中国农业经济增长的水土资源“尾效”研究

聂华林，杨福霞，杨 冕

（兰州大学a.经济学院；b.资源环境学院，兰州 730000）

0 引言

随着我国人口的不断增长及工业化进程的逐步深入，农业生产所赖以维持的水、土地等资源越来越多地被其他经济生活所侵占；特别是在我国人均耕地、水资源量明显低于世界平均水平的情况下，自然资源对农业经济发展的硬性约束日益凸显，从而给我国农业增长、农民增收及农村的可持续发展带来了巨大压力。由此产生一个突出的问题：水土资源短缺将会给我国农业发展产生何种程度的约束？我国农业经济的增长能否处于稳态的路径之上？技术进步对我国农业经济增长的贡献率多大？

鉴于水土资源短缺对经济增长的制约作用日趋明显，国内外学者们对此进行了广泛而深入的探索。Nordhaus(1992)基于扩展的柯布—道格拉斯生产函数测算了资源和土地对美国经济增长的“尾效”，值为0.24%，其中的1/4源自土地资源的限制[1]。薛俊波等（2004）对Romer(2001)模型进行了简化，将土地要素纳入生产函数模型，对中国经济增长的土地资源“尾效”进行了测算，其结果为1.75%[2]；谢书玲等（2005）基于Romer模型，对中国经济增长的水土资源“尾效”进行分析，结果显示：水资源与土地资源对中国经济的增长“尾效”分别为0.13%与1.32%，两者综合“尾效”为1.45%[3]；杨杨等（2007）通过对模型的前提假设进行修正，测算了水土资源对我国经济增长的“尾效”，其结果为1.18%[4]。

然而，目前大多数的研究均不同程度地存在着所分析的资源与经济总量缺乏对应这一问题：如文献[2]、[3]等用农业用地面积（耕地、林地、可利用草地三部分之和）来研究土地资源对我国经济增长的约束，而事实上，农业用地对应的农业产值仅占我国GDP的10%左右；文献[4]在计算土地资源时加上了建设用地，但就2008年全国土地利用情况来看，建设用地仅占我国总用地面积的4.8%左右，而其所对应的第二、三产业产值占GDP总量的88.7%，仍未能较好地将所研究的资源与其经济产出实现对应。其次，对于水资源的分析，较为常见的计算方法是利用河川年径流总量和水资源总量按照0.96折算[2,3]，然而，由于技术、水质污染和我国水资源的时空分布不均等因素，中国的水资源远未能达到如此高的利用程度[5～6]。如2008年，中国总供水量仅占水资源总量的21.5%。因此，水土资源对经济增长的“尾效”更多体现在农业经济系统中。本文基于1978～2008年中国农业经济系统中实际产出、资本存量、从业人员、用地面积和用水总量五个变量的时间序列数据，借用Romer（2001）模型，测算了水土资源对我国农业经济增长的“尾效”；在此基础上，利用情景假设的外推原理，考察了广义技术进步在克服自然资源对经济增长约束过程中所作贡献的动态特征。

1 模型构建

2001年，美国经济学家Romer基于新古典经济学理论，提出了一个资源约束下的经济增长模型，分析了自然资源与土地对经济增长的阻力（growth drag）。本文借用Romer的分析方法，通过在农业生产函数中加入水资源和土地资源两个变量，测算水土资源约束对农业经济增长的阻碍作用，并进一步考察技术进步对农业生产保持平衡增长路径的促进作用。为了分析具有可操作性和现实合理性，此处采用柯布—道格拉斯生产函数的形式：

其中，Y(t)、K(t)、W(t)、T(t)、L(t)、A(t)分别表示农业实际产出、农业资本存量、农业用水量、农业用地面积、农业从业人口、知识（或“劳动的有效性”），A与L的乘积表示“有效劳动”[8]。α,β,γ表示技术参数，在此解释为对应投入要素的产出弹性。同时，注意到模型假设四种投入要素的产出弹性之和等于1，即表明我国农业经济系统具有规模报酬不变的特性。此外，该模型未考虑技术进步对农业经济的影响。

