统的技术效率和产出水量决定因素模型。
（一）实证模型的建立
我们建立了如下的理论模型来研究地下水灌溉系统的技术效率和产出水量的决定因素:
（1）地下水灌溉系统产出水量 = f1（固定成本，流动成本，劳动力，水资源的充足程度，灌溉需求、技术效率，地区差异等）
（2）技术效率 = f2（产权制度，治理机制，管理者经营能力，系统规模，系统成熟度等）
我们选用了地下水灌溉系统的产出水量（w，立方米）来作为模型（1）的因变量；固定资产的年折旧总额（fc，元，1990年不变价）来表示固定成本；流动资金的总额（vc，元，1990年不变价）来表示流动成本；劳动力投入时间（labor，小时）来表示劳动力的投入。水资源的充足程度用年均地下水位（wtable，米）来表示；灌溉需求同当年的作物种植面积和种植结构有关，但因为种植面积和种植结构是内生变
量，为此我们用年份虚变量（d97， d98，相对于灌溉成立年）来表示；地区差异用地区虚变量（d1，肥乡县和d2，元氏县，相对于青龙县）来表示。
对产权制度变量设置了两种选择：一种是只设置了非集体产权制度虚变量（dp），另一种是设置了集体产权制度（dc）和股份制产权制度(ds)两个虚变量；由此产生了方案1和方案2。我们选用了规范治理机制(dm)虚变量来表示治理机制变量。管理者的经营能力用管理者的受教育年限（edu，年）来表示；灌溉系统规模用灌溉系统年一次性最大灌溉面积(size，公顷)来表示；灌溉系统成熟度用灌溉系统成立年限(age，年)来表示。
根据battese和coelli在1993年设定的用来测算技术效率的随机边界生产函数模型，模型（1）和（2）的数学模型的一般函数形式就变为模型3（方案1）或者模型4（方案2）：
（3）wit= f1(fcit，vcit，laborit，wtableit，d97，d98，dfx，dys)+ v - u(dpit，dmit，eduit，sizeit ，ageit)，或
（4）wit=f2(fcit，vcit，laborit，wtableit，d97，d98，dfx，dys)+ v - u(dcit，dsit，dmit，eduit，sizeit， ageit)
上式中，i代表灌溉系统； t代表时期；v是随机变量，服从正态分布n(0，(v2)，并且独立于无效率变量；u是非负的随机变量，代表生产的无效率程度，服从截断正态分布n((，(u2)；另外，(2=(v2+(u2 和 (=(u2/((v2+(u2)，(在0和1之间变动。
（二）计量估计和结果
在计量模型的选择上，我们采用了对数形式的柯布-道格拉斯函数，所用的数据是30个样本村的87个地下水灌溉系统3个时期的资料，样本总数为190个（其中1998年87个样本，1997年60个样本，1983年到1996年的样
本数为`42个）。模型模拟中我们运用了边界生产函数的极大似然估计法进行估计。
从各种模型的运行结果来看，不管采用哪种方案，模型的两个随机变量的误差平方和δ2，以及无效率随机误差变量的误差平方在全部随机变量的误差平方和中所占的比例γ的统计检验都十分显著，所选择的大部分变量都在95%的水平上显著，系数符号与我们的理论预期也完全相同；各种方案得出的技术效率的平均值十分接近，基本都在84-85%（见表5最后一行）。考虑到年均地下水位和成本之间可能存在的相关关系，我们对于年均地下水位也做了选择，结果表明，估计结果基本上没有差异；另外，我们对于管理者经营能力和灌溉系统的成熟度都做了选择，估计结果也十分稳定，为了节约篇幅，我们没有列出这些估计结果。这说明，我们所选择的计量模型不仅是十分有效的，而且也是十分稳定的。
下面我们就对影响地下水灌溉系统产出水量因素的结果进行一些归纳和总结。
第一，地下水灌溉系统的固定成本、流动成本和劳动力等投入要素显著地影响着产出水量
各种模型的计量估计结果表明，固定成本、流动成本和劳动力的系数统计检验都在1%的水平上显著，且系数符号为正，这说明地下水灌溉系统的固定成本、流动成本与劳动力和产出水量之间都存在着密切的正相关关系；也就是说，在其它条件不变的情况下，无论是固定成本、流动成本还和劳动力，如果它们的投入提高，灌溉系统的产出水量就相应增加；反之亦然。这与我们的理论预期相吻合（见表5）。
第二，水资源的充足程度对于地下水灌溉系统产出水量的影响不显著
与我们的理论预期不相吻合的是，水资源充足程度对于地下水灌溉系统产出水量的影响不显著（见表5）。这一方面可能是由于水资源本身的价值没有在政策过程中“内部化”，另一方面可能是由于我们模型中没有考虑水资源利用的外部性。
第三，地下水灌溉系统的产出水量显著地受到灌溉需求和地区差异的影响
大部分模型的计量估计结果都表明
，年份虚变量的系数统计检验都在5%或10%的水平上显著，且都为正值（见表5）。这一结果说明，1997年和1998年的降水等气候因素不利于农业生产的发展，农业生产对灌溉系统产出水量的依赖程度加大，从而诱导产出水量提高。
另外，地区之间由于地形、地貌、立地条件等造成的地区之间的固定性差异也会影响到灌溉系统产出水量的多少。计量估计结果表明，地区虚变量的系数在1%或5%的水平上显著，这说明地区的差异性确实是影响地下水灌溉系统产出水量的一个显著因素（见表5）。
