中國農業經濟增長的水土資源“尾效”研究

聶華林，楊福霞，楊 冕

（蘭州大學a.經濟學院；b.資源環境學院，蘭州 730000）

0 引言

隨著我國人口的不斷增長及工業化進程的逐步深入，農業生產所賴以維持的水、土地等資源越來越多地被其他經濟生活所侵占；特別是在我國人均耕地、水資源量明顯低于世界平均水平的情況下，自然資源對農業經濟發展的硬性約束日益凸顯，從而給我國農業增長、農民增收及農村的可持續發展帶來了巨大壓力。由此產生一個突出的問題：水土資源短缺將會給我國農業發展產生何種程度的約束？我國農業經濟的增長能否處于穩態的路徑之上？技術進步對我國農業經濟增長的貢獻率多大？

鑒于水土資源短缺對經濟增長的制約作用日趨明顯，國內外學者們對此進行了廣泛而深入的探索。Nordhaus(1992)基于擴展的柯布—道格拉斯生產函數測算了資源和土地對美國經濟增長的“尾效”，值為0.24%，其中的1/4源自土地資源的限制[1]。薛俊波等（2004）對Romer(2001)模型進行了簡化，將土地要素納入生產函數模型，對中國經濟增長的土地資源“尾效”進行了測算，其結果為1.75%[2]；謝書玲等（2005）基于Romer模型，對中國經濟增長的水土資源“尾效”進行分析，結果顯示：水資源與土地資源對中國經濟的增長“尾效”分別為0.13%與1.32%，兩者綜合“尾效”為1.45%[3]；楊楊等（2007）通過對模型的前提假設進行修正，測算了水土資源對我國經濟增長的“尾效”，其結果為1.18%[4]。

然而，目前大多數的研究均不同程度地存在著所分析的資源與經濟總量缺乏對應這一問題：如文獻[2]、[3]等用農業用地面積（耕地、林地、可利用草地三部分之和）來研究土地資源對我國經濟增長的約束，而事實上，農業用地對應的農業產值僅占我國GDP的10%左右；文獻[4]在計算土地資源時加上了建設用地，但就2008年全國土地利用情況來看，建設用地僅占我國總用地面積的4.8%左右，而其所對應的第二、三產業產值占GDP總量的88.7%，仍未能較好地將所研究的資源與其經濟產出實現對應。其次，對于水資源的分析，較為常見的計算方法是利用河川年徑流總量和水資源總量按照0.96折算[2,3]，然而，由于技術、水質污染和我國水資源的時空分布不均等因素，中國的水資源遠未能達到如此高的利用程度[5～6]。如2008年，中國總供水量僅占水資源總量的21.5%。因此，水土資源對經濟增長的“尾效”更多體現在農業經濟系統中。本文基于1978～2008年中國農業經濟系統中實際產出、資本存量、從業人員、用地面積和用水總量五個變量的時間序列數據，借用Romer（2001）模型，測算了水土資源對我國農業經濟增長的“尾效”；在此基礎上，利用情景假設的外推原理，考察了廣義技術進步在克服自然資源對經濟增長約束過程中所作貢獻的動態特征。

1 模型構建

2001年，美國經濟學家Romer基于新古典經濟學理論，提出了一個資源約束下的經濟增長模型，分析了自然資源與土地對經濟增長的阻力（growth drag）。本文借用Romer的分析方法，通過在農業生產函數中加入水資源和土地資源兩個變量，測算水土資源約束對農業經濟增長的阻礙作用，并進一步考察技術進步對農業生產保持平衡增長路徑的促進作用。為了分析具有可操作性和現實合理性，此處采用柯布—道格拉斯生產函數的形式：

其中，Y(t)、K(t)、W(t)、T(t)、L(t)、A(t)分別表示農業實際產出、農業資本存量、農業用水量、農業用地面積、農業從業人口、知識（或“勞動的有效性”），A與L的乘積表示“有效勞動”[8]。α,β,γ表示技術參數，在此解釋為對應投入要素的產出彈性。同時，注意到模型假設四種投入要素的產出彈性之和等于1，即表明我國農業經濟系統具有規模報酬不變的特性。此外，該模型未考慮技術進步對農業經濟的影響。

