灌溉水資源效率、空間溢出與影響因素

張雄化，鐘若愚

(深圳大學(xué) 中國經(jīng)濟(jì)特區(qū)研究中心，深圳518060)

一、引 言

水土稀缺、人口增長引發(fā)人們對(duì)糧食安全的高度關(guān)注。全球范圍內(nèi)，占全球17%的農(nóng)業(yè)用地，生產(chǎn)出占全球40%的食物，而糧食作物灌溉用水需要消耗總水量的65% ～70%［1－2］。我國用占世界7%的耕地，養(yǎng)活占世界22%的人口，在此過程中，農(nóng)業(yè)需要消耗全國總水量的60% ～65%。這要求我國水、土、人、糧必須高度協(xié)調(diào)均衡發(fā)展。目前，我國人口多與耕地少的狀況短期內(nèi)難以改變，而水資源利用改變相對(duì)容易，通過短期的加強(qiáng)行政管理和逐步實(shí)施工程技術(shù)，就可以使水資源利用效率提升。改善水資源利用效率能達(dá)到增加糧食產(chǎn)量和提高糧食質(zhì)量的目的，對(duì)維護(hù)糧食安全具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

水資源利用及其效率的重要性日益凸顯。從理論上考察，國際資源效率研究進(jìn)展及其演化趨勢反映水資源等戰(zhàn)略稀缺資源日益受到學(xué)界關(guān)注［3］;從實(shí)踐上觀察，歐盟水框架指令與共同農(nóng)業(yè)政策的改革，特別注重水資源生產(chǎn)率與水資源效率雙層目標(biāo)［4－5］?？v觀國內(nèi)外的研究成果，關(guān)于3種水資源效率的相關(guān)研究成果豐富，主要表現(xiàn)在以下方面:

關(guān)于MFA 框架下的水資源生產(chǎn)率研究。物質(zhì)流分析(Material Flow Analysis，MFA)是定量測度經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)運(yùn)行中物質(zhì)使用量的基本工具。Fischer［6］首次基于經(jīng)濟(jì)學(xué)觀點(diǎn)嘗試國家層次的物質(zhì)流分析。歐盟統(tǒng)計(jì)局2007年開始發(fā)布主要成員國的國家層次物質(zhì)流分析數(shù)據(jù)。國內(nèi)學(xué)者借鑒國外的國家物質(zhì)流分析框架，并把物質(zhì)流分析推演到區(qū)域物質(zhì)流分析和省市物質(zhì)流分析。尤其，Huang 等［7］分析中國常州地區(qū)物質(zhì)投入產(chǎn)出時(shí)，用MFA 方法分析水資源投入趨勢及在農(nóng)業(yè)中利用情況。MFA 方法測量的水資源生產(chǎn)率屬于單要素生產(chǎn)率，該方法忽略其他要素對(duì)水效率的影響，但利用資源生產(chǎn)率指標(biāo)測算效率較為方便。

運(yùn)用SFA 方法的灌溉用水技術(shù)效率研究。借助隨機(jī)前沿分析(Stochastic Frontier Analysis，SFA)，Battese 和Coelli［8］建立了基于面板數(shù)據(jù)的隨機(jī)前沿函數(shù)，Kaneko 等［9］建立了農(nóng)業(yè)用水效率的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)，并依據(jù)Kopp“農(nóng)業(yè)用水效率等于技術(shù)上可行的最小水資源使用量與實(shí)際使用量的比值”［10］測定農(nóng)業(yè)用水效率。王學(xué)淵［11］依據(jù)Battese 和Coelli 的SFA 方法，研究中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率和灌溉用水效率。另外，糧食生產(chǎn)用水包括藍(lán)水和綠水，藍(lán)水利用效率的SFA 研究表明，我國藍(lán)水利用效率普遍較低，不同省份動(dòng)態(tài)效率出現(xiàn)“高者愈高，低者愈低”的局面［12］。SFA方法的灌溉技術(shù)效率屬于全要素效率，考慮了其他要素對(duì)水效率的影響，但忽略非期望產(chǎn)出及其對(duì)水效率的影響，該方法依據(jù)生產(chǎn)函數(shù)模型測量效率稍顯復(fù)雜。