对（1）式进行对数变换后，可得到上述对应变量的增长率形式：

其中，gY(t)、gK(t)、gW(t)、gT(t)、gA(t)、gL(t)分别表示Y、K、W、T、A、L的增长率。此处设定农业用水增长率（gW(t)）与农业用地面积增长率（gT(t)）分别为a与b，即gW(t)=a，gT(t)=b。经数学变换后（过程略），可分别求得在受水土资源约束和不受水土资源约束两种情况下，平衡增长路径上单位劳动力平均产值的增长率，而两者的差值即为水土资源对农业经济增长的“尾效”，其表达式分别如下：

式（3）、（4）表明，某一资源要素作用于经济增长的方向取决于劳动力与该资源的增长率之差，而作用力的大小还直接与资本投入及自身的产出弹性成正比。具体来说，若劳动力增长率大于资源的增长率，即n＞a或n＞b，则该资源的“尾效”为正，表明由于单位劳动力对该资源占有量降低，导致单位劳动生产率下降，进而使经济增长受到阻碍。此外，若资本投入的产出弹性值固定，则产出弹性较大的资源要素对经济增长的作用力强于产出弹性较小的资源要素。

2 计量分析

2.1 数据采集与处理

鉴于数据的可获得性及统计口径的统一性，选取1978～2008年的相关数据作为本研究的样本。农业生产总值（Y）主要取自《新中国五十五年统计资料汇编》[9]及《中国统计年鉴2009》[10]，并以1978年为基准进行了可比价格的换算；农业从业人员（L）取自《新中国五十五年统计资料汇编》，同时假设A附着在L上；农业用地面积（T）使用的数据是耕地、林地与可利用的草地三者之和，取自《中国统计年鉴》（1979～2009）[10]；对于农业用水总量（W），1997～2008年的数据直接取自《中国水资源公报》（1997～2008）[11]，而1978～1996年期间的数据需基于相关数据折算获取。通过计算1997～2008年全国农业用水量与地表水资源总量之间的关系发现，各年份农业用水量占当年地表水资源总量的比重最小值为12.5%，最大值为14.8%，且围绕14%呈近似的均匀分布。因而，本文选取平均值14%，作为折算1978～1996年的农业用水总量的经验比例。其次，查阅《中国统计年鉴》指标解释获知，1989年之后关于地表水资源总量的统计内容，与之前关于天然河川年径流总量的统计内容一致，由此，文中1978～1988年的农业用水量由河川年径流总量按14%折算而得，而1989～1996年的数据由地表水资源总量按相同比例折算。其中，河川年径流总量与地表水资源总量分别取自对应年份的《中国统计年鉴》（1979～1997）。对于农业资本存量（K），采用徐现祥（2007）提出基于永续盘存法的估算思路，其中，2004年以后的固定资本形成总额用当年新增固定资产投资代替。相关基础数据取自《中国国内生产总值核算历史资料:1952～1995》和《中国国内生产总值核算历史资料:1996～2002》。由于本文研究目的不在于此，更多细节请参看文献内容。

2.2 数据的平稳性检验

为了消除原始数据的异方差性，对历年农业产值、农业资本存量、农业从业人员、农业用地面积、农业用水量等数据作对数化处理。由于时间序列数据的统计规律常常会因某种原因随时间的推移而变化,出现非平稳时间序列。如果对非平稳时间序列数据直接进行回归,高斯—马尔科夫定理不再成立,可能产生“伪回归”现象。因而，在时间序列数据进行回归之前,需对数据平稳性进行检验[12]。本文运用EVIEWS6.1软件，采用ADF方法对取对数后的数据进行平稳性检验，检验结果如表1所示。结果发现：在5%的显著性水平下，各序列原水平均非平稳，经过一阶差分后，资本存量在10%的显著下水平下平稳，而其他各序列均在1%的显著性水平下显示平稳性。同时也说明最小二乘法适用于估计该序列组的相关参数。

表1 单位根检验结果

2.3 计量分析

采用最小二乘法对先行处理后的多元回归模型（2）进行参数估计。在对模型进行回归分析时发现DW统计量仅为0.43，说明回归模型残差项存在序列自相关问题。为此，采用广义差分法对变量数据进行处理，即对变量进行如下变换：X*=Xt-pXt-1[12]，其中p可以通过对回归方程模型中添加AR(p)项求得。结果发现，DW统计量上升到1.9，较好地消除了序列自相关。最终得到如下回归结果：