對（1）式進行對數變換后，可得到上述對應變量的增長率形式：

其中，gY(t)、gK(t)、gW(t)、gT(t)、gA(t)、gL(t)分別表示Y、K、W、T、A、L的增長率。此處設定農業用水增長率（gW(t)）與農業用地面積增長率（gT(t)）分別為a與b，即gW(t)=a，gT(t)=b。經數學變換后（過程略），可分別求得在受水土資源約束和不受水土資源約束兩種情況下，平衡增長路徑上單位勞動力平均產值的增長率，而兩者的差值即為水土資源對農業經濟增長的“尾效”，其表達式分別如下：

式（3）、（4）表明，某一資源要素作用于經濟增長的方向取決于勞動力與該資源的增長率之差，而作用力的大小還直接與資本投入及自身的產出彈性成正比。具體來說，若勞動力增長率大于資源的增長率，即n＞a或n＞b，則該資源的“尾效”為正，表明由于單位勞動力對該資源占有量降低，導致單位勞動生產率下降，進而使經濟增長受到阻礙。此外，若資本投入的產出彈性值固定，則產出彈性較大的資源要素對經濟增長的作用力強于產出彈性較小的資源要素。

2 計量分析

2.1 數據采集與處理

鑒于數據的可獲得性及統計口徑的統一性，選取1978～2008年的相關數據作為本研究的樣本。農業生產總值（Y）主要取自《新中國五十五年統計資料匯編》[9]及《中國統計年鑒2009》[10]，并以1978年為基準進行了可比價格的換算；農業從業人員（L）取自《新中國五十五年統計資料匯編》，同時假設A附著在L上；農業用地面積（T）使用的數據是耕地、林地與可利用的草地三者之和，取自《中國統計年鑒》（1979～2009）[10]；對于農業用水總量（W），1997～2008年的數據直接取自《中國水資源公報》（1997～2008）[11]，而1978～1996年期間的數據需基于相關數據折算獲取。通過計算1997～2008年全國農業用水量與地表水資源總量之間的關系發現，各年份農業用水量占當年地表水資源總量的比重最小值為12.5%，最大值為14.8%，且圍繞14%呈近似的均勻分布。因而，本文選取平均值14%，作為折算1978～1996年的農業用水總量的經驗比例。其次，查閱《中國統計年鑒》指標解釋獲知，1989年之后關于地表水資源總量的統計內容，與之前關于天然河川年徑流總量的統計內容一致，由此，文中1978～1988年的農業用水量由河川年徑流總量按14%折算而得，而1989～1996年的數據由地表水資源總量按相同比例折算。其中，河川年徑流總量與地表水資源總量分別取自對應年份的《中國統計年鑒》（1979～1997）。對于農業資本存量（K），采用徐現祥（2007）提出基于永續盤存法的估算思路，其中，2004年以后的固定資本形成總額用當年新增固定資產投資代替。相關基礎數據取自《中國國內生產總值核算歷史資料:1952～1995》和《中國國內生產總值核算歷史資料:1996～2002》。由于本文研究目的不在于此，更多細節請參看文獻內容。

2.2 數據的平穩性檢驗

為了消除原始數據的異方差性，對歷年農業產值、農業資本存量、農業從業人員、農業用地面積、農業用水量等數據作對數化處理。由于時間序列數據的統計規律常常會因某種原因隨時間的推移而變化,出現非平穩時間序列。如果對非平穩時間序列數據直接進行回歸,高斯—馬爾科夫定理不再成立,可能產生“偽回歸”現象。因而，在時間序列數據進行回歸之前,需對數據平穩性進行檢驗[12]。本文運用EVIEWS6.1軟件，采用ADF方法對取對數后的數據進行平穩性檢驗，檢驗結果如表1所示。結果發現：在5%的顯著性水平下，各序列原水平均非平穩，經過一階差分后，資本存量在10%的顯著下水平下平穩，而其他各序列均在1%的顯著性水平下顯示平穩性。同時也說明最小二乘法適用于估計該序列組的相關參數。