運(yùn)用DEA 方法的全要素水資源效率研究。Charnes 和Cooper［13］提出傳統(tǒng)的評(píng)價(jià)決策單元相對(duì)效率的數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法(Data Envelopment Analysis，DEA)。Tone［14］提出基于非徑向的包含非期望產(chǎn)出的DEA 擴(kuò)展模型。Ali 等［15］基于DEA及MALQUIST 全要素生產(chǎn)率指數(shù)，估計(jì)加拿大南部灌溉區(qū)域的水資源利用效率和生產(chǎn)率。Sun 等［16］基于水足跡和灰水足跡的省際面板數(shù)據(jù)，結(jié)合期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的DEA 模型與空間杜賓計(jì)量模型分析中國區(qū)域水資源利用效率及空間溢出效應(yīng)。DEA 方法的全要素水資源效率也屬于全要素效率，考慮了非期望產(chǎn)出和其他要素對(duì)水效率的影響，該方法借助規(guī)劃模型測算效率也稍顯復(fù)雜。

以上研究成果對(duì)于提高水資源利用效率具有重大意義，但對(duì)水資源利用效率的細(xì)分及其測量尚未涉及;對(duì)于水資源效率空間溢出效應(yīng)的研究也較為少見;對(duì)于影響水資源效率因素的研究也較為缺乏。本文利用MFA、SFA 和DEA 方法對(duì)糧食生產(chǎn)過程中的水資源利用效率進(jìn)行細(xì)分及測量，并對(duì)其進(jìn)行實(shí)證比較研究，以豐富水資源效率理論，推動(dòng)糧食生產(chǎn)中科學(xué)的水資源利用。

二、研究方法與理論模型

(一)MFA、SFA 與DEA 方法

運(yùn)用MFA 方法測量水資源生產(chǎn)率與污染強(qiáng)度。選取典型物質(zhì)流的分析指標(biāo)，包括物質(zhì)輸入指標(biāo)(DMA)、物質(zhì)輸出指標(biāo)(DPO)、污染排放指標(biāo)(DPOI)和物質(zhì)效率指標(biāo)(MP)。其中，DMA、DPO、DPOI 和MP 分別用直接物質(zhì)投入量、生產(chǎn)過程排放量、污染排放強(qiáng)度和資源生產(chǎn)率衡量。以糧食生產(chǎn)用水為例，DMA 為糧食生產(chǎn)的水資源消耗量;DPO 為污水排放量;DPOI 為糧食生產(chǎn)的污水排放量與相應(yīng)糧食產(chǎn)量的比值;MP 即水資源生產(chǎn)率等于糧食產(chǎn)量與相應(yīng)灌溉水資源消耗量的比值。

運(yùn)用SFA 方法測量灌溉技術(shù)效率。借鑒Kaneko 等［9］農(nóng)業(yè)生產(chǎn)用水的隨機(jī)生產(chǎn)前沿函數(shù)模型建立新模型:

其中，β 為系數(shù)，Y 表示糧食產(chǎn)量，K 表示農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力，L 表示勞動(dòng)力投入量，P 表示農(nóng)藥投入量，F(xiàn) 表示化肥施用量，W 表示實(shí)際灌溉用水量，誤差項(xiàng)被分解為隨機(jī)效應(yīng)誤差項(xiàng)v 和產(chǎn)品生產(chǎn)技術(shù)無效率項(xiàng)u。假設(shè)出最小水資源量，此時(shí)Kaneko 形式的用水效率生產(chǎn)前沿函數(shù)模型中不存在無效率項(xiàng)，最小水資源投入得到的有效的糧食產(chǎn)量與實(shí)際用水投入量對(duì)應(yīng)得到的糧食產(chǎn)量理論上應(yīng)該相等。依照實(shí)際用水的Kaneko 模型式(含技術(shù)無效項(xiàng))與最小可行用水的Kaneko 模型式(不含技術(shù)無效項(xiàng))相等即可計(jì)算出Kopp 定義的用水效率。

