基于水資源增長阻尼的農(nóng)業(yè)用水與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟關系研究

華 堅，王 丹

(1.河海大學 商學院，江蘇 南京 211100；2.江蘇省“世界水谷”與水生態(tài)文明協(xié)同創(chuàng)新中心，江蘇 南京 211100)

0 引言

農(nóng)業(yè)發(fā)展水平的高低，直接關乎糧食等戰(zhàn)略性資源的有效供給，因此農(nóng)業(yè)歷來都是國家關注的焦點。農(nóng)業(yè)發(fā)展離不開水資源的巨大消耗，水資源是農(nóng)業(yè)發(fā)展的基礎性資源。我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值由1998年的14618.7億元到2015年的60862.1億元，年均增長率為17.6%。隨著農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的不斷發(fā)展，農(nóng)業(yè)用水需求逐步擴大，目前農(nóng)業(yè)用水已經(jīng)占經(jīng)濟用水的70%。在有限的水資源供給下，我國對農(nóng)業(yè)用水進行了有效調(diào)控，農(nóng)業(yè)總用水量從1998年的3766億m3增至2015年的3851.5億m3，年均增長率為0.13%，2017年農(nóng)業(yè)用水總量實現(xiàn)零增長，實現(xiàn)了農(nóng)業(yè)的高效發(fā)展。但由于水資源的時空分布特征，有限的水資源與農(nóng)業(yè)發(fā)展布局不相適應，一些地區(qū)的農(nóng)業(yè)發(fā)展仍然受到水資源的制約。

在意識到水資源緊缺后，國內(nèi)外學者們開始關注水資源利用與產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展及結構調(diào)整之間的關系，利用CGE模型[1]、因果分析法[2]、回歸分析法[3]、面板VAR模型[4]等不同方法，發(fā)現(xiàn)地區(qū)的水資源與地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構或產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟均存在相關關系。但依據(jù)水庫庫茲涅茨曲線[5]、新環(huán)境庫茲涅茨曲線[6]等研究發(fā)現(xiàn)，水資源利用存在增長拐點，在到達拐點之后，產(chǎn)業(yè)水資源利用呈下降趨勢。盡管水資源與產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展存在長期均衡的關系，但由于水資源是有限的，導致產(chǎn)業(yè)發(fā)展轉型速度相較于沒有水資源限制的情況下有所降低，這種現(xiàn)象就是所謂的“Growth Drag”(增長阻尼)。最早對“Growth Drag”有所研究的是Nordhaus[7]，隨后Romer[8]在2001年明確定義了Growth Drag，并對其測量模型進行了推導。國內(nèi)學者在Romer的基礎上集中研究了土地資源、能源、碳排放等對經(jīng)濟的阻尼問題。薛俊波等[9]較早將“Growth Drag”引入中國；楊楊等[10]將“增長尾效”改譯成“增長阻尼”，發(fā)現(xiàn)中國水土資源對經(jīng)濟的增長阻力接近美國的5倍；張士杰[11]和唐建榮等[12]都發(fā)現(xiàn)不同能源之間增長尾效差異化較大。但沈坤榮等[13]測算后發(fā)現(xiàn)能源不能構成制約經(jīng)濟發(fā)展的主要因素。而隨著中國水資源緊缺、水污染嚴重等問題日益加劇，學者們開始研究水資源的“Growth Drag”[14-18]，但現(xiàn)有專門針對水資源對經(jīng)濟阻尼的研究相對較少。基于此，本文通過量化水資源約束對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的影響大小，研究農(nóng)業(yè)用水量與農(nóng)業(yè)之間的關系，為中國農(nóng)業(yè)用水調(diào)整提供相關依據(jù)。

1 水資源增長阻尼模型構建及測度

1.1 模型構建

本文通過研究水資源對農(nóng)業(yè)的增長阻尼，在改進的C-D生產(chǎn)函數(shù)中加入水資源要素，則公式表示為：

(1)

其中α、β、γ分別為資本、資源和土地的產(chǎn)出彈性；λ表示廣義技術進步率；Y(t)為第t年的產(chǎn)出；K(t)表示第t年的資本投入；W(t)表示第t年的水資源投入；L(t)表示第t年的勞動投入。資本、勞動的動態(tài)變化與經(jīng)典索洛模型一致，即：

(2)

(3)

其中，s為儲蓄率，δ為資本折舊率。

依據(jù)假設W(t)、L(t)均以不變的速率增長，而對于平衡增長路徑所需的K(t)、Y(t)的增長率應該是一致的。因而式(3)可以變形為：

(4)

