地下水灌溉系统产权演变和种植业结构调整研究
表5. 作物种植结构决定因素计量模型估计结果（方案1和方案2）
解释变量
粮食作物
棉花
其它经济作物
方案1
方案2
方案1
方案2
方案1
方案2
截距
82.530
99.377
7.448
-10.100
10.022
10.723
(25.19)***
(13.14)***
(2.39)**
(-1.41)
(5.69)***
(2.64)***
Pjt
-0.078
-0.082
0.033
0.039
0.045
0.043
(-3.42)***
(-3.63)***
(1.54)
(1.83)*
(3.63)***
(3.54)***
Ln(Qjt)
3.029
2.964
-0.730
-0.649
-2.299
-2.315
(4.07)***
(3.99)***
(-1.03)
(-0.92)
(-5.75)***
(-5.82)***
Wjt
0.031
0.028
-0.023
-0.019
-0.008
-0.009
(0.92)
(0.83)
(-0.72)
(-0.59)
(-0.44)
(-0.50)
(PG/PI) jt-1
2.604
-3.336
0.732
(0.15)
(-0.20)
(0.08)
(PC/PI) jt-1
-5.430
5.713
-0.283
(-2.90)***
(3.21)***
(-0.28)
Njt
0.108
0.095
-0.054
-0.037
-0.054
-0.058
(1.81)*
(1.65)*
(-0.96)
(-0.67)
(-1.69)
(-1.88)*
元氏县虚变量
-9.173
-9.141
4.241
4.204
4.932
4.937
(-3.86)***
(-3.82)***
(1.88)*
(1.85)*
(3.87)***
(3.85)***
肥乡县虚变量
-12.566
-12.825
10.247
10.596
2.319
2.229
(-4.51)***
(-4.62)***
(3.87)***
(4.02)***
(1.55)
(1.50)
1990年虚变量
0.412
-0.068
-0.344
(0.18)
(-0.03)
(-0.28)
1997年虚变量
6.921
-7.253
0.332
(2.23)**
(-2.46)**
(0.20)
1998年虚变量
7.251
-7.047
-0.204
(2.34)**
(-2.40)**
(-0.12)
调整后的R2
0.43
0.43
0.40
0.40
0.29
0.23
>F值
10.86
12.26
9.66
10.83
5.41
6.06
注：“*”、“**”、“***”分别代表10%、5%和1%的统计显著水平。
（一）非集体产权机井的发展会促进农民调整种植结构
从模型系数估计的结果来看，非集体产权机井的发展对农业种植结构的影响与理论预期基本上是一致的。非集体产权机井比例变量在粮食作物及其他经济作物方程中的系数都达到了1%的显著水平，这意味着非集体产权机井的发展对传统的粮食作物与高经济价值的作物间结构的调整有着显著的影响。
粮食作物方程中，产权变量的系数为-0.082，说明非集体产权机井的比例增加10%（从样本平均值的42%增加到52%），粮食作物的播种面积比例就要减少0.82%（0.082×10=0.82），而相应地棉花和其他经济作物播种面积比例则分别增加0.39%和0.43%。
从分析中可看出，地下水灌溉系统非集体产权的发展对种植结构的调整起到重要的作用，特别是在增加经济价值比较高的作物上表现更加明显。农民在自己投资打井后，提高了水资源利用效率，使一部分水能够用来扩大经济作物的种植面积。另外，自己的井使用起来比较方便、及时，农民也敢种植对灌溉用水要求比较高的经济价值高的作物。
（二）粮食收购政策仍然是影响农作物生产结构的重要原因
人均粮食定购任务变量在粮食作物和其他经济作物方程中都达到了1%的统计水平，表明粮食定购任务对农民种植结构有显著的影响，主要体现为人均粮食定购任务的增加会导致粮食作物种植面积比例的扩大，而相应地棉花和其它经济作物的播种面积都有所减少。
从方案2（表5）与方案4（附表2）的结果比较来看，地区虚变量与人均粮食定购量变量之间有一定的相关关系，方案2中人均粮食定购量变量的系数大于方案4的变量系数，同方案2中地区虚变量的负值系数有关。
（三）价格信号是指导农民进行生产决策的重要因素
模型估计结果表明，粮食与化肥比价每上升1%（从样本平均值的0.4增加到0.404），粮食播种面
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