表1 單位根檢驗結果

2.3 計量分析

采用最小二乘法對先行處理后的多元回歸模型（2）進行參數估計。在對模型進行回歸分析時發現DW統計量僅為0.43，說明回歸模型殘差項存在序列自相關問題。為此，采用廣義差分法對變量數據進行處理，即對變量進行如下變換：X*=Xt-pXt-1[12]，其中p可以通過對回歸方程模型中添加AR(p)項求得。結果發現，DW統計量上升到1.9，較好地消除了序列自相關。最終得到如下回歸結果：

在上述結果中，調正擬合優度R2為0.995，即表明在道格拉斯生產函數框架下，本文所分析的四種農業生產投入要素對實際產出表現出較強解釋力。括號內為對應估計參數的T統計量，說明在10%的顯著性水平下，各參數估計值均顯著，即單個投入要素對實際產出影響也顯著。同時，四種投入要素的產出彈性之和為0.9983，說明在我國農業經濟系統中，不變規模報酬的假設成立，但前提是未考慮技術進步或技術進步被假設附著于某一種或幾種生產要素上。此外，通過對各投入要素的產出彈性進行對比發現，我國農業經濟的增長主要依靠新良種、農藥化肥、機械設備等資本的大量投入，考慮知識水平的勞動力要素對農業經濟增長的推動作用極其有限，并且自然資源對農業生產的貢獻率也相對較小。

2.4 —水土資源阻尼值與對比分析

圖1 1978～2008年中國土地、水資源對農業經濟增長“尾效”

圖1顯示：1978～2008年，單位勞動力水土資源占有量的變化對我國農業經濟增長呈現“阻礙-促進-阻礙-促進”的動態作用特征，且該作用力強弱差異明顯。具體可分為四個階段，1978～1990年期間，水土資源對我國農業經濟增長的“尾效”為正，且作用強度相對微弱，均值分別為0.6713%、0.6342%。表明此時期內，由于投入到農業生產系統中的水土資源增長率低于農業勞動力的增長率，導致較水土資源與勞動力同比增長的情形，我國農業經濟實際產出的增速年均減小了1.3055%。1991～1997年，“尾效”為負且變動幅度較大，均值分別為-0.5982%，-0.9777%。說明在這一時期內，單位勞動力占有的水土資源增加，以年均1.5759%的作用強度推動我國農業經濟加速增長。1998～2002年，水土資源對農業經濟增長又表現出阻礙效應，但與初期作用強度相比，這一期明顯較弱，均值分別為0.5209%，0.2531%。2003～2007年，水資源與土地資源對農業經濟增長的“尾效”表現出一定的差異性特征，但總體來看，水土資源分別以年均0.7015%、0.1779%的作用強度促進農業經濟加速增長。

因此，改革開放以來，我國水土資源對農業經濟增長并非表現為單一的阻礙或促進作用，而是呈現兩者交替進行的動態作用過程。但總體來看，我國水資源和土地資源對農業經濟增長的“尾效”分別為0.0755%、0.0322%，綜合“尾效”為0.1077%。由此可知，我國農業經濟發展過程中，由于用水量和用地面積不能隨勞動力投入量同比增長，導致農業實際產出的增長速度比單位勞動力水土資源量不變的情形年均降低了0.11個百分點。然而，該計算結果與其他國內外學者的研究結論相比明顯較小，詳情如表2所示。導致這一差異的主要原因可歸結為：①由公式（3）、（4）可知，“尾效”與勞動力和資源增長率的差值成正比關系。本文為避免所分析的資源與經濟總量缺乏對應這一問題，基于農業經濟系統的實際產出和投入要素的時間序列數據。其中，水土資源增長率與前些研究差異相對較小，而勞動力增長率的差別較大。如1978～2008年，我國勞動力的年均增長率為2.22%，而農業從業人員的年均增長率僅為0.26%。②本文所選擇的分析期時間跨度較大，而在該時期內，水土資源對農業經濟的作用經歷了“阻礙-促進-再阻礙-再促進”的循環往復過程，雖然在某個階段內作用也較為顯著，但在整個分析期內，方向相反的作用力相互抵消，導致最終結果較小。