在上述结果中，调正拟合优度R2为0.995，即表明在道格拉斯生产函数框架下，本文所分析的四种农业生产投入要素对实际产出表现出较强解释力。括号内为对应估计参数的T统计量，说明在10%的显著性水平下，各参数估计值均显著，即单个投入要素对实际产出影响也显著。同时，四种投入要素的产出弹性之和为0.9983，说明在我国农业经济系统中，不变规模报酬的假设成立，但前提是未考虑技术进步或技术进步被假设附着于某一种或几种生产要素上。此外，通过对各投入要素的产出弹性进行对比发现，我国农业经济的增长主要依靠新良种、农药化肥、机械设备等资本的大量投入，考虑知识水平的劳动力要素对农业经济增长的推动作用极其有限，并且自然资源对农业生产的贡献率也相对较小。

2.4 —水土资源阻尼值与对比分析

图1 1978～2008年中国土地、水资源对农业经济增长“尾效”

图1显示：1978～2008年，单位劳动力水土资源占有量的变化对我国农业经济增长呈现“阻碍-促进-阻碍-促进”的动态作用特征，且该作用力强弱差异明显。具体可分为四个阶段，1978～1990年期间，水土资源对我国农业经济增长的“尾效”为正，且作用强度相对微弱，均值分别为0.6713%、0.6342%。表明此时期内，由于投入到农业生产系统中的水土资源增长率低于农业劳动力的增长率，导致较水土资源与劳动力同比增长的情形，我国农业经济实际产出的增速年均减小了1.3055%。1991～1997年，“尾效”为负且变动幅度较大，均值分别为-0.5982%，-0.9777%。说明在这一时期内，单位劳动力占有的水土资源增加，以年均1.5759%的作用强度推动我国农业经济加速增长。1998～2002年，水土资源对农业经济增长又表现出阻碍效应，但与初期作用强度相比，这一期明显较弱，均值分别为0.5209%，0.2531%。2003～2007年，水资源与土地资源对农业经济增长的“尾效”表现出一定的差异性特征，但总体来看，水土资源分别以年均0.7015%、0.1779%的作用强度促进农业经济加速增长。

因此，改革开放以来，我国水土资源对农业经济增长并非表现为单一的阻碍或促进作用，而是呈现两者交替进行的动态作用过程。但总体来看，我国水资源和土地资源对农业经济增长的“尾效”分别为0.0755%、0.0322%，综合“尾效”为0.1077%。由此可知，我国农业经济发展过程中，由于用水量和用地面积不能随劳动力投入量同比增长，导致农业实际产出的增长速度比单位劳动力水土资源量不变的情形年均降低了0.11个百分点。然而，该计算结果与其他国内外学者的研究结论相比明显较小，详情如表2所示。导致这一差异的主要原因可归结为：①由公式（3）、（4）可知，“尾效”与劳动力和资源增长率的差值成正比关系。本文为避免所分析的资源与经济总量缺乏对应这一问题，基于农业经济系统的实际产出和投入要素的时间序列数据。其中，水土资源增长率与前些研究差异相对较小，而劳动力增长率的差别较大。如1978～2008年，我国劳动力的年均增长率为2.22%，而农业从业人员的年均增长率仅为0.26%。②本文所选择的分析期时间跨度较大，而在该时期内，水土资源对农业经济的作用经历了“阻碍-促进-再阻碍-再促进”的循环往复过程，虽然在某个阶段内作用也较为显著，但在整个分析期内，方向相反的作用力相互抵消，导致最终结果较小。

