中國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的水土資源“尾效”研究

聶華林，楊福霞，楊 冕

（蘭州大學(xué)a.經(jīng)濟(jì)學(xué)院；b.資源環(huán)境學(xué)院，蘭州 730000）

0 引言

隨著我國(guó)人口的不斷增長(zhǎng)及工業(yè)化進(jìn)程的逐步深入，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所賴以維持的水、土地等資源越來(lái)越多地被其他經(jīng)濟(jì)生活所侵占；特別是在我國(guó)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(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的硬性約束日益凸顯，從而給我國(guó)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)、農(nóng)民增收及農(nóng)村的可持續(xù)發(fā)展帶來(lái)了巨大壓力。由此產(chǎn)生一個(gè)突出的問(wèn)題：水土資源短缺將會(huì)給我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生何種程度的約束？我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)能否處于穩(wěn)態(tài)的路徑之上？技術(shù)進(jìn)步對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率多大？

鑒于水土資源短缺對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的制約作用日趨明顯，國(guó)內(nèi)外學(xué)者們對(duì)此進(jìn)行了廣泛而深入的探索。Nordhaus(1992)基于擴(kuò)展的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)測(cè)算了資源和土地對(duì)美國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(duì)Romer(2001)模型進(jìn)行了簡(jiǎn)化，將土地要素納入生產(chǎn)函數(shù)模型，對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的土地資源“尾效”進(jìn)行了測(cè)算，其結(jié)果為1.75%[2]；謝書(shū)玲等（2005）基于Romer模型，對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的水土資源“尾效”進(jìn)行分析，結(jié)果顯示：水資源與土地資源對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)“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(guò)對(duì)模型的前提假設(shè)進(jìn)行修正，測(cè)算了水土資源對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“尾效”，其結(jié)果為1.18%[4]。

然而，目前大多數(shù)的研究均不同程度地存在著所分析的資源與經(jīng)濟(jì)總量缺乏對(duì)應(yīng)這一問(wèn)題：如文獻(xiàn)[2]、[3]等用農(nóng)業(yè)用地面積（耕地、林地、可利用草地三部分之和）來(lái)研究土地資源對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的約束，而事實(shí)上，農(nóng)業(yè)用地對(duì)應(yīng)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)值僅占我國(guó)GDP的10%左右；文獻(xiàn)[4]在計(jì)算土地資源時(shí)加上了建設(shè)用地，但就2008年全國(guó)土地利用情況來(lái)看，建設(shè)用地僅占我國(guó)總用地面積的4.8%左右，而其所對(duì)應(yīng)的第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP總量的88.7%，仍未能較好地將所研究的資源與其經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出實(shí)現(xiàn)對(duì)應(yīng)。其次，對(duì)于水資源的分析，較為常見(jiàn)的計(jì)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(shù)、水質(zhì)污染和我國(guó)水資源的時(shí)空分布不均等因素，中國(guó)的水資源遠(yuǎn)未能達(dá)到如此高的利用程度[5～6]。如2008年，中國(guó)總供水量?jī)H占水資源總量的21.5%。因此，水土資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“尾效”更多體現(xiàn)在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中。本文基于1978～2008年中國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中實(shí)際產(chǎn)出、資本存量、從業(yè)人員、用地面積和用水總量五個(gè)變量的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，借用Romer（2001）模型，測(cè)算了水土資源對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“尾效”；在此基礎(chǔ)上，利用情景假設(shè)的外推原理，考察了廣義技術(shù)進(jìn)步在克服自然資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)約束過(guò)程中所作貢獻(xiàn)的動(dòng)態(tài)特征。

1 模型構(gòu)建

2001年，美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家Romer基于新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，提出了一個(gè)資源約束下的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型，分析了自然資源與土地對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的阻力（growth drag）。本文借用Romer的分析方法，通過(guò)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)中加入水資源和土地資源兩個(gè)變量，測(cè)算水土資源約束對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的阻礙作用，并進(jìn)一步考察技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)保持平衡增長(zhǎng)路徑的促進(jìn)作用。為了分析具有可操作性和現(xiàn)實(shí)合理性，此處采用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的形式：