2.5 技術進步對農業經濟增長的動態作用特征

雖然我國的農業經濟增長在一定程度上受到了水土資源的約束，但考察歷年農業實際產值可以發現，我國農業經濟仍然以年均4.6%的速度增長。其主要原因在于，技術進步在一定程度上能夠克服自然資源對農業經濟增長的約束，使得農業生產對自然資源的依賴性降低[1]。此處，可使用情景假設外推出技術進步對我國農業經濟增長的分年度貢獻值，如圖2所示，其中，技術進步對經濟增速的貢獻率=實際產出的增長率+水土資源對產出增長率的影響值。結果表明，20世紀90年代以前，科技進步對我國農業經濟增長的貢獻波動較大，此后趨于穩定，并于4%的水平上下浮動。具體可歸因于不同時期技術進步形式的差異。改革開放以來，由中央先后出臺的10個關于農村工作的“1號文件”可知：自1978年聯產承包責任制的推廣，整個80年代我國農村改革的主要目的是突破計劃經濟模式，調動廣大農民生產的積極性，建立適合社會主義市場經濟要求的農村新經濟體制。因而，這一階段科技進步對農業經濟增長的貢獻主要源于管理體制的改革和政策措施的實施。此后，在完善新經濟體制的同時，國家貫徹工業反哺農業的方針，加大財政資金對農業技術進步的投入，用于動植物優良品種的選育，農作物栽培技術、施肥方法和灌溉技術的革新，農業技術人員的培訓等。也就是說，這一階段科技進步主要表現為狹義的農業生產技術，相對體制和政策對農業經濟增長貢獻的大幅度波動，其表現出較好的穩定性。

表2 本文結論與國內部分學者結論對比分析

3 結論及政策啟示

圖2 技術進步對中國農業經濟增長的貢獻率

本文基于新古典經濟增長理論,結合Romer模型,測算了水土資源對中國農業經濟增長的“尾效”。研究結果顯示：1978～2008年，農業用水量與用地面積對我國農業經濟增長的平均“尾效”分別為0.08%與0.03%，兩者綜合“尾效”為0.11%。即如果沒有技術進步的推動，我國農業經濟將會因單位勞動力水土資源占有量的降低而較水土資源與勞動力同比增長的情形年均降低0.11%。此外，由于技術進步能夠在一定程度上克服自然資源對經濟增長的約束，我國農業經濟仍然保持了一定的增速，并導致自然資源在我國農業經濟增長中的作用逐步降低。

然而，技術進步對經濟的促進作用并不意味著自然資源對經濟增長的約束可以忽略。相反，由于技術進步與自然資源之間并非具有完全替代性，隨著替代空間的減小，自然資源的合理開發和保護性利用顯得更為重要。特別是經濟增長對水資源的需求不斷提高，我國應更加注重對水資源的節約與保護，依靠科技進步，充分開發可利用水資源，提高水資源的利用率。當然，土地資源作為農業生產的基礎，對于保持國民經濟健康穩定地發展也起著不可替代的作用。而事實上，工業化和城市化進程的加快，耕地面積的不斷降低，已經對我國的糧食安全造成了巨大的隱患，我國的耕地面積不準突破18億畝紅線的政策，就是保護耕地、穩定我國糧食安全的重要決策。因此，應以科學發展觀為指導，合理開發與利用自然資源，從而實現資源的可持續利用及經濟的可持續發展。

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