2.5 技术进步对农业经济增长的动态作用特征

虽然我国的农业经济增长在一定程度上受到了水土资源的约束，但考察历年农业实际产值可以发现，我国农业经济仍然以年均4.6%的速度增长。其主要原因在于，技术进步在一定程度上能够克服自然资源对农业经济增长的约束，使得农业生产对自然资源的依赖性降低[1]。此处，可使用情景假设外推出技术进步对我国农业经济增长的分年度贡献值，如图2所示，其中，技术进步对经济增速的贡献率=实际产出的增长率+水土资源对产出增长率的影响值。结果表明，20世纪90年代以前，科技进步对我国农业经济增长的贡献波动较大，此后趋于稳定，并于4%的水平上下浮动。具体可归因于不同时期技术进步形式的差异。改革开放以来，由中央先后出台的10个关于农村工作的“1号文件”可知：自1978年联产承包责任制的推广，整个80年代我国农村改革的主要目的是突破计划经济模式，调动广大农民生产的积极性，建立适合社会主义市场经济要求的农村新经济体制。因而，这一阶段科技进步对农业经济增长的贡献主要源于管理体制的改革和政策措施的实施。此后，在完善新经济体制的同时，国家贯彻工业反哺农业的方针，加大财政资金对农业技术进步的投入，用于动植物优良品种的选育，农作物栽培技术、施肥方法和灌溉技术的革新，农业技术人员的培训等。也就是说，这一阶段科技进步主要表现为狭义的农业生产技术，相对体制和政策对农业经济增长贡献的大幅度波动，其表现出较好的稳定性。

表2 本文结论与国内部分学者结论对比分析

3 结论及政策启示

图2 技术进步对中国农业经济增长的贡献率

本文基于新古典经济增长理论,结合Romer模型,测算了水土资源对中国农业经济增长的“尾效”。研究结果显示：1978～2008年，农业用水量与用地面积对我国农业经济增长的平均“尾效”分别为0.08%与0.03%，两者综合“尾效”为0.11%。即如果没有技术进步的推动，我国农业经济将会因单位劳动力水土资源占有量的降低而较水土资源与劳动力同比增长的情形年均降低0.11%。此外，由于技术进步能够在一定程度上克服自然资源对经济增长的约束，我国农业经济仍然保持了一定的增速，并导致自然资源在我国农业经济增长中的作用逐步降低。

然而，技术进步对经济的促进作用并不意味着自然资源对经济增长的约束可以忽略。相反，由于技术进步与自然资源之间并非具有完全替代性，随着替代空间的减小，自然资源的合理开发和保护性利用显得更为重要。特别是经济增长对水资源的需求不断提高，我国应更加注重对水资源的节约与保护，依靠科技进步，充分开发可利用水资源，提高水资源的利用率。当然，土地资源作为农业生产的基础，对于保持国民经济健康稳定地发展也起着不可替代的作用。而事实上，工业化和城市化进程的加快，耕地面积的不断降低，已经对我国的粮食安全造成了巨大的隐患，我国的耕地面积不准突破18亿亩红线的政策，就是保护耕地、稳定我国粮食安全的重要决策。因此，应以科学发展观为指导，合理开发与利用自然资源，从而实现资源的可持续利用及经济的可持续发展。

[1]Nordhaus W.D.Lethal Model 2:The Limits to Growth Revisited[J].Brookrng Papers on Economic Actiuty,1992,(2).

[2]薛俊波,王铮,朱建武,等.中国经济增长的“尾效”分析[J].财经 研究,2004,30(9).

[3]谢书玲,王铮,薛俊波.中国经济发展中水土资源的“增长尾效”分析[J].管理世界,2005,(7).

[4]杨杨,吴次芳,罗罡辉,等.中国水土资源对经济的“增长阻尼”研究[J].经济地理,2007,27(4).

[5]刘耀彬,陈斐.中国城市化进程中的资源消耗“尾效”分析[J].中国工业经济,2007,236(11).

[6]张利平,夏军,胡志芳.中国水资源状况与水资源安全问题分 析[J].长江流域资源与环境,2009,18(2).

[7]Romer.D.Advanced Macroeconomics(2ndEdition)[M].Shanghai:Shang haiUniversity Press,2001.

[8]国家统计局国民经济综合统计司.新中国55年统计资料汇编[M].北京:中国统计出版社,2004.

[9]中华人民共和国国家统计局.中国统计年鉴(1981～2009各期)[M].北京:中国统计出版社,1981～2009.

[10]中国水利部水资源管理司.中国水资源公报(1997～2008各期)[M].北京:中国水利水电出版社,1997～2008.

[11]李子奈,叶阿忠.高等计量经济学[M].北京:清华大学出版社,2000.

[12]陆大道.中国区域发展的新因素与新格局[J].地理研究,2003,22(3).