其中，Y(t)、K(t)、W(t)、T(t)、L(t)、A(t)分別表示農(nóng)業(yè)實(shí)際產(chǎn)出、農(nóng)業(yè)資本存量、農(nóng)業(yè)用水量、農(nóng)業(yè)用地面積、農(nóng)業(yè)從業(yè)人口、知識(shí)（或“勞動(dòng)的有效性”），A與L的乘積表示“有效勞動(dòng)”[8]。α,β,γ表示技術(shù)參數(shù)，在此解釋為對(duì)應(yīng)投入要素的產(chǎn)出彈性。同時(shí)，注意到模型假設(shè)四種投入要素的產(chǎn)出彈性之和等于1，即表明我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)具有規(guī)模報(bào)酬不變的特性。此外，該模型未考慮技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的影響。

對(duì)（1）式進(jìn)行對(duì)數(shù)變換后，可得到上述對(duì)應(yīng)變量的增長(zhǎng)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(zhǎng)率。此處設(shè)定農(nóng)業(yè)用水增長(zhǎng)率（gW(t)）與農(nóng)業(yè)用地面積增長(zhǎng)率（gT(t)）分別為a與b，即gW(t)=a，gT(t)=b。經(jīng)數(shù)學(xué)變換后（過(guò)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(zhǎng)路徑上單位勞動(dòng)力平均產(chǎn)值的增長(zhǎng)率，而兩者的差值即為水土資源對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“尾效”，其表達(dá)式分別如下：

式（3）、（4）表明，某一資源要素作用于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的方向取決于勞動(dòng)力與該資源的增長(zhǎng)率之差，而作用力的大小還直接與資本投入及自身的產(chǎn)出彈性成正比。具體來(lái)說(shuō)，若勞動(dòng)力增長(zhǎng)率大于資源的增長(zhǎng)率，即n＞a或n＞b，則該資源的“尾效”為正，表明由于單位勞動(dòng)力對(duì)該資源占有量降低，導(dǎo)致單位勞動(dòng)生產(chǎn)率下降，進(jìn)而使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受到阻礙。此外，若資本投入的產(chǎn)出彈性值固定，則產(chǎn)出彈性較大的資源要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用力強(qiáng)于產(chǎn)出彈性較小的資源要素。

2 計(jì)量分析

2.1 數(shù)據(jù)采集與處理

鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性及統(tǒng)計(jì)口徑的統(tǒng)一性，選取1978～2008年的相關(guān)數(shù)據(jù)作為本研究的樣本。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值（Y）主要取自《新中國(guó)五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》[9]及《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2009》[10]，并以1978年為基準(zhǔn)進(jìn)行了可比價(jià)格的換算；農(nóng)業(yè)從業(yè)人員（L）取自《新中國(guó)五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，同時(shí)假設(shè)A附著在L上；農(nóng)業(yè)用地面積（T）使用的數(shù)據(jù)是耕地、林地與可利用的草地三者之和，取自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（1979～2009）[10]；對(duì)于農(nóng)業(yè)用水總量（W），1997～2008年的數(shù)據(jù)直接取自《中國(guó)水資源公報(bào)》（1997～2008）[11]，而1978～1996年期間的數(shù)據(jù)需基于相關(guān)數(shù)據(jù)折算獲取。通過(guò)計(jì)算1997～2008年全國(guó)農(nóng)業(yè)用水量與地表水資源總量之間的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，各年份農(nóng)業(yè)用水量占當(dāng)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(nóng)業(yè)用水總量的經(jīng)驗(yàn)比例。其次，查閱《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》指標(biāo)解釋獲知，1989年之后關(guān)于地表水資源總量的統(tǒng)計(jì)內(nèi)容，與之前關(guān)于天然河川年徑流總量的統(tǒng)計(jì)內(nèi)容一致，由此，文中1978～1988年的農(nóng)業(yè)用水量由河川年徑流總量按14%折算而得，而1989～1996年的數(shù)據(jù)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(duì)應(yīng)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（1979～1997）。對(duì)于農(nóng)業(yè)資本存量（K），采用徐現(xiàn)祥（2007）提出基于永續(xù)盤(pán)存法的估算思路，其中，2004年以后的固定資本形成總額用當(dāng)年新增固定資產(chǎn)投資代替。相關(guān)基礎(chǔ)數(shù)據(jù)取自《中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料:1952～1995》和《中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)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(xì)節(jié)請(qǐng)參看文獻(xiàn)內(nèi)容。

