“促進”抑或“約束”：虛擬耕地資源之于農業經濟增長及新型城鎮化進程的影響

葛秋穎 楊蓮娜 曹 沖

(1.安徽財經大學，安徽 蚌埠 233030；2.皖西學院，安徽 六安 237012)

一、引言與相關文獻綜述

耕地作為農業生產的載體，在推動農業經濟發展和維護社會和諧穩定等方面發揮著重要作用(Su et al.，2019)。但是，隨著城鎮化進程的推進、工業化的發展以及人口的增長，耕地資源的非農化趨勢愈發明顯，需求也越來越大，致使耕地資源的有限性與農業經濟增長和新型城鎮化進程的無限性之間的矛盾不斷加劇。近年來，我國因建設占用、災毀、生態退耕、農業結構調整等減少耕地面積317.96萬公頃，而要實現糧食安全目標，我國三大谷物的播種面積還有194萬公頃的缺口(周曙東 等，2015)。因此，緩解和避免耕地資源短缺成為我國農業生產亟需解決的關鍵性問題之一。虛擬耕地資源作為一種要素資源，在不同國家或地區的稟賦結構不盡相同，這與現實情況相一致，也與當前的要素分工趨勢相適應。那么，何為虛擬耕地資源？不同的學者對其概念界定不一，但核心思想卻是一致的，即認為“虛擬耕地資源”并非真正意義上的耕地資源，而是一種從具體商品或服務中抽象出來的耕地資源。進一步而言，它是生產某種商品或服務時所需要投入的實際耕地資源，或者說是作為一種生產要素隱含在真實商品或服務中的耕地資源(曹沖 等，2019)。可見，虛擬耕地資源的提出對于解決人地矛盾的時空差異、分布不均以及糧食安全等問題提供了一種新的思路。

本文旨在探討虛擬耕地資源是否會對農業經濟增長和新型城鎮化進程產生影響，以及存在多大影響。為闡明此問題，本文將其轉換為“尾效”效應。針對資源約束所致的經濟增長“尾效”，學者進行了廣泛探討，且主要集中在經濟增長的路徑方面。其中，國外學者的研究主題主要涉及不可再生資源“尾效”(Heal，1974)、資源和土地限制“尾效”(Nordhaus，1992)、能源“尾效”(Uri，1995)和環境“尾效”(Bruvoll et al.，1999)。國內學者的研究則主要是在Romer(2001)的基礎上不斷進行改進和拓展，逐漸由單一要素向復合要素擴展，甚至演進到多要素領域。例如，單一土地資源“尾效”(薛俊波 等，2004；崔云，2007；王家庭，2010；張琳 等，2014；楊喜 等，2020)、單一水資源“尾效”(孫雪蓮 等，2013；章恒全 等，2016)、復合水土資源“尾效”(謝書玲 等，2005；楊楊 等，2007；劉耀彬 等，2019)、能源“尾效”(高贏 等，2018；謝品杰 等，2019)以及復合資源環境“尾效”(劉耀彬 等，2007)等。自虛擬耕地資源概念被提出以來，學者圍繞虛擬耕地資源的估算(成麗 等，2008)、流動(強文麗 等，2020)、驅動因素(王瓊，2018)以及對農業經濟增長的貢獻份額(曹沖 等，2020)等展開了有益探索，而從區域層面以及新型城鎮化進程方面探討虛擬耕地資源的研究則較為少見。

與既有研究相比，本文的主要貢獻如下：第一，在研究主題上，考察虛擬耕地資源對農業經濟增長以及新型城鎮化建設的“尾效”效應，補充了虛擬耕地資源“尾效”的相關文獻；第二，在研究方法上，將資本、勞動、虛擬耕地資源等要素納入索洛模型和C-D生產函數，構建了虛擬耕地資源“尾效”計量模型和新型城鎮化進程中的虛擬耕地資源“尾效”計量模型，拓寬了現有理論和研究方法的應用范圍；第三，在政策價值方面，深入分析了虛擬耕地資源對農業經濟增長和新型城鎮化進程的影響，為決策界試點實施虛擬耕地資源戰略，制定合理的土地、農業以及農產品貿易政策提供了參考依據。

二、理論推導及模型設定

(一)虛擬耕地資源“尾效”模型

索洛模型是分析所有有關增長的起點。索洛模型包含的變量主要有產出(Y)、資本(K)、勞動(L)以及“知識勞動的有效性”(A)。任何時刻，經濟擁有一定量的資本、勞動與知識，且這些變量能夠被有效結合起來生產產品，那么生產函數就可以表示為如下形式：

