農業與其他行業的主要差異在于生產過程中面臨著市場風險的同時還面臨著自然風險，而水利基礎設施對農業生產抵御自然風險、改善農業生產條件起著不可替代的作用。福建省地處亞熱帶，雨量充沛，但時空分布極不均衡，臺風、洪澇等自然災害頻繁。此外，多山、地塊分散的地形特點，使得福建省面臨比其他地區更大的農田水利設施建設難度。福建省加強建設結構合理、適合省情的農業水利設施體系，對改善農業生產條件和提高抵御自然風險能力的重要性不言而喻。近年來，國內學者利用不同方法和數據從宏觀和微觀層面對水利建設投入對農業產出的作用進行了較多實證研究。朱晶定量分析了農業水利設施等公共投入對糧食產出的影響，發現中國農業基礎設施薄弱是造成入世后中國糧食缺乏競爭力的重要原因。馬林靖等利用2003年和2005年對全國隨機抽取的具有代表性的100個村的灌溉投資追蹤調查數據，實證分析了灌溉項目投資的強度和影響，研究發現灌溉項目投資對村民的農業收入具有顯著的正效應。

馬淑琴等利用1988－2009年的面板數據，對全國范圍與6大經濟區域農村水利基礎設施的農業產出效應進行實證檢驗。結果表明，農村水利基礎設施對農業產出有著顯著正效應。上述研究都是在全國層面得出的研究結論，由于地區地形差異的存在，農村水利設施對不同地區、不同農業作物的影響必然存在差異。在梳理相關研究的過程總未發現對福建省地區水利建設與農業產出關系的相關實證研究，因此，本文嘗試依據福建省水利建設投入數據和其他農業投入、產出數據，分析福建省水利建設投入對不同農業作物產出的影響。

一、福建省水利基本建設投入概況

福建省水利建設主要經歷了4個階段:\\(1\\)新中國成立以來至20世紀70年代，為改善農業生產條件，政府注重水利建設工作，水利基礎建設事業經歷了恢復至持續發展時期。\\(2\\)從20世紀70年代末到80年代末，在從計劃經濟向社會主義市場經濟轉軌的摸索過程中，農業水利建設一度停滯甚至倒退，農業的灌溉需求主要依賴文革前甚至建國初期修建的農田水利設施。\\(3\\)到20世紀最后10年，農業水利建設體制改革，投入逐漸增加，但仍未恢復到文革前的水平。21世紀初期以來，中央高度重視農業水利基礎建設，認為其發展關系到農業穩定發展和國家糧食安全。農業水利基礎建設進入體制深化改革時期，建設投入較快增長。通過對1991－2010年福建省水利基本建設投資完成額進行統計整理發現，1991－2010年福建省水利基本建設投入基本呈增長趨勢\\(表1\\)?？赡苡捎谔幱谒ㄔO恢復增長期，1991－1997年，福建省水利基本建設投入投資完成額保持高位增長。而此后近10年，福建水利基本建設投入又進入緩慢增長階段，到2006年后，才進入較快增長時期。經過20多年水利建設發展，至2011年底，福建省已建成水庫3355座，有效灌溉面積96．75萬hm2，旱澇保收面積67．09萬hm2，機電排灌面積16．23萬hm2。

二、模型、變量與數據來源

水利建設投入對農業產出影響問題是典型的投入產出問題，因此在生產函數的基礎上構建研究模型。本文選取糧食、園林水果和茶葉3種福建主要農作物產量作為因變量，以分析水利建設投入對不同農作物的產出影響是否存在差異。公共投資對生產的影響往往具有一定的滯后效應，然而在生產函數中引入公共投資變量時要確定其合理的滯后期具有一定困難。以往的研究者碰到此類問題大多采用存量變量\\(歷年投資的加權處理\\)，但年限長度和權數的確定具有較大爭議?，F有的文獻表明，根據調整后的可決系數、Akaike信息準則\\(即AIC\\)來確定滯后期是較好的解決辦法，當調整后的可決系數最大，AIC最小時，對應的滯后期數最為合理。本文也采用此方法。除了水利建設投入\\(I\\)外，根據相關研究文獻和福建省實際情況，本文還選取化肥施用量\\(C\\)、勞動力投入\\(L\\)、成災情況\\(D\\)作為解釋變量。不引入播種面積作為解釋變量是為了剔除播種面積變動的影響，簡化模型。因此，因變量和自變量的指標均是單位面積產出量和單位面積投入量。綜上，對模型兩邊取對數，得到修改后生產函數模型為:【公式】

上式中，Yit\\(i=1，2，3\\)\\)分別為歷年糧食單位面積產量、園林水果單位面積產量和茶葉單位面積產量，m為水利建設投入對農業產出影響的滯后期數。

本文數據選取的范圍是1991－2010年。其中，水利建設投入數據來源是歷年《福建省水利統計公報》中的水利基本建設投資完成額;糧食、園林水果和茶葉單位面積產量來自《福建省統計年鑒2012》;單位面積化肥投入量、單位面積勞動力投入和成災面積比例分別是當年化肥總施用量、農業從業人數和成災面積除以當年播種面積，當年化肥總施用量、農業從業人數、成災面積與播種面積均來自《福建省統計年鑒2012》。

