地下水灌溉系统产权演变和种植业结构调整研究

内容提要：
家庭联产承包责任制实行以来，原有由集体所有的水利设施老化、破损严重，为保证农业生产需要，水利产权改革在农村蓬勃，而这种产权的演变对农业生产的影响却很少有人研究。本文的目的是以地下水灌溉系统产权演变为例，探讨其对农作物种植结构的影响。研究采用计量方法对河北省30村4个年份种植业生产和地下水灌溉系统产权变化进行了分析。研究结果表明产权演变促使了种植结构的调整，扩大了经济价值较高作物的种植面积，提高了农民收入；国家粮食收购政策、市场价格及劳动力机会成本等因素也是影响农民对作物生产结构选择的重要因素。文章最后还对主要研究结果的政策含义做了讨论。
关键词：灌溉系统 产权演变 种植结构调整 模型

一 研究背景
改革开放以来，农村生产关系的变革和家庭联产承包责任制的实行，使农业生产由集体经营转变为家庭经营，原来属于集体所有的许多小型水利工程的管理体制与农村分户经营的模式不相适应，水利工程破坏或老化现象严重，制约着农村经济的发展（陈雷和杨广欣，1998）。为满足农业生产的需要，农村小型水利灌溉设施产权改革于80年代兴起并不断发展，从初期的经营权逐渐深化到建设权、处置权甚至是所有权，农民自己投资并管理水利设施的现象逐步增加。

有研究指出，农户积极支持小型水利工程产权改革，是因为他们认为产权明晰后，水利工程覆盖面积扩大，各种用水服务加强，会带来农作物产量提高及经济价值较高作物种植面积的扩大，从而增加家庭收入；另外，用水损失减少、水土流失、盐碱化程度的降低，也可使播种面积保持稳定，减少损失（Darra和Raghuvanshi，1990）。另外，农民可根据水资源的情况来选择合适的农作物种植方式，而不必象以前一样必须按照政府的指示，这样也可以扩大经济价值较高的作物的种植面积（Patil和 Lele，1995）。因此，水利工程产权改革，可以合理开发利用与管理农业水资源，提高水资源利用效率和效益（王金霞等，2000），通过调整农业结构，改革耕作措施与种植制度，发展节水、高产、优质、高效农业（刘昌明和何希吾，1996）。

虽然有的研究已提到灌溉设施产权改革与农作物种植结构的调整有关系，但现有的研究多数是描述性的，很少有从实证的角度对灌溉设施产权演变对农作物种植结构调整的影响进行定量分析的。本文的目的是以地下水灌溉系统产权演变为例，探讨产权演变对农作物种植结构的影响。

二、研究资料和调查点概况
（一）样本点的选择
河北省的人均水资源量仅为全国平均水平的1/10，灌溉用水中有70%来源于地下水。本研究选取了河北省青龙、元氏和肥乡县三个县做为调查点，三个县的水资源短缺程度都比较严重并且都是主要粮食产区，每个县随机抽取10个村作为调查的样本村，选择了家庭联产承包责任制开始年（1983年左右）、1990年、1997年和1998年四个年份为调查时期，样本点产权类型比较全且在不同地区间有一定的区别，农作物种植结构有一定的差异。

表1列出了样本点的一些基本情况，从表1人均耕地、地下水位及有效灌溉面积数据可看到青龙、元氏和肥乡三个县情况差异比较大，但三个县各项指标四个年份间的变化趋势基本上是一致的，人均耕地面积在不断减少，而水资源短缺状况日益严重，灌溉用水中地下水比例越来越高，元氏和肥乡县在1998年甚至达到了100%。