Y(t)=F(K(t),A(t)L(t))

(1)

式(1)中，時間并不是直接被引入生產函數，而是通過產出(Y)、資本(K)、勞動(L)間接引入的。當生產投入變化時，產出也隨著時間的變化而變化。另外，A和L以乘積方式引入，AL被稱為有效勞動，以這種方式引入的技術進步被稱為勞動增加型或哈羅德中性。通過界定A的進入方式與模型的其它假設，可以確定資本-產出比(K/Y)。在實際中，資本-產出比并不會在長期顯示出明確的向上或向下的變動趨勢。因此，在構建模型時，保持該比率不變可以使問題分析變得更加簡便。

此外，索洛模型有兩個重要假設：一是生產函數中有兩個自變量，即資本和有效勞動，規模報酬是不變的；二是除資本、勞動和知識以外的其他投入相對不重要。但是，現實生活中，自然資源、污染和其他與環境相關的因素對產出增長都有著十分重要的影響。例如，土地的供給是固定，任何永久性的增加產出路徑企圖都將會耗盡這些資源，這就會對人類社會的生產能力形成一種嚴格約束。Romer(2001)擴展了索洛模型，引入自然資源和土地，并用柯布-道格拉斯生產函數進行了分析。基于此，新的生產函數可以表示為：

(2)

其中：T泛指一切自然資源，不僅包括土地本身，還包括土地上的河流、森林和地下礦藏等。虛擬耕地資源作為生產中可利用的重要資源類型之一，本文引入虛擬耕地資源V，將其納入式(2)，并對虛擬耕地資源“尾效”進行理論推導。新的柯布-道格拉斯生產函數如下所示：

(3)

ln Y(t)=αln K(t)+βln V(t)+(1-α-β)[ln A(t)+ln L(t)]

(4)

對式(4)兩邊求時間的導數。利用某一變量對數的時間導數等于該變量增長率的事實，可以得出：

g(t)=αg(t)+βg(t)+(1-α-β)[g(t)+g(t)]

(5)

其中，A、L、V的增長率分別是g、n、m。因此，式(5)可以簡化為：

g(t)=αg(t)+βm+(1-α-β)[n+g]

(6)

如果經濟處于一個平衡增長路徑上，那么g與g一定相等，此時式(6)可轉變為：

(7)

(8)

(9)

源于虛擬耕地資源限制的“尾效”等于在這種假設情形中的產出與虛擬耕地資源限制情形中的產出之間的差額，即：

(10)

式(10)中，當Drag大于0時，說明虛擬耕地資源表現為“約束”作用，當Drag小于0時，虛擬耕地資源表現為“促進”作用；β/(1-α)反映虛擬耕地資源所引致的農業經濟增長方式變化，其值越大，表示農業經濟增長對虛擬耕地資源的依賴程度越強；n-m反映人地矛盾變化，其值越大，表示人地矛盾越激烈，且人地矛盾直接決定了虛擬耕地資源增長的“約束”作用和“促進”作用的大小。

(二)新型城鎮化進程中虛擬耕地資源“尾效”模型

新型城鎮化是一個國家或地區實現現代化發展的必由之路，也是經濟社會高質量發展的必然選擇。在推進新型城鎮化建設過程中，必然會引發一系列經濟社會問題，其中農村中的土地問題敏感且關鍵(王昉，2003)。一是耕地資源大量流失，其主要源于非農用地建設、生態退耕、農業生產結構調整和災毀等方面，而非農用地建設無疑是最關鍵的原因；二是土地質量急劇下降，一方面土地資源利用結構的改變以及農地非農化等多種因素共同導致農地肥力變化，另一方面新型城鎮化建設增加了就業機會，農村勞動力的機會成本不斷上升，加之農業容易“谷賤傷農”，農戶逐漸選擇資本替代勞動，忽視了對農業用地的管理，造成農業用地肥力供求失衡(陳志剛 等，2010)。可見，在新型城鎮化建設不斷推進的過程中，農業用地的有限性與經濟增長和新型城鎮化建設的矛盾日益突出。虛擬耕地資源立足經濟社會發展的全新角度，深度融合全球要素分工，從問題本身之外找尋應對措施，引入市場機制來優化資源配置，為緩解新型城鎮化建設和耕地資源有限性的矛盾提供了一種新的思路。王云鳳等(2015)認為虛擬耕地資源進口戰略可以替換出農業用地，將節約下來的土地資源轉向單位用地產值較高的建設用地和生態用地，這樣不僅能夠獲得更大的經濟效應，還可以促進新型城鎮化建設以及經濟、社會和生態的可持續發展。