2.2 數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了消除原始數(shù)據(jù)的異方差性，對(duì)歷年農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、農(nóng)業(yè)資本存量、農(nóng)業(yè)從業(yè)人員、農(nóng)業(yè)用地面積、農(nóng)業(yè)用水量等數(shù)據(jù)作對(duì)數(shù)化處理。由于時(shí)間序列數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)規(guī)律常常會(huì)因某種原因隨時(shí)間的推移而變化,出現(xiàn)非平穩(wěn)時(shí)間序列。如果對(duì)非平穩(wěn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)直接進(jìn)行回歸,高斯—馬爾科夫定理不再成立,可能產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象。因而，在時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸之前,需對(duì)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)[12]。本文運(yùn)用EVIEWS6.1軟件，采用ADF方法對(duì)取對(duì)數(shù)后的數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在5%的顯著性水平下，各序列原水平均非平穩(wěn)，經(jīng)過(guò)一階差分后，資本存量在10%的顯著下水平下平穩(wěn)，而其他各序列均在1%的顯著性水平下顯示平穩(wěn)性。同時(shí)也說(shuō)明最小二乘法適用于估計(jì)該序列組的相關(guān)參數(shù)。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2.3 計(jì)量分析

采用最小二乘法對(duì)先行處理后的多元回歸模型（2）進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。在對(duì)模型進(jìn)行回歸分析時(shí)發(fā)現(xiàn)DW統(tǒng)計(jì)量?jī)H為0.43，說(shuō)明回歸模型殘差項(xiàng)存在序列自相關(guān)問(wèn)題。為此，采用廣義差分法對(duì)變量數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，即對(duì)變量進(jìn)行如下變換：X*=Xt-pXt-1[12]，其中p可以通過(guò)對(duì)回歸方程模型中添加AR(p)項(xiàng)求得。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，DW統(tǒng)計(jì)量上升到1.9，較好地消除了序列自相關(guān)。最終得到如下回歸結(jié)果：

在上述結(jié)果中，調(diào)正擬合優(yōu)度R2為0.995，即表明在道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)框架下，本文所分析的四種農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入要素對(duì)實(shí)際產(chǎn)出表現(xiàn)出較強(qiáng)解釋力。括號(hào)內(nèi)為對(duì)應(yīng)估計(jì)參數(shù)的T統(tǒng)計(jì)量，說(shuō)明在10%的顯著性水平下，各參數(shù)估計(jì)值均顯著，即單個(gè)投入要素對(duì)實(shí)際產(chǎn)出影響也顯著。同時(shí)，四種投入要素的產(chǎn)出彈性之和為0.9983，說(shuō)明在我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中，不變規(guī)模報(bào)酬的假設(shè)成立，但前提是未考慮技術(shù)進(jìn)步或技術(shù)進(jìn)步被假設(shè)附著于某一種或幾種生產(chǎn)要素上。此外，通過(guò)對(duì)各投入要素的產(chǎn)出彈性進(jìn)行對(duì)比發(fā)現(xiàn)，我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)主要依靠新良種、農(nóng)藥化肥、機(jī)械設(shè)備等資本的大量投入，考慮知識(shí)水平的勞動(dòng)力要素對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用極其有限，并且自然資源對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的貢獻(xiàn)率也相對(duì)較小。