本文的地下水灌溉系统指机井，一个机井及其附属设备为一套地下水灌溉系统（以下简称为机井）。这里把机井分为集体产权机井和非集体产权机井两种，由私人所有及农民合股所有的机井被统称为非集体产权机井。用非集体产权机井数量占机井总数的比例变化来反映机井产权演变的情况。表1表明机井产权的演变是由集体产权形式向非集体产权形式发展的。三个县非集体产权机井所占比例从家庭联产承包责任制到1998年都是逐渐增大的，但三个县非集体产权机井比例的变化幅度不同，青龙县变化幅度最大（从0增加到69%），肥乡县的比例变化达到了7倍多，元氏县也有2倍多。

表1.样本点基本情况
县名
年份
耕地面积
（千公顷）
有效灌溉面积占
耕地面积比例（%）
人均耕地面积（公顷/人）
灌溉用水中地下水比例（%）
非集体产权井所占比例(%)
青龙
83年*
1.05
13
0.07
71
0

90年
0.98
15
0.06
69
4

97-98年
0.93
42
0.06
94
69
元氏
83年*
2.02
94
0.11
93
28

90年
1.92
95
0.10
85
48

97-98年
1.81
95
0.08
100
63
肥乡
83年*
1.62
61
0.15
100
9

90年
1.53
69
0.13
99
54

97-98年
1.50
83
0.12
100
80
注：83年*代表家庭联产承包责任制开始年，97-98年的数据为97年和98年样本点数据的平均值。
数据来源：作者对青龙、元氏和肥乡县30个样本村的实地调查。


（二）机井产权与农作物种植结构的变化
从家庭联产承包责任制开始到1998年，三个县小麦玉米的播种面积比例都是增加的，杂粮、薯类等其他粮食作物播种面积的比例基本上呈下降趋势（表2）。从作物播种面积变化来看，棉花的播种面积比例从80年代初到90年代初是增加的，但到了97、98年急剧下降。在元氏和

表2. 按年份分组的农作物种植结构变化
县名
年份
总播种面积（千公顷）
粮食作物占
总播种面积比例（%）
经济作物占
总播种面积比例（%）


合计
小麦玉米
其他
合计
棉花
其他
青龙
83年*
1.10
99
38
61
1
0
1

90年
1.08
98
41
57
2
0
2

97-98年
1.13
95
55
40
5
0
5
元氏
83年*
3.47
87
84
3
13
7
6

90年
3.41
88
86
2
12
7
5

97-98年
3.37
93
91
2
7
3
4
肥乡
83年*
2.38
73
66
8
27
23
4

90年
2.39
78
72
6
22
19
3

97-98年
2.50
93
85
8
7
3
4
注：经济作物包括棉花、油料作物和蔬菜等。其它注释及数据来源详见表1。

肥乡县，棉花以外的其他经济作物的播种面积比例从家庭联产承包责任制开始年到90年是稳中趋降的，98年元氏县还是略有下降，而肥乡县则是迅速上升但幅度小于棉花面积比例的变化。在没有种植棉花的青龙县，经济作物在总播种面积中的比例从80年代初开始一直是增加的。另外，数据反映出尽管各地区农作物种植结构的调整变化趋势有相似之处，但地区间作物种植结构变化还是有些差异。那么，是什么因素导致种植结构在不同时期和地区间存在差异呢？

由表3数据可以看出，机井产权状况同农作物种植结构存在一些相关关系。非集体产权机井比例越大，经济作物播种面积比例越高，而粮食作物播种面积所占比例越小。农作物种植结构也同人均耕地紧密相关（表3）。粮食作物种植面积比例同人均耕地成负相关，而经济作物种植面积比例则与人均耕地成正相关，这可能与我国农民自给半自给的农业生产方式有关。

在粮食作物内部，随着非集体产权机井比例的增加，小麦和玉米的播种面积比例不断扩大，而杂粮、薯类等粮食作物所占比例不断下降（表3）。农民自己打井后，有些地方从种植一季比较抗旱的杂粮作物转为种植冬小麦—玉米需水较多的两季粮食作物或其他两熟作物，因此杂粮、薯类作物播种面积减少，小麦、玉米播种面积扩大。小麦、玉米是国家订购粮的主要品种，这两种作物产量比较高，经济效益比杂粮、薯类好，符合农民的利益。从另一角度来看，农民有能力自己投资打井，说明生活水平在不断提高，对食物要求也在不断提高，所以从小米、高粱、薯类等粗粮转向小麦等细粮。