為了進一步研究新型城鎮化進程中虛擬耕地資源的“尾效”效應，需要建立新型城鎮化與經濟增長之間的關聯方程。事實上，新型城鎮化與經濟增長之間存在辯證統一的關系：一方面經濟增長是新型城鎮化發展的基礎，另一方面新型城鎮化是經濟增長的轉換過程，二者相輔相成又相互制約(Chen et al.，2014)。由于中國新型城鎮化發展模式具有獨特性和復雜性，對于二者之間關系的研究結論存在諸多分歧，但是二者關系密切是不容置疑的，例如周一星(1995)指出城市化水平與經濟增長存在顯著的半對數曲線關系。綜上分析，新型城鎮化與經濟增長之間的關系可以寫成如下公式：

u=θ+?ln y+ε

(11)

y=?ee

(12)

對式(12)進行求導和變形，并將其代入式(8)，可以得到：

(13)

根據以上原理和假設，可以得出新型城鎮化進程中虛擬耕地資源“尾效”：

(14)

由式(14)可以看出，新型城鎮化進程中虛擬耕地資源“尾效”與虛擬耕地資源彈性、勞動力增長率正相關，與虛擬耕地資源增長率負相關，并隨著資本彈性的增大而增大，隨著新型城鎮化對人均國內生產總值彈性的增加而減少。

三、數據來源、處理及檢驗

(一)數據來源及處理

為了有效測算新型城鎮化進程中我國主要農產品虛擬耕地資源的“尾效”效應，同時考慮到數據的科學性、可得性和一致性，選取2002—2019年我國31個省份的面板數據作為樣本進行實證分析。涉及的農產品根據烏拉圭回合農業協議界定的農產品范圍(HS產品口徑)選取，包括土地密集型農產品和勞動密集型農產品。由于虛擬耕地資源是依附于產品和服務交易中的耕地資源數量，本文主要選擇谷物、棉花、蔬菜、油料、糖料等耕地密集型農產品作為研究對象，并分別從生產者和消費者視角對我國主要農產品虛擬耕地資源進行量化核算。同時，以《中國統計年鑒》、《中國農村統計年鑒》、國民經濟和社會發展統計公報、國研網數據庫作為主要數據來源，從中采集2002—2019年我國主要農產品進口量、出口量、產量、播種面積、農業增加值、農業就業人數、農業固定資產投資、城鎮化率、人均GDP等相關數據。

虛擬耕地資源出口量和進口量分別通過主要農產品出口量與進口量與單位面積產量之比衡量；產出以農業增加值衡量；勞動以農村就業人數衡量；新型城鎮化水平以城市人口占總人口的比重衡量，2000—2001年人口為當年人口普查推算數，其余年份人口為年度人口抽樣調查推算數據，2005年起各地區人口數據為常住人口口徑；人均產出以人均GDP來衡量，GDP以折算過的不變價格衡量；資本以農村在農業的投資衡量，由于固定資本存量并未有現存的數據，需要對固定資本存量進行估算，普遍采用永續盤存法(張軍 等，2004)。假設資本年折舊率為6%，并通過GDP平減指數進行換算，則以后各年的固定資本存量計算的基本公式為K(t)=I(t)+0.94K(t-1)，其中，K(t)表示第t期的固定資本存量，K(t-1)表示第t-1期的固定資本存量，I(t)表示第t期的固定資產形成額。

(二)數據的平穩性及協整檢驗

傳統的面板模型會因數據的非平穩性產生偽回歸，所以在建立面板模型之前需要對面板數據的平穩性進行檢驗。為了避免單一檢驗方法的局限性和不確定性，本文主要采用LLC檢驗法、IPS檢驗法和ADF檢驗法，對全國及東、中、西部區域的ln Y、ln K、ln L、ln Te、ln Ti、U、ln Pg進行面板單位根檢驗，結果如表1所示。當對變量進行初始值檢驗時，三種檢驗結果均不能完全拒絕存在單位根的原假設，即變量不完全具有平穩性。進一步對變量的一階差分進行檢驗，三種檢驗方法下的變量均在1%的顯著水平上通過了檢驗，拒絕了存在單位根的原假設，說明原始變量一階差分后的變量具有平穩性，可以認定ln Y、ln K、ln L、ln Te、ln Ti、U、ln Pg通過了面板單位根檢驗，是一階單整的序列。