運(yùn)用DEA 方法測量全要素水資源效率。糧食安全生產(chǎn)的水資源利用效率是指單位水資源帶來的經(jīng)濟(jì)、環(huán)境和生態(tài)效益。糧食生產(chǎn)的全要素水資源利用效率可用經(jīng)濟(jì)效率、環(huán)境效率和生態(tài)效率表示?；诜瞧谕a(chǎn)出的運(yùn)用投入導(dǎo)向規(guī)模報(bào)酬可變的DEA 測度效率，經(jīng)濟(jì)效率投入指標(biāo)是真實(shí)水吸收量、水資源生態(tài)包袱、人力資源、資本資源和農(nóng)用物質(zhì)，產(chǎn)出指標(biāo)是糧食產(chǎn)量;生態(tài)效率投入指標(biāo)是生態(tài)包袱，產(chǎn)出指標(biāo)是糧食產(chǎn)量和污染排放;環(huán)境效率投入指標(biāo)是真實(shí)水吸收量、水資源生態(tài)包袱、人力資源、資本資源和農(nóng)用物質(zhì)，產(chǎn)出指標(biāo)是污染排放。

(二)Moran’s I 指數(shù)檢驗(yàn)

Moran’s I 統(tǒng)計(jì)量是空間臨近單元值的比較，通過空間自相關(guān)指數(shù)檢驗(yàn)判斷單元值是否存在穩(wěn)健的空間溢出效應(yīng)。如果臨近單元具有相似的值，統(tǒng)計(jì)量指標(biāo)存在正的空間自相關(guān);如果臨近單元具有非相似的值，統(tǒng)計(jì)量指標(biāo)存在強(qiáng)的負(fù)相關(guān)。自相關(guān)指數(shù)定義式為:

其中，I 即為相關(guān)指數(shù)，x 為觀察單元的值，ˉx 為所有單元均值，W 為鄰接矩陣，i 和j 代表不同的單元。Moran’s I 值的范圍為(－1，1)，如單元空間過程不相關(guān)，則I 值接近于0;I 取正負(fù)值時(shí)，分別代表單元空間過程存在正負(fù)相關(guān)。以上相關(guān)性是否可采信用Z-Score 判斷，如果Z 分值小于－1．96或者大于1．96，則相關(guān)性是可采信的，正相關(guān)表示分布狀態(tài)為集聚，負(fù)相關(guān)表示分布狀態(tài)為發(fā)散;Z分值的其他值情況反映相關(guān)性不可采信，進(jìn)而說明單元值是隨機(jī)分布的。

(三)面板數(shù)據(jù)模型

如若效率存在空間溢出效應(yīng)，則采用空間計(jì)量模型來分析效率影響因素;如若效率不存在空間溢出效應(yīng)，則采用Panel Data 模型來分析效率影響因素。假設(shè)糧食生產(chǎn)的灌溉水資源效率影響因素的Panel Data 模型如下:

其中，y 代表灌溉水資源效率，x 代表需要檢驗(yàn)的6個(gè)解釋變量:第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、農(nóng)業(yè)用水比重、人均用水量、水利設(shè)施建設(shè)、有效灌溉面積和人口文化素質(zhì)，β 代表相應(yīng)解釋變量的系數(shù)。在此，第一產(chǎn)業(yè)比重用第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與GDP 比值表示;農(nóng)業(yè)用水比例采用農(nóng)業(yè)用水量與總用水量的比值表示;人均用水量采用水資源擁有量與人口量的比值表示;水利設(shè)施建設(shè)利用水利設(shè)施和除澇面積中的水庫總庫容量衡量;地區(qū)人口文化素質(zhì)利用受過高中及其以上學(xué)歷教育的人口占總教育人口的比率衡量，其中，總教育人口數(shù)為6歲及其以上年齡的接受過不同教育(小學(xué)、初中、高中、大專及以上學(xué)歷)的總?cè)丝凇?/p>

三、數(shù)據(jù)來源及處理

數(shù)據(jù)指標(biāo)選取2004—2013年全國和31個(gè)省市區(qū)的勞動(dòng)力、資本、農(nóng)用物質(zhì)、灌溉水吸收量、生態(tài)包袱和污染排放量。所有數(shù)據(jù)均來自《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》和國家水利局網(wǎng)站。具體數(shù)據(jù)指標(biāo)處理如下:

糧食產(chǎn)量和勞動(dòng)力:包括由稻谷、小麥、玉米、大豆和薯類組成的糧食產(chǎn)量，勞動(dòng)力人數(shù)用鄉(xiāng)村從業(yè)人員中的第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)替代。

資本和農(nóng)用物質(zhì)投入:主要指農(nóng)田作業(yè)中投入及沉沒的固定資產(chǎn)，由于農(nóng)業(yè)資本存量估算的復(fù)雜性，本文把農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力作為資本來替代;農(nóng)用物質(zhì)投入量=農(nóng)藥投入量+化肥施用量。

灌溉用水、吸收量與生態(tài)包袱:灌溉用水量約占農(nóng)業(yè)用水總量的90%，則灌溉用水量為糧食安全生產(chǎn)的最大用水量，灌溉用水量=農(nóng)業(yè)用水量×90%。國外研究表明，農(nóng)田灌溉用水最終被作物吸收的比率約為47%［17］，則灌溉水的47%為真正的灌溉水利用量，灌溉用水的53%沒被糧食生產(chǎn)所用。依據(jù)魏茨舍克(Weizsaecke)提出的生態(tài)包袱概念，指人類為獲得有用物質(zhì)而獲得的附加壓力，視53%的灌溉用水為生態(tài)包袱。則總灌溉水吸收量=農(nóng)業(yè)用水×90% ×47%，總生態(tài)包袱=農(nóng)業(yè)用水×90% ×53%。

污染排放量:采用農(nóng)業(yè)的化學(xué)需氧量和氨氮排放量之和表示。農(nóng)業(yè)中化學(xué)需氧量排放量約占總排放量的47．5%;氨氮排放量約占總排放量的11．5%。則農(nóng)業(yè)污染排放量為糧食安全生產(chǎn)的最大污染排放量，總污染排放量=化學(xué)需氧量×47．5% +氨氮排放量×11．5%。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)全國范圍內(nèi)，水資源生產(chǎn)率上升，灌溉技術(shù)效率平穩(wěn)，全要素水資源效率差異明顯

MFA 框架下，糧食生產(chǎn)的水資源生產(chǎn)率穩(wěn)步提高，污染強(qiáng)度呈下降趨勢。表1 顯示，2004年1億立方水資源消耗最低可生產(chǎn)14．55 噸糧食，2013年最低可生產(chǎn)17．06 噸糧食，10年間的水資源生產(chǎn)率年均增長率為1．73%。與此同時(shí)，糧食生產(chǎn)的污染排放強(qiáng)度呈倒U 曲線形態(tài)，2004年1 噸糧食產(chǎn)出排放139 噸污染，2011年達(dá)到峰值222 噸污染，之后每萬噸糧食產(chǎn)量的排污量開始回落，10年間的污染排放強(qiáng)度均值為153．2 噸/萬噸。

SFA 方法下，糧食生產(chǎn)灌溉用水技術(shù)效率改善不甚明顯。表1 顯示，2004年的灌溉用水技術(shù)效率值為0．686，2009年技術(shù)效率達(dá)到峰值為0．724，2013年技術(shù)效率回落為0．577，整體看來10年間的灌溉用水效率在60%的及格線上下徘徊。

DEA 方法下，糧食生產(chǎn)的全要素水資源效率從高到低排列依次是經(jīng)濟(jì)效率、環(huán)境效率和生態(tài)效率。表1 顯示，10年間，糧食生產(chǎn)的經(jīng)濟(jì)效率為有效值1 的年份有6年，平均效率值為0．995;糧食生產(chǎn)的環(huán)境效率為有效值的年份僅有3年，平均效率為0．991;糧食生產(chǎn)的生態(tài)效率為有效值的年份僅有1年，平均效率為0．930。