表3. 按非集体产权和人均耕地面积分组的农作物播种结构情况
分组
分组指标均值
总播种面积
（千公顷）
粮食作物占
总播种面积比例（%）
经济作物占
总播种面积比例（%）


合计
小麦
玉米
其他
合计
棉花
其他
按非集体产权机井比例（%）





0-0.99
0
10.18
90
74
16
10
7
3
1-89.9
51
8.24
89
79
11
11
6
5
90-100
98
9.40
88
80
8
12
7
5
按人均耕地面积（公顷/人）





0.030-0.079
0.06
6.11
96
67
29
4
1
3
0.080-0.111
0.10
11.61
90
82
22
10
4
6
0.113-0.227
0.14
10.10
84
79
5
16
12
4
数据来源：见表1。

随着机井非集体产权形式的，经济作物内部种植结构也在发生着变化（表3）。棉花是调查点的30个村种植的最主要的经济作物。棉花相对于粮食作物需要投入更多的劳动力，劳动力机会成本的变化对其影响比较大，另外棉花的种植还要受国家棉花收购政策及病虫害的影响，因此表中数据显示产权的变化对棉花播种面积无明显影响关系，计量模型中我们将对影响棉花播种面积的因素做进一步分析。其他经济作物这里主要指油料作物、蔬菜等经济价值较高的作物。我们调查的样本点中果树栽种面积也不少，但大部分果园与耕地面积是分开的，所以在我们的分析中没有把果园与其他作物放在一起进行比较。表中数据显示，随着非集体产权机井比例的增加，除棉花外的经济作物的播种面积比例也是增加的，这与预期是一致的。

非集体产权机井比例的增加，表明农民对水利投资越来越多。农民不但意识到水是一种稀缺且十分珍贵的资源，也接受了地下水的利用要有一定的成本的观念，所以要合理、有效地利用水资源以提高自己的收益，而种植结构的变化就是农民对此作出的反应。从以上分析可以看出，随着地下水灌溉系统非集体产权形式的，农民相应地调整了种植结构，价值较高的农作物播种面积比例增加，而粮食作物的播种面积比例有所下降。但以上单因素分析只是非集体产权与农作物种植结构之间表面的相关关系，我们不能因此而简单地对其关系下结论，因为农作物生产还受国家政策、市场价格和劳动力机会成本等多方面因素的综合影响。所以，为了较准确地分析产权与其他因素对农业生产结构的影响，必须建立计量经济模型进行分析。

三、计量经济模型的选择

根据以上分析，可以建立如下计量经济模型对影响农作物生产结构的因素进行分析：
Aij t=F（Rjt 、Wj t、ln(Qjt) 、(PG/PI) jt-1 、(PC/PI) jt-1、Njt、Dk、Tt ）

上式中i代表作物（分别为粮食作物、棉花和其他经济作物），j代表村，k代表地区（县），t代表时期，Aij t代表第j村在t年i种农作物占农作物总播种面积的比例。R代表非集体产权机井的比例（%），由于产权变量是内生变量，为了避免模型解释变量的内生性问题，模型估计时用两阶段最小二乘法把非集体产权作为内生变量来分析产权演变对农作物种植结构调整的影响（机井产权演变的影响因素模型见附表1）。Q代表人均粮食定购任务（公斤/人），是用来测定粮食收购政策对种植结构影响的变量。PG，PC和PI分别代表粮食市场价格、棉花收购价格和化肥价格指数。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


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，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），粮食播种面积比例会增加1%（2.604×0.3=1.04），棉花的播种面积比例会减少1.3%（3.336×0.4=1.3），其他经济作物播种面积比例会增加0.3%（0.732×0.4=0.3）。而棉花与化肥比价比每增加1%（从样本平均值的2增加到2.02），粮食播种面积比例将减少10.86%（5.43×2=10.86）、棉花的播种面积比例将增加11.42%（5.713×2=11.42），其他经济作物播种面积比例会减少0.56%（0.28×2=0.56）。