表1 變量的平穩性檢驗

(續表1)

進一步對變量進行Kao殘差協整檢驗，結果如表2所示。全國及東部、中部、西部區域的ln Y、ln K、ln L、ln Te在5%的顯著水平上均通過了檢驗，說明農業經濟增長與資本、勞動、虛擬耕地資源出口之間存在長期均衡關系；ln Y、ln K、ln L、ln Ti在10%的顯著水平上均通過了檢驗，說明農業經濟增長與資本、勞動、虛擬耕地資源進口之間存在長期均衡關系；U、ln Pg在5%的顯著水平上均通過了檢驗，說明城鎮化水平與人均產出之間存在長期均衡關系。

表2 Kao殘差協整檢驗結果

四、計量結果與分析

(一)生產函數的計量分析

由面板數據平穩性檢驗和協整檢驗結果可知，全國及東部、中部、西部區域的ln Y、ln K、ln L、ln Te、ln Ti、U、ln Pg在一階差分均具有平穩性，且存在長期均衡關系，可以進一步進行面板回歸分析。在對全國及東、中、西部地區進行回歸分析之前，需要對模型的選擇做出判斷，模型選擇的Hausman檢驗結果如表3所示。變量之間的關系P值在1%的顯著水平上通過了檢驗，說明采用固定效應要比隨機效應更好。

表3 模型選擇的Hausman檢驗

進一步，考察變量之間是否存在自相關性、異方差性和多重共線性。由于本文采用的是短面板數據，時間維度較小，對于擾動項是否存在自相關性無法進行討論(陳強，2014)。如果變量間不存在任何的相關關系，那么多元回歸的用處則不大，且面板數據本身在很大程度上也能夠緩解多重共線性。同時，為了避免變量之間存在異方差性，對相關變量進行對數化處理。根據面板數據的固定效應模型，分別對全國及不同區域進行回歸分析，可以得到各解釋變量的回歸參數，具體如表4所示。可以看出，除了中部和西部的虛擬耕地資源出口不顯著外，其他解釋變量均顯著，這與實際經濟情況較為吻合，并且模型的可決系數均在90%以上，也進一步說明模型的擬合程度較好。

表4 固定效應模型回歸結果

表4列(1)、(4)、(7)、(10)為虛擬耕地資源出口對農業經濟增長影響的檢驗結果。其中，全國及東部、中部、西部的固定資本產出彈性系數分別為0.064、0.395、0.643、0.051，表明農業固定資產投資與農業經濟增長之間存在顯著的正相關關系；勞動投入產出彈性分別為-1.401、-0.179、-1.357、-1.951，表明勞動力投入與農業經濟增長顯著負相關，過多地增加勞動力投入反而會阻礙農業經濟增長；虛擬耕地資源出口產出彈性分別為-0.120、-0.079、0.038、-0.061，全國及東部地區的虛擬耕地資源出口與農業經濟增長顯著負相關，中部地區的虛擬耕地資源出口與農業經濟增長的正相關關系不顯著，西部地區的虛擬耕地資源出口與農業經濟增長的負相關關系同樣不顯著，這可能是因為虛擬耕地資源出口的資源稟賦優勢被弱化，資源稟賦劣勢凸顯的窘境很難擺脫，逆向市場效應逐漸顯現(喻美辭 等，2018)。

列(2)、(5)、(8)、(11)為虛擬耕地資源進口對農業經濟增長影響的檢驗結果。其中，全國及東部、中部、西部的固定資本產出彈性系數分別為0.075、1.183、0.482、0.058，這反映出農業經濟增長對農業固定資產投入的剛性需求(于揚 等，2019)；勞動投入產出彈性分別為-1.223、-0.454、-1.213、-1.741，這也進一步反映出在新常態背景下，農業生產完全依賴勞動力投入的時代已不適合農業高質量發展的主旋律(宋淑麗 等，2017 )；虛擬耕地資源進口產出彈性分別為0.092、0.144、0.083、0.058，虛擬耕地資源進口顯著促進了農業經濟增長，這主要得益于農業供給側結構性改革、“兩種市場”和“兩種資源”的統籌利用、農業對外開放新格局的構建極大地緩解了國內農業資源環境的壓力，保障了國內供給和市場的平穩運行，促進了我國與有關國家雙邊貿易的有序發展。