第四，技术效率是影响地下水灌溉系统产出水量的一个重要因素
计量估计结果表明，γ的系数统计检验都在1%的水平上显著，这说明地下水灌溉系统的技术效率是影响地下水灌溉系统产出水量的显著因素。地下水灌溉系统的技术效率为84-85%（0.844-0.847，见表5），这说明灌溉系统的技术效率大约有15-16%被损失掉了；如果我们提高灌溉系统的技术效率，我们就可能提高灌溉系统的产出水量。
表5 影响地下水灌溉系统的产出水量和技术效率因素的计量估计结果
解释变量
lnw
方案1
方案2
系数
t检验值
系数
t检验值
f1函数中的变量
截距
2.202
(14.03)***b
2.070
(11.09)***b
lnfc
0.064
(2.65)***
0.077
(2.78)***
lnvc
0.313
(8.26)***
0.315
(8.65)***
lnlabor
0.420
(8.11)***
0.447
(7.80)***
lnwtable
0.015
(0.29)
0.006
(0.13)
d97
0.048
(2.27)**
0.040
(1.88)*
d98
0.044
(2.06)**
0.034
(1.57)
dfx(肥乡县）
-0.229
(-2.97)***
-0.229
(-3.26)***
dys(元氏县）
-0.124
(-2.22)**
-0.109
(-2.07)**
无效率因素（f2函数中的变量）
产权制度虚变量
dnc
-0.195
(-5.63)***
-
-
dc
-c
-
0.101
(2.24)**
ds
-0.140
(-2.48)**
治理机制虚变量
dm
-0.103
(-2.53)**
-0.079
(-1.98)*
灌溉系统规模
size
-0.018
(-3.18)***
-0.016
(-2.56)**
管理者经营能力
edu
0.0003
(-0.06)
0.0009
(0.14)
灌溉系统成熟度
age
-0.002
(-0.28)
0.003
(0.46)
δ2
0.017
(5.18)***
0.016
(5.18)***
γ
0.921
(16.67)***
0.910
(16.54)***
最大似然值
172.59
-
176.37
-
最大似然检验
118.08
-
125.65
-
技术效率的平均值
0.837
-
0.844
-
a：样本观测值总数为189个。 b：“*”、 “**” 和“***”分别代表统计检验显著水平为10%，5%和1%。c：“-”代表该变量未进入模型的运算。产出水量、固定成本、流动成本、劳动力和年均地下水位变量是取自然对数。
影响地下水灌溉系统技术效率的因素主要有产权制度、治理机制、管理者的经营能力、系统规模和成熟度等，下面我们对这些因素对技术效率影响的计量估计结果加以总结和归纳。 第一，相对于集体产权制度而言，非集体产权制度可以显著地提高技术效率
在表5的计量估计结果中，方案1中非集体产权制度虚变量的系数为负值，且在1%的水平上显著；方案2中股份制产权制度虚变量的系数为负值，且在5%的水平上显
著；方案2中集体产权制度虚变量的系数为正值，而且都在5%的水平上显著（见表5）；这说明非集体产权制度可以很显著地提高灌溉系统的技术效率。
表5的数据表明，非集体产权制度虚变量的系数平均为-0.195，这说明灌溉系统中非集体产权制度的效率比集体产权制度的效率高20%左右。
另外我们也可以发现，私有产权制度的技术效率低于股份制产权制度的技术效率。
以上分析表明，产权制度和技术效率之间的相关关系与我们的理论预期十分吻合，产权制度确实可以显著地影响地下水灌溉系统的技术效率。
第二，规范性治理机制可以很显著地提高地下水灌溉系统的技术效率
各种模型的计量估计结果表明，规范性治理机制虚变量的系数统计检验十分显著，且系数符号为负（见表5），这说明规范性治理机制的无效程度低或相对于非规范性治理机制而言更有效；这与我们的理论预期相吻合。
第三，地下水灌溉系统的规模与技术效率之间存在显著的正相关关系
各种模型的计量估计结果表明，地下水灌溉系统规模的系数统计检验都在1%或5%的水平上显著，且系数符号为负，这说明灌溉系统的规模与技术效率之间有显著的正相关关系（见表5第31和32行）。
第四、地下水灌溉系统的技术效率对于管理者经营能力和灌溉系统成熟度的反应不敏感
表5显示，管理者经营能力的系数统计检验十分不显著，产生这一结果的原因可能是由于我们选择的用以反映管理者经营能力的指标即管理者的受教育年限不能很好地反映管理者的实际经营能力，而且各个灌溉系统的管理者之间受教育年限的差异性又较小所导致的。
另外，估计结果表明，项目成熟度变量的系数统计检验也不显著，（见表5）。这说明在其它条件不变的情况下，灌溉系统成熟度的高低对灌溉系统技术效率的高低没有显著的影响。
四、结论和政策建议
本文实证分析了地下水灌溉系统的技术效率和产出水量的决定因素，研究结果与理论上的预期假设是一致的。实证研究结果显示，地