表1 全國層面的效率比較

(二)區(qū)域范圍內(nèi)，水資源效率分化明顯，重點(diǎn)區(qū)域的水資源效率均處于較低水平

水資源生產(chǎn)率區(qū)域分化明顯。水資源生產(chǎn)率前三甲依次為西北、華南和華北，1億立方水耗依次生產(chǎn)的糧食量為29．47 噸、25．79 噸和24．81 噸;水資源生產(chǎn)率較差的地區(qū)是西南和黃淮海地區(qū)，1億立方水耗的糧食產(chǎn)量僅為6．41 噸和8．20 噸。與此同時(shí)，糧食生產(chǎn)污染排放強(qiáng)度較低的地區(qū)依次為西北、東北和華南，1 噸糧食產(chǎn)量的排污量依次為106．06 噸、107．14 噸和112．03 噸;糧食生產(chǎn)污染排放強(qiáng)度較高的地區(qū)為黃淮海和長江中下游地區(qū)，1 噸糧食產(chǎn)量的排污量約為418．82 噸和375．75 噸。

灌溉技術(shù)效率區(qū)域分化也明顯。灌溉用水技術(shù)效率最高的地區(qū)是東北，其次是西南和黃淮海地區(qū)，效率分別是0．833、0．674 和0．696。灌溉用水技術(shù)效率較低的地區(qū)是東南和華南，效率分別為0．393 和0．271。灌溉技術(shù)效率最高區(qū)域約為最低區(qū)域效率值的3 倍。

全要素水資源效率區(qū)域差異也較大。經(jīng)濟(jì)效率為有效值1 的地區(qū)只有東北和西北，經(jīng)濟(jì)效率稍高的地區(qū)是華南和華北，效率值分別為0．989 和0．908，經(jīng)濟(jì)效率最低的地區(qū)是黃淮海、西南和長江中下游地區(qū)，效率值分別為0．405、0．532 和0．539。生態(tài)效率為有效值1 的地區(qū)僅有西北，生態(tài)效率稍高的地區(qū)是華北和華南，效率值分別為0．903 和0．826，生態(tài)效率較差的地區(qū)是西南、長江中下游地區(qū)和黃淮海，效率值分別為0．182、0．265 和0．285。環(huán)境效率為有效值1 的地區(qū)是華北，其他地區(qū)環(huán)境效率普遍較差，環(huán)境效率最差的地區(qū)是東南和西北，效率值分別為0．057 和0.024。

表2 2013年區(qū)域?qū)用娴男时容^

(三)空間范圍內(nèi)，水資源效率僅存在局部溢出效應(yīng)，不存在全局溢出效應(yīng)

表3，Moran’s I 指數(shù)和Z 分值顯示，2004年除灌溉用水技術(shù)效率外，其他效率值空間分布不存在全局自相關(guān)，空間效應(yīng)表現(xiàn)為隨機(jī)分布;僅2004年的灌溉用水技術(shù)效率空間分布全局自相關(guān)，空間效應(yīng)表現(xiàn)為集聚。2013年的全部水資源效率空間分布均不存在全局自相關(guān)，空間效應(yīng)均表現(xiàn)為隨機(jī)分布?？傮w看來，糧食生產(chǎn)的水資源效率不存在全局性的空間溢出效應(yīng)。

圖1 顯示2004年與2013年的水資源效率局部自相關(guān)的高高集聚(HH)、低低集聚(LL)、高低集聚(HL)和低高集聚(LH)情況。水資源生產(chǎn)率中，山西、河南和貴州為高高集聚，西藏為低低集聚;水資源生產(chǎn)率污染排放強(qiáng)度中，北京和天津?yàn)楦吒呒?，河北為低高集?灌溉用水技術(shù)效率中，黑龍江為高高集聚，北京、天津和海南為低低集聚;全要素水資源經(jīng)濟(jì)效率中，黑龍江為低高集聚;全要素水資源生態(tài)效率中，新疆、西藏呈現(xiàn)過高低、低高和高高集聚，安徽和廣東分別呈現(xiàn)過高低和低低集聚;全要素水資源環(huán)境效率中，西藏、新疆和寧夏均呈現(xiàn)出高高集聚，內(nèi)蒙古呈現(xiàn)出高低集聚?？傮w看來，糧食生產(chǎn)的水資源效率只較少的地區(qū)呈現(xiàn)出局部自相關(guān)，水資源效率僅存在少許的局部溢出效應(yīng)。

表3 31 省市區(qū)效率的全局自相關(guān)性檢驗(yàn)

圖1 2004年和2013年水資源效率局部自相關(guān)的集聚形態(tài)