列(3)、(6)、(9)、(12)為新型城鎮化對經濟增長影響的檢驗結果。新型城鎮化對單位產出的彈性分別為0.091、0.082、0.093、0.095，說明新型城鎮化的發展與經濟增長顯著正相關，這一方面可能源于中央政府的頂層設計效應，例如黨的十八大報告提出的“走中國特色新型城鎮化道路”、2019年政府工作報告提出的“提高新型城鎮化質量”都是培育經濟新動能的重要經濟政策；另一方面經濟增長效應、新型城鎮化政策改變了傳統的城鎮化策略，通過集約生產經營和創新驅動，實現了經濟由“量”向“質”的平穩過渡。

(二)虛擬耕地資源“尾效”結果分析

新型城鎮化進程中虛擬耕地資源“尾效”測算結果見表5。2002—2019年間，全國層面的虛擬耕地資源出口“尾效”及新型城鎮化進程中虛擬耕地資源出口“尾效”分別為0.18%和2.02%，表現為“約束”作用。換言之，我國農業經濟增長由于虛擬耕地資源出口的影響，平均每年要降低0.18個百分點，新型城鎮化進程中的“尾效”更是高達2.02個百分點，這與能源、土地和水資源消耗對經濟增長的影響相當。虛擬耕地資源進口“尾效”與新型城鎮化進程中的虛擬耕地資源進口“尾效”表現為“促進”作用，分別為-1.34%和-14.84%，這意味著虛擬耕地資源的進口促進我國農業經濟增長平均年增長1.34%，新型城鎮化進程平均年增長14.84個百分點，這與曹沖等(2019)測算的虛擬耕地資源“尾效”方向較為一致。另外，從農業經濟增長方式變化看，我國主要農產品虛擬耕地資源進口和出口對農業經濟增長方式的引致程度分別為9.90%和-12.86%，表明我國農業經濟增長對虛擬耕地資源進口的依賴程度較強，而對虛擬耕地資源出口的依賴方式較弱，這與實際情況較為一致。從人地矛盾關系看，我國農業就業人口與虛擬耕地資源出口和進口的矛盾關系分別為-1.43%和-13.58%，說明虛擬耕地資源的引入有效緩和了國內農業經濟增長過程中的人地矛盾關系。

表5 新型城鎮化進程中虛擬耕地資源“尾效”測算結果

從東部地區看，虛擬耕地資源約束效應顯著，其大小分別為0.73%、10.62%、8.95%、130.09%。可見，虛擬耕地資源不僅對農業經濟增長有影響，對新型城鎮化進程的影響更大。由于虛擬耕地資源的限制，虛擬耕地資源進出口每年使得農業經濟增長平均下降0.73個百分點和10.62個百分點，使得新型城鎮化進程每年平均下降8.95個百分點和130.09個百分點。這意味著虛擬耕地資源的引入不僅未能有效促進東部地區農業經濟增長，反而在較大程度上制約了其農業經濟增長和新型城鎮化建設。這一點，不僅可以從農業經濟增長方式的轉變體現，還可以從人地矛盾關系反映出來。其中，虛擬耕地資源進出口對農業經濟增長的轉變方式的引致程度分別為-13.06%和-78.57%，說明東部地區對虛擬耕地資源進出口依賴程度較弱；而人地矛盾關系分別為-5.59%和-13.51%，總體表現較為緩和。

從中部地區看，虛擬耕地資源出口“尾效”和新型城鎮化進程中虛擬耕地資源出口“尾效”表現為“約束”作用，分別為0.72%和7.70%；虛擬耕地資源進口“尾效”和新型城鎮化進程中虛擬耕地資源進口“尾效”表現為“促進”作用，分別為-2.38%和-25.60%，這與全國的走勢較為一致。從經濟增長方式來看，中部地區主要農產品虛擬耕地進出口所反映的經濟增長方式分別為15.97%和10.51%，而從人地矛盾關系看分別為-14.89%和6.81%，表明中部地區主要農產品虛擬耕地資源進口有助于緩和人地矛盾關系，減輕因耕地資源短缺所造成的人地緊張狀況；相反，在耕地資源供求矛盾的情況下，中部地區主要農產品虛擬耕地資源的出口則加劇了人地矛盾關系。