（四） 劳动力机会成本影响作物种植结构的选择
随着经济的发展，农业劳动力的机会成本不断上升，外出就业的比例逐年增加，非农收入可看作是农民从事农业生产的机会成本。农民放弃部分农业生产时间外出就业会对种植结构产生一定的影响。结果显示非农收入比例在粮食播种面积和其他经济作物播种面积方程中均达到了10%的统计显著性水平。三个方程中非农收入的系数分别是0.095、-0.037和-0.058，说明非农收入每增加10%（从40%增加到50%），粮食作物的播种面积比例将增加0.95%，棉花和其他经济作物播种面积比例则分别减少0.37%和0.58%。

棉花和其他作物与粮食作物相比是劳动相对密集的农作物，为满足口粮的需要，在劳动力机会成本不断上升的情况下，农作物播种面积首先减少的是非粮食作物。

五 结论与政策含义

上述分析结果表明，地下水灌溉系统产权的演变促进了农作物种植结构的调整，扩大了经济价值较高的农作物的种植面积比例，使粮食作物种植面积比例有所下降。另外，粮食价格与生产资料价格比的升高、粮食订购任务的增加及劳动力机会成本的提高都会导致粮食播种面积比例的增加。对这些结论的主要政策含义讨论如下：

（一） 地下水灌溉系统产权演变和农业结构调整
农作物种植结构的调整是在地下水灌溉系统产权由集体产权形式逐渐向非集体产权形式的情况下，农民在对农业生产投入与产出收益比较后进行的合理的行为。同其他制度创新一样，这种产权制度演变对农业生产的影响意味着农民生产的优化行为意识和能力在不断增强。它对农业生产结构的调整、资源的有效合理利用和农民收入的增长会起促进作用，政府应通过制定相关政策加速和完善灌溉系统产权的演变。科技是第一生产力，制度创新也是非常重要的生产力。 （二）地下水灌溉系统产权演变与粮食发展政策
过去的研究指出地下水灌溉系统产权的演变会加强灌溉管理，维持灌溉系统的持续运行并提高水资源的利用效率。本研究结果表明地下水灌溉系统非集体产权形式的发展还会使粮食作物播种面积比例有所下降。因此在灌溉系统非集体产权形式成为产权演变发展趋势的情况下，如果政府农业政策的目标包括粮食生产的稳定增长，政府则要考虑用增加农业科研和推广投资、增加农业基础设施建设投资等政策来提高单位面积产量，以抵消由于灌溉系统产权演变给粮食生产面积减少带来的影响。 （三）农业生产结构的优化要有准确、合理的市场信号
随着市场经济的发展，农民在生产时虽然还受国家政策及口粮需求等条件的约束，但已经在按价格信号的引导调整农作物的种植结构。因此，在农业生产结构调整过程中，国家应该加强建立信息畅通、公正规范的市场环境，为农民的生产决策提供准确的市场价格信息。

（四）农业生产结构调整受粮食收购政策的制约
目前粮食收购政策制约着农业生产结构的进一步调整，也制约着水资源的有效利用。这也意味着在华北灌区，取消粮食收购任务，经济作物面积将显著增长，而粮食作物面积则显著下降。而市场化是经济发展的趋势，靠粮食收购政策来维持粮食总量供给不是长远之计，这进一步论证了科技在保证国家粮食安全的重要地位。 附表1：产权演变模型
影响产权演变因素
解释变量
系数
T检验值
截距
-177.785
（-1.61）
资源条件