(四)水資源效率影響因素中農(nóng)業(yè)用水比例、人均用水量和人們文化素質(zhì)為特殊影響因子

Hausman 檢驗(yàn)表明，糧食生產(chǎn)的水資源生產(chǎn)率、灌溉技術(shù)效率和全要素水資源效率均適合采用隨機(jī)效應(yīng)模型。水資源生產(chǎn)率影響因素中，農(nóng)業(yè)用水通過5%的顯著水平檢驗(yàn)，農(nóng)業(yè)用水比例每增加1%，水資源生產(chǎn)率將下降約26%，其他因素對(duì)水資源生產(chǎn)率影響不顯著。灌溉用水技術(shù)效率影響因素中，水利設(shè)施建設(shè)和農(nóng)用水比重對(duì)效率產(chǎn)生負(fù)向影響，影響系數(shù)分別約為－0.0001 和－0.4334，分別通過15%和1%的顯著性水平檢驗(yàn);農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比重、有效灌溉面積、人均用水量對(duì)效率產(chǎn)生正向影響，影響系數(shù)分別為0.6883、0.00004 和3.4100，分別通過1%、5%和1%的顯著性水平檢驗(yàn);教育文化素質(zhì)對(duì)效率影響不顯著。糧食生產(chǎn)全要素水資源效率中的經(jīng)濟(jì)效率方面，水利設(shè)施建設(shè)和農(nóng)業(yè)用水對(duì)效率產(chǎn)生負(fù)向影響，系數(shù)分別為－0.0001 和－0.4336，分別通過15%和1%的顯著性水平檢驗(yàn);農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比重、有效灌溉面積和人均用水量對(duì)效率產(chǎn)生正向影響，系數(shù)分別為0.6883、0.00001 和0.6968，分別通過1%、5%和1%的顯著性水平檢驗(yàn);文化素質(zhì)對(duì)經(jīng)濟(jì)效率影響不顯著。糧食生產(chǎn)全要素水資源效率中的生態(tài)效率方面，農(nóng)業(yè)用水對(duì)效率產(chǎn)生負(fù)向影響，系數(shù)為－0.2929，通過15%的顯著性水平檢驗(yàn);教育文化素質(zhì)和人均用水量對(duì)效率產(chǎn)生正向影響，系數(shù)分別為0.7389 和5.2200，均通過1%的顯著性水平檢驗(yàn);其余因素對(duì)生態(tài)效率影響不顯著。糧食生產(chǎn)中的環(huán)境效率方面，有效灌溉面積對(duì)效率產(chǎn)生負(fù)向影響，人均用水量對(duì)效率產(chǎn)生正影響，系數(shù)分別為－0.00002 和5.4600，分別通過10%和1%的顯著性水平檢驗(yàn);其他因素對(duì)環(huán)境效率影響不顯著。

總體看來，農(nóng)業(yè)用水比例對(duì)糧食生產(chǎn)的水資源效率均產(chǎn)生負(fù)影響，人均用水量均對(duì)水資源效率產(chǎn)生正影響，遏制農(nóng)業(yè)用水比例和提高人均用水量將對(duì)水資源效率提高產(chǎn)生綜合效應(yīng);水利設(shè)施建設(shè)對(duì)灌溉用水效率和經(jīng)濟(jì)效率已表現(xiàn)出微弱的負(fù)向影響，評(píng)估新建水利設(shè)施項(xiàng)目對(duì)糧食生產(chǎn)的影響大有必要;另外，人們文化素質(zhì)提升能明顯提高糧食生產(chǎn)用水的生態(tài)效率。

表4 效率影響因素的實(shí)證估計(jì)結(jié)果

五、結(jié)論及政策建議

基于MFA 、SFA 和DEA 方法的三層水資源效率比較研究，可以得出如下基本結(jié)論:

第一，全國范圍內(nèi)，糧食生產(chǎn)的水資源生產(chǎn)率穩(wěn)步提高，污染強(qiáng)度呈下降的趨勢，灌溉技術(shù)效率有所提高且速度較為緩慢，全要素水資源效率中的經(jīng)濟(jì)效率明顯好于生態(tài)效率和環(huán)境效率;