從西部地區看，虛擬耕地資源出口“尾效”和新型城鎮化進程中虛擬耕地資源出口“尾效”表現為“約束”作用，分別為0.11%和1.19%，與全國層面方向上保持一致，但明顯低于東部地區、中部地區和全國水平。西部地區主要農產品虛擬耕地資源進口“尾效”及對新型城鎮化進程“尾效”表現為“促進”作用，分別為-0.97%和-10.27%，“增長紅利”不及中部地區和全國水平。此外，虛擬耕地資源進出口對經濟增長方式的影響分別為6.19%和-6.42%，表明西部地區的農業經濟增長和新型城鎮化建設對虛擬耕地資源進口的依賴程度較強，而對虛擬耕地資源出口的依賴程度較弱；而從人地矛盾關系看，西部地區主要農產品虛擬耕地資源進出口所反映的人地矛盾關系分別為-15.71%和-1.75%，人地矛盾關系較為緩和。

五、結論及啟示

本文構建了含有固定資產、勞動、虛擬耕地資源等要素在內的“尾效”模型，深入分析了虛擬耕地資源對農業經濟增長和新型城鎮化進程的影響，研究結論如下：一是資源要素稟賦投入對農業經濟增長的影響總體上較為顯著。其中，固定資產投入對農業經濟增長具有顯著的正向作用；勞動力投入對農業經濟增長負效應顯著；虛擬耕地資源進、出口對農業經濟增長的影響呈“兩面性”，出口阻礙農業經濟增長，進口促進農業經濟增長；新型城鎮化進程對人均產出具有顯著的正效應。二是不同地區的虛擬耕地資源“尾效”整體差異明顯。除了東部地區表現為“約束”作用外，其他地區主要農產品虛擬耕地資源出口對農業經濟增長和新型城鎮化進程均表現為“約束”作用，虛擬耕地資源進口則表現為“促進”作用。三是不同地區的經濟增長方式和人地矛盾關系具有不確定性。我國農業經濟增長方式對虛擬耕地資源出口的依賴程度較弱，而對虛擬耕地資源進口的依賴程度較強，人地矛盾關系也較為緩和；東部地區的農業經濟增長對虛擬耕地資源進出口的依賴程度較弱，人地矛盾關系較為緩和；中部地區農業經濟增長對虛擬耕地資源進出口依賴程度較強，而虛擬耕地資源進口能夠緩解人地矛盾關系，虛擬耕地資源出口則加劇了人地矛盾關系；西部地區農業經濟增長對虛擬耕地資源進口依賴程度較強，對虛擬耕地資源出口依賴較弱，人地矛盾關系較為緩和。

在新型城鎮化進程中，我國主要農產品貿易已經達到相當規模，是糧食供給的重要來源，發揮著品種間調劑余缺的功能，這在一定程度上緩解了國內耕地資源壓力，保障了糧食安全，促進了新型城鎮化進程。基于以上結論，本文得到以下啟示：一是試點實施虛擬耕地資源，構建新型耕地資源管理模式。一方面，依托市場資源規模優勢、結合農產品虛擬耕地資源比較優勢調整農產品貿易策略，降低由結構因素產生的交易成本，實現農業資源的全球化最優配置；另一方面，將虛擬耕地資源納入國土資源空間規劃，明確規劃層級和規劃體系，優化升級虛擬耕地資源含量高的農產品，整合虛擬耕地資源含量中等的農產品發展，保護好虛擬耕地資源含量低的農產品，推動三者間聯調聯動發展，進而促使虛擬耕地資源發揮最大替代效應。二是深化農業供給側改革，緩解耕地資源短缺造成的人地矛盾緊張關系。一方面，提高耕地資源節約和保護意識，充分開發已有耕地資源的功能價值，避免因新型城鎮化進程的外部性造成耕地非農化加快，引起人地矛盾；另一方面，深化農業供給側改革，調整農業產業結構，加大科技在“研發、使用、評價”方面的投入，逐步提高全要素生產率，推進農業經濟增長方式由資源要素投入型向技術創新型轉變。三是以國內農業大循環為主體，培育多元化的國內國際雙循環市場。在穩固傳統農業的基礎上，積極融入全球價值鏈，開拓海外市場，在“有效市場”和“有為政府”的前提下，用好“看不見的手”和“看得見的手”，大力發展虛擬耕地資源具有比較優勢的農產品貿易，為我國不同區域農業高質量發展找尋相匹配的內源動力和外向拉力。