因为同一时期内，县内各村的价格基本相似，所以价格的差异主要体现在年份之间的差异。上式中资源及投入品价格用到的是影子价格，即反映资源稀缺程度的灌溉用地表水比例（W，%）和劳动力机会成本（非农收入比例N，%）。为了显示地区间和年份间的差异，采用了地区虚变量Dk和年份虚变量Tt。模型各变量的平均值见表4。



表4. 模型变量

被解释变量 平均值

解释变量 平均值

非集体产权

机井比例（R,%）

42

地下水位（米）

44





灌溉用水中地表水比例（W,%）

8





人均耕地（公顷/人）

0.1





人均收入（元/人）

782

粮食播种

面积比例（AG,%）

91

集体经济力量（元/人）

29





教育程度（%）

44





人均粮食定购任务（Q,公斤/人）

61

棉花播种

面积比例（AC,%）

5

上年粮食价格与化肥价格指数比(PG/PI) t-1

0.4





上年棉花价格与化肥价格指数比(PC/PI) t-1

2





非农收入比例 （N,%）

40

非棉花经济作物

播种面积比例（AO,%）

4

有政府财政扶持样本数

37





能得到水利贷款样本数

63





有道路通过本村的样本数

82

注：人均收入和集体经济力量按90年价格计算，地下水位是调查年份上一年的地下水位，教育文化程度指样本村具有初中以上文化程度的劳动力比例，有政府财政扶持样本数、能得到水利贷款样本数和有道路通过本村的样本数的数值为合计数，其它数值为变量平均值。总样本数为120个 。数据来源：见表1。





四、计量经济模型估计和结果



由于粮食定购任务在同一地区内差别不大，主要是体现在地区之间的差异，其变量同地区虚变量存在较强的共线相关。同时，价格变量在地区间差异很小，主要是年份间存在着差异，这同模型中的年份虚变量相关较大。为了解决这两个问题，选用了4种方案对模型进行估计。方案1（表5）和方案3（附表2）加入了年份虚变量而没有用农作物价格与化肥价格指数之比的变量，在地区虚变量（方案1加入了地区虚变量，方案3 则没有）的取舍上对模型进行比较。方案2（表5）和方案4（附表2）是分别对方案1和方案3用农作物价格与生产资料价格指数之比的变量代替年份虚变量对模型进行估计。四种方案的结果（表5、附表2）显示，影响农作物种植结构的解释变量的系数符号与理论预期相同，且产权变量、劳动力机会成本变量在四种方案中的结果变化不大，且基本达到了统计显著水平，说明模型比较稳定，下面采用方案2（表5）来对模型系数的估计结果进行讨论。



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

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