W地表水源比例
0.428
（2.76）***


W地下水位
65.548
（3.01）***
人口压力


ln(LP人均耕地)
-84.815
（-2.33）**
政策因素


水利扶持政策
13.162
（1.92）*


水利贷款政策
-61.877
（-2.05）**
经济条件


ln(人均集体收入)
1.497
(0.78)


ln(农民人均收入)
-10.892
（-0.81）
文化程度


EDU文化程度
-0.035
（-0.046）
市场化程度


R道路
22.000
（2.13）**


村虚变量
略



年份虚变量
略

调整后的R2
0.75



F值
9.54

注：“*”、“**”、“***”分别代表10%、5%和1%的统计显著水平，在产权演变影响因素模型的几种不同方案中，选用的是调整后的R2比较高的方案，这样产权变量的拟合程度比较好。水利扶持政策、水利贷款政策及表示市场化程度的道路变量是虚变量，变量值为1分别表示样本点能得到水利扶持及贷款政策和有道路通过（模型的分析详见王金霞、黄季焜和Scott，2000）


附表2 作物种植结构决定因素计量模型估计结果（方案3和方案4）
解释变量
粮食作物
棉花
其他经济作物

方案3
方案4
方案3
方案4
方案3
方案4
截距
77.451
90.703
13.088
-1.357
9.461
10.654

(24.50)***
(11.54)***
(4.43)***
(-0.19)
(5.61)***
(2.56)**




Pjt
-0.078
-0.083
0.029
0.034
0.049
0.049

(-3.16)***
(-3.40)***
(1.24)
(1.50)
(3.74)***
(3.78)***




ln(Qjt)
1.396
1.275
0.008
0.125
-1.394
-1.400

(2.11)**
(1.98)*
(0.01)
(0.21)
(-3.98)***
(-4.10)***




Wjt
0.047
0.044
-0.039
-0.037
-0.008
-0.007

(1.30)
(1.20)
(-1.15)
(-1.07)
(-0.42)
(-0.39)




(PG/PI) jt-1

-3.925

13.371

-9.446


(-0.22)

(0.80)

(-1.00)




(PC/PI) jt-1

-3.678

3.035

0.643


(-2.00)**

(1.76)*

(0.66)




Njt
0.236
0.222
-0.191
-0.177
-0.045
-0.045

(4.56)***
(4.45)***
(-3.95)***
(-3.79)***
(-1.62)
(-1.72)*




元氏县虚变量




肥乡县虚变量







1990年虚变量
-1.259

2.156

-0.897


(-0.52)

(0.96)

(-0.70)





1997年虚变量
4.019

-3.333

-0.686


(1.28)

(-1.14)

(-0.41)





1998年虚变量
4.317

-3.143

-1.174


(1.38)

(-1.08)

(-0.70)





调整后的R2
0.33
0.33
0.32
0.32
0.11
0.12




F值
9.36
10.77
8.84
10.03
3.77
4.47
注：“*”、“**”、“***”分别代表10%、5%和1%的统计显著水平。

：
刘昌明和何希吾，《21世纪水问题方略》，出版社，1996
陈雷和杨广欣，“深化小型水利工程产权改革加快水利事业”，《中国农村水利水电》，1998年第6期，第1-4页
王金霞、黄季焜、Scott，“地下水灌溉系统产权制度的创新与理论解释”，《研究》，2000年第4期第66-74页
Darra, B.L.and C.S.Raghuvanshi,Irrigation Management,Atlantic P&D, 1990
R.K.Patil and S.N.Lele,"Irrigation Management Transfer:Problems in Implementation" in Irrigation Management Transfer，Food and Agricultural Organization,Rome, 1995
Douglas J.Merrey, Expanding the Frontiers of Iirrigation Management Research:Results of Research and Development at the International Irrigation Management Institute 1984-1995,International Irrigation Management Institute, 1997
* 本是农业政策研究中心水资源研究项目系列论文之一。本项研究得到福特基金会、国际水资源管理研究所（IWMI）、亚洲发展银行（ADB）和国家杰出青年科学基金（79725001）的资助，项目在资料收集和整理的过程中得到王金霞、范民民和刘京国等人的帮助，在此特致谢意。


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