三、估計結果與分析

上述修改后的生產函數模型實際上是分布滯后模型，如果直接對其進行普通最小二乘回歸，很可能會遇到缺乏足夠的自由度進行統計檢驗、模型存在高度的多重共線性等問題。為解決上述問題，先對模型進行2階阿爾蒙多項式變換，然后再進行普通最小二乘回歸。根據調整后的可決系數最大，AIC最小原則，確定水利建設投入的合理滯后期數為9。對上述模型分別進行回歸、檢驗，得到最終結果\\(表2\\)。

根據表2顯示的不同農作物單產回歸結果可知，三類農作物對應的單產回歸模型對數據的擬合結果很好，調整后的可決系數Ｒ2均超過0．96，模型對應的整體F統計值均較大，在1%水平下顯著，表明上述模型是合理的。其中，對糧食而言，在1%的顯著性水平下，單位面積化肥投入和水利建設投入2個變量對因變量糧食單產有顯著的正向影響，成災比例對糧食單產有顯著的負效應;在10%的顯著性水平下，單位面積勞動力投入對糧食單產有顯著的正向影響。園林水果方面，在5%的顯著性水平下，單位面積化肥投入對園林水果單產具有顯著的正向影響，成災比例對糧食單產有顯著的負效應;在10%的顯著性水平下，單位面積勞動力投入對園林水果單產有顯著的正效應;而水利建設投入未能通過10%的顯著性水平檢驗。茶葉方面，在1%的顯著性水平下，單位面積化肥投入和單位面積勞動力投入對茶葉單產具有顯著的正效應，成災比例對茶葉單產有顯著的負效應;在10%的顯著性水平下，水利建設投入對茶葉單產有顯著的正向影響。

對于影響農業產出的相關變量，本文關注的是水利建設投入對農業產出的影響及差異?；貧w結果表明:總體上水利建設投入對農業產出存在顯著的正效應。水利建設投入對糧食、茶葉和園林水果單產的影響存在差異。其中，水利建設投入對糧食產出的影響效應最大，其回歸系數即產出彈性系數為0．478，即每增加一單位水利建設投入，糧食單產將增加0．478單位產出;而對茶葉的產出影響較小，產出彈性系數僅為0．013，即每增加一單位水利建設投入，茶葉單產將增加0．013單位產出;水利建設投入對園林水果影響則未能通過顯著性檢驗。

水利建設投入對糧食、園林水果和茶葉產出影響存在差異，可能跟其作物自身特性有關，如福建省主要的糧食產物是水稻，相比園林水果和茶葉，其產出受灌溉條件影響更大。此外，水利建設投入對不同農作物產出影響存在差異，可能也與福建省水利建設結構不合理有關。福建省地形特點可以概括為“八山一水一分田”，園林水果和茶葉是福建省主要的農作物種類，但據相關調研發現，省內大型灌區水利建設較多，設施水平也較高，但小型水利建設工程較少，偏遠地塊的水利需求并未得到很好解決，同時水利建設對山地丘陵的地形特征、水系特征和特色農業需求特征考慮不夠，偏遠地塊的水利設施嚴重不足。水利建設結構的不合理，使水利建設投入的園林水果和茶葉產出影響無法體現。

四、結論與建議

實證分析表明，福建省水利建設投入對農業生產產生積極作用;水利建設投入對糧食、園林水果和茶葉單產的影響存在差異，糧食單產的水利建設投入產出彈性最大，茶葉次之，園林水果的水利建設投入影響未能通過顯著性檢驗。筆者分析認為水利建設投入對糧食、園林水果和茶葉單產影響存在差異，除了與農作物種類自身特性原因外，還與水利建設結構不合理有關。由此，提出如下建議。

1．增加政府對水利建設的財政投入，深化農田水利建設體制改革，積極引導社會資本參與水利建設，建立多元化投入機制。農田水利設施可以有效改善農業生產條件，水利建設投資對農業產出有著顯著影響。增加農田水利投入，重視農田水利建設，是國家農業生產的穩定發展和糧食安全的重要保障。此外，政府在農業水利設施的研發、灌溉和基礎設施等領域的投入，不僅可以推動農業產出的增長，也有助于提高農民收入，緩解農村貧困，縮小城鄉差距。因此，政府應繼續加大對水利建設的投入，并擴大水利建設資金來源渠道，積極引導社會資本參與水利設施建設。

2．科學規劃，建設合理的水利設施結構。福建省獨特的山地丘陵的地形特征、水系特征和園林水果、茶葉等特色農業需求，對農田水利設施結構提出了更高的要求。水利建設結構的不合理，偏遠地塊的水利設施不足和老化現象，在一定程度上影響了農田水利設施系統的服務功能，不利于福建省園林水果、茶葉等特色農業的發展。因此，應根據福建“山多、水多、林多、地少、田散”的實際情況，合理分配水利建設資金，建設合理的水利設施系統，積極探索和推廣符合福建地形水文特征和農業實際需求的水利設施系統。

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