2.4 —水土資源阻尼值與對(duì)比分析

圖1 1978～2008年中國(guó)土地、水資源對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)“尾效”

圖1顯示：1978～2008年，單位勞動(dòng)力水土資源占有量的變化對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)“阻礙-促進(jìn)-阻礙-促進(jìn)”的動(dòng)態(tài)作用特征，且該作用力強(qiáng)弱差異明顯。具體可分為四個(gè)階段，1978～1990年期間，水土資源對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“尾效”為正，且作用強(qiáng)度相對(duì)微弱，均值分別為0.6713%、0.6342%。表明此時(shí)期內(nèi)，由于投入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)系統(tǒng)中的水土資源增長(zhǎng)率低于農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的增長(zhǎng)率，導(dǎo)致較水土資源與勞動(dòng)力同比增長(zhǎng)的情形，我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)實(shí)際產(chǎn)出的增速年均減小了1.3055%。1991～1997年，“尾效”為負(fù)且變動(dòng)幅度較大，均值分別為-0.5982%，-0.9777%。說(shuō)明在這一時(shí)期內(nèi)，單位勞動(dòng)力占有的水土資源增加，以年均1.5759%的作用強(qiáng)度推動(dòng)我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)加速增長(zhǎng)。1998～2002年，水土資源對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)又表現(xiàn)出阻礙效應(yīng)，但與初期作用強(qiáng)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(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“尾效”表現(xiàn)出一定的差異性特征，但總體來(lái)看，水土資源分別以年均0.7015%、0.1779%的作用強(qiáng)度促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)加速增長(zhǎng)。

因此，改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)水土資源對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并非表現(xiàn)為單一的阻礙或促進(jìn)作用，而是呈現(xiàn)兩者交替進(jìn)行的動(dòng)態(tài)作用過(guò)程。但總體來(lái)看，我國(guó)水資源和土地資源對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“尾效”分別為0.0755%、0.0322%，綜合“尾效”為0.1077%。由此可知，我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中，由于用水量和用地面積不能隨勞動(dòng)力投入量同比增長(zhǎng)，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)實(shí)際產(chǎn)出的增長(zhǎng)速度比單位勞動(dòng)力水土資源量不變的情形年均降低了0.11個(gè)百分點(diǎn)。然而，該計(jì)算結(jié)果與其他國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究結(jié)論相比明顯較小，詳情如表2所示。導(dǎo)致這一差異的主要原因可歸結(jié)為：①由公式（3）、（4）可知，“尾效”與勞動(dòng)力和資源增長(zhǎng)率的差值成正比關(guān)系。本文為避免所分析的資源與經(jīng)濟(jì)總量缺乏對(duì)應(yīng)這一問(wèn)題，基于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的實(shí)際產(chǎn)出和投入要素的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。其中，水土資源增長(zhǎng)率與前些研究差異相對(duì)較小，而勞動(dòng)力增長(zhǎng)率的差別較大。如1978～2008年，我國(guó)勞動(dòng)力的年均增長(zhǎng)率為2.22%，而農(nóng)業(yè)從業(yè)人員的年均增長(zhǎng)率僅為0.26%。②本文所選擇的分析期時(shí)間跨度較大，而在該時(shí)期內(nèi)，水土資源對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的作用經(jīng)歷了“阻礙-促進(jìn)-再阻礙-再促進(jìn)”的循環(huán)往復(fù)過(guò)程，雖然在某個(gè)階段內(nèi)作用也較為顯著，但在整個(gè)分析期內(nèi)，方向相反的作用力相互抵消，導(dǎo)致最終結(jié)果較小。