第二，區(qū)域范圍內(nèi)，糧食生產(chǎn)的水資源效率分化明顯。尤其，黃淮海、東南、西南和長江中下游地區(qū)與其他區(qū)域相比，水資源生產(chǎn)率、灌溉技術(shù)效率、全要素水資源效率的經(jīng)濟(jì)效率、生態(tài)和環(huán)境效率均處于較低水平;

第三，空間范圍內(nèi)，灌溉水資源效率局部溢出效應(yīng)明顯，全局性溢出效應(yīng)不明顯;

第四，糧食生產(chǎn)過程中的人均用水量增加，并能顯著拉升水資源三層效率，農(nóng)業(yè)用水比例增加也能顯著拉低三層效率，大眾文化素質(zhì)的提高對(duì)水資源的生態(tài)效率有較明顯改善作用。

依據(jù)以上結(jié)論提出改善水資源效率的如下政策建議:

第一，水資源效率管理需進(jìn)行細(xì)分與綜合。綜合管理灌溉水資源效率，細(xì)分管理水資源生產(chǎn)率、灌溉技術(shù)效率和全要素水資源效率。效率管理的目標(biāo)是同步提升水細(xì)分效率，并最終實(shí)現(xiàn)效率的綜合提高。借鑒西方管理經(jīng)驗(yàn)，設(shè)定水資源三層效率量化標(biāo)桿管理，對(duì)效率高的區(qū)域進(jìn)行獎(jiǎng)勵(lì)，對(duì)效率低的區(qū)域?qū)嵤╉?xiàng)目及技術(shù)扶持，利用財(cái)稅金融優(yōu)惠政策補(bǔ)貼效率改進(jìn)實(shí)踐，對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體進(jìn)行水資源效率管理培訓(xùn)，促成微觀主體科學(xué)利用水資源。

第二，水資源效率落后地區(qū)需進(jìn)行重點(diǎn)整治?；谒Y源利用及其效率與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值及糧食增產(chǎn)具有正相關(guān)關(guān)系，如果糧食主產(chǎn)區(qū)在水土一定的條件下，糧食增產(chǎn)的可能性會(huì)減弱。為此，為了保持全國糧食產(chǎn)量不斷提升，必須對(duì)水效率落后地區(qū)進(jìn)行整治。特別是要對(duì)黃淮海、東南、西南和長江中下游地區(qū)等水資源利用效率低下的地區(qū)進(jìn)行重點(diǎn)整治，以提高水資源利用效率。

第三，水資源效率外溢需進(jìn)行制度創(chuàng)新。水資源效率提高可以通過先進(jìn)技術(shù)的外溢和管理方式的轉(zhuǎn)變得到實(shí)現(xiàn)。在技術(shù)層面上，應(yīng)當(dāng)學(xué)習(xí)西方經(jīng)驗(yàn)，健全水產(chǎn)權(quán)、水市場、水價(jià)格機(jī)制，充分利用市場機(jī)制配置水資源，并在全國水利項(xiàng)目中推廣已有的先進(jìn)節(jié)水用水技術(shù)，如滴灌、噴灌、精準(zhǔn)配方灌溉;在管理層面上，鼓勵(lì)學(xué)習(xí)借鑒西方的流域管理經(jīng)驗(yàn)，整合流域管理與糧食產(chǎn)區(qū)水資源管理并實(shí)施綜合協(xié)調(diào)管理，發(fā)揮資源管理效率帶動(dòng)資源利用效率的重要作用。

第四，水資源效率影響因素需要進(jìn)行動(dòng)態(tài)監(jiān)測。評(píng)估影響糧食安全的水資源效率指標(biāo)，包括人均水資源擁有量、農(nóng)業(yè)用水比率、人口文化水平等。應(yīng)當(dāng)在全國范圍內(nèi)，對(duì)這些指標(biāo)進(jìn)行動(dòng)態(tài)監(jiān)測，達(dá)到優(yōu)化對(duì)水資源效率有益的指標(biāo)、管控對(duì)水資源效率不利指標(biāo)的目的。最終實(shí)現(xiàn)提高糧食生產(chǎn)水資源利用效率，促進(jìn)糧食生產(chǎn)和糧食安全。

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