2.5 技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)作用特征

雖然我國(guó)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在一定程度上受到了水土資源的約束，但考察歷年農(nóng)業(yè)實(shí)際產(chǎn)值可以發(fā)現(xiàn)，我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)仍然以年均4.6%的速度增長(zhǎng)。其主要原因在于，技術(shù)進(jìn)步在一定程度上能夠克服自然資源對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的約束，使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)自然資源的依賴性降低[1]。此處，可使用情景假設(shè)外推出技術(shù)進(jìn)步對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的分年度貢獻(xiàn)值，如圖2所示，其中，技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增速的貢獻(xiàn)率=實(shí)際產(chǎn)出的增長(zhǎng)率+水土資源對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)率的影響值。結(jié)果表明，20世紀(jì)90年代以前，科技進(jìn)步對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)波動(dòng)較大，此后趨于穩(wěn)定，并于4%的水平上下浮動(dòng)。具體可歸因于不同時(shí)期技術(shù)進(jìn)步形式的差異。改革開(kāi)放以來(lái)，由中央先后出臺(tái)的10個(gè)關(guān)于農(nóng)村工作的“1號(hào)文件”可知：自1978年聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的推廣，整個(gè)80年代我國(guó)農(nóng)村改革的主要目的是突破計(jì)劃經(jīng)濟(jì)模式，調(diào)動(dòng)廣大農(nóng)民生產(chǎn)的積極性，建立適合社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)要求的農(nóng)村新經(jīng)濟(jì)體制。因而，這一階段科技進(jìn)步對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)主要源于管理體制的改革和政策措施的實(shí)施。此后，在完善新經(jīng)濟(jì)體制的同時(shí)，國(guó)家貫徹工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)的方針，加大財(cái)政資金對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的投入，用于動(dòng)植物優(yōu)良品種的選育，農(nóng)作物栽培技術(shù)、施肥方法和灌溉技術(shù)的革新，農(nóng)業(yè)技術(shù)人員的培訓(xùn)等。也就是說(shuō)，這一階段科技進(jìn)步主要表現(xiàn)為狹義的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)，相對(duì)體制和政策對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)的大幅度波動(dòng)，其表現(xiàn)出較好的穩(wěn)定性。

表2 本文結(jié)論與國(guó)內(nèi)部分學(xué)者結(jié)論對(duì)比分析

3 結(jié)論及政策啟示

圖2 技術(shù)進(jìn)步對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率

本文基于新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論,結(jié)合Romer模型,測(cè)算了水土資源對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“尾效”。研究結(jié)果顯示：1978～2008年，農(nóng)業(yè)用水量與用地面積對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(méi)有技術(shù)進(jìn)步的推動(dòng)，我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)將會(huì)因單位勞動(dòng)力水土資源占有量的降低而較水土資源與勞動(dòng)力同比增長(zhǎng)的情形年均降低0.11%。此外，由于技術(shù)進(jìn)步能夠在一定程度上克服自然資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的約束，我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)仍然保持了一定的增速，并導(dǎo)致自然資源在我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的作用逐步降低。

然而，技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用并不意味著自然資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的約束可以忽略。相反，由于技術(shù)進(jìn)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(kāi)發(fā)和保護(hù)性利用顯得更為重要。特別是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)水資源的需求不斷提高，我國(guó)應(yīng)更加注重對(duì)水資源的節(jié)約與保護(hù)，依靠科技進(jìn)步，充分開(kāi)發(fā)可利用水資源，提高水資源的利用率。當(dāng)然，土地資源作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基礎(chǔ)，對(duì)于保持國(guó)民經(jīng)濟(jì)健康穩(wěn)定地發(fā)展也起著不可替代的作用。而事實(shí)上，工業(yè)化和城市化進(jìn)程的加快，耕地面積的不斷降低，已經(jīng)對(duì)我國(guó)的糧食安全造成了巨大的隱患，我國(guó)的耕地面積不準(zhǔn)突破18億畝紅線的政策，就是保護(hù)耕地、穩(wěn)定我國(guó)糧食安全的重要決策。因此，應(yīng)以科學(xué)發(fā)展觀為指導(dǎo)，合理開(kāi)發(fā)與利用自然資源，從而實(shí)現(xiàn)資源的可持續(xù)利用及經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

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