因此，若需保持K(t)的增長速率不變，Y(t)/K(t)也應該保持不變，此時K(t)、Y(t)的增長率一致。對式(1)兩邊同時求導，可得：

lnY(t)=lnA0+λt+αlnK(t)+βlnW(t)+(1-α-β)lnL(t)

(5)

即：gY(t)=λ+αgK(t)+βgW(t)+(1-α-β)gL(t)

(6)

其中，gY(t)、gK(t)、gW(t)、gL(t)分別表示Y(t)、K(t)、W(t)、L(t)的增長率。根據(jù)Romer的結論，當經(jīng)濟處于平衡增長路徑上時，gY(t)=gK(t)，因而式(6)可以改寫為：

(7)

其中，gY(t)為處于均衡路徑上的產(chǎn)出增長率，此時單位勞動力產(chǎn)出增長率為：

(8)

式(8)為受到水資源約束狀況下的單位勞動力產(chǎn)出增長率，則水資源未受約束情況下單位勞動力產(chǎn)出增長率為n。此時，產(chǎn)業(yè)發(fā)展不存在水資源約束，隨著人口的增長而增長。因而，式(8)可以表示為：

(9)

(10)

(11)

其中，α、β分別表示資本和水資源的產(chǎn)出彈性，n為勞動增長率，w為水資源投入變化率。

1.2 農(nóng)業(yè)水資源增長阻尼測度

1.2.1 數(shù)據(jù)來源及指標說明 各地區(qū)的總產(chǎn)出和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出分別用國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)和農(nóng)業(yè)增加值表示，數(shù)據(jù)按照1980年為基期進行調(diào)整。

對資本投入K的估計采用的是永續(xù)盤存法，本文借鑒Wu[19]的公式：Kij,t=Kij,t-1+Iij,t/Pij,t-δijKij,t-1=Iij,t/Pij,t+(1-δij)Kij,t-1，利用其1998～2013年固定資本存量的研究結果，計算出以1998年為基期的2014年固定資本存量。

水資源投入W以總用水量和農(nóng)業(yè)用水量表示。

勞動投入L以全社會和農(nóng)業(yè)就業(yè)人口數(shù)表示。

數(shù)據(jù)主要來源于全國及各省份的水資源公報和統(tǒng)計年鑒。

1.2.2參數(shù)估計方法選取本文從理論上構建了水資源約束的阻尼模型，采用GDP的對數(shù)(lnY)為被解釋變量，資本存量的對數(shù)(lnK)、水資源投入的對數(shù)(lnW)、勞動投入的對數(shù)(lnL)、時間的對數(shù)(lnT)為解釋變量，分別回歸各個省(市、區(qū))1998～2015年的時間序列數(shù)據(jù)，用普通最小二乘法(OLS)進行參數(shù)估計，現(xiàn)以北京市第一產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)為例，在Eviews 8.0中進行OLS回歸結果顯示如表1所示。

表1 改進C-D生產(chǎn)函數(shù)OLS回歸結果

從表1中的回歸結果可以看出，資本投入、水資源投入、勞動投入沒有通過t檢驗，而且相關系數(shù)的估計值也存在較大問題。此外相關系數(shù)的t檢驗結果卻差強人意，而且DW值0.801102遠小于2.0000，表明有可能存在多重共線性。當存在多重共線性時，則不能采用普通最小二乘法。以北京市的數(shù)據(jù)為例，利用方差膨脹因子法(VIF)進行判定。結果顯示所有變量的方差膨脹因子均大于10，方差膨脹因子的平均值也大于10，因而各自變量之間存在多重共線性，因此本文采取嶺回歸分析法。

表2 自變量間的方差膨脹因子

1.2.3農(nóng)業(yè)水資源增長阻尼系數(shù)測算農(nóng)業(yè)阻尼系數(shù)計算如表3所示。全國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加值中，資本和技術的彈性普遍大于勞動和水資源的彈性，且較多省份的水資源和勞動力彈性為負值。這主要是因為隨著農(nóng)田灌溉、播種、收割技術的發(fā)展，減少了農(nóng)業(yè)對勞動力的需求，就業(yè)人口不斷下降，人均勞動增長率出現(xiàn)負向增長；增加了對資本和技術的需求。而隨著技術水平的提高，農(nóng)田灌溉中采用了更多新的節(jié)水方法及技術，使中國農(nóng)業(yè)對用水量的需求有所下降。

各省(市、區(qū))水資源對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟阻尼存在較大差異，標準差達到0.3295%。其中，水資源增長阻尼最大的省份是浙江，最小的是重慶。從水資源增長阻尼測度模型中可以看出，產(chǎn)生水資源增長阻尼為負的原因有2個：一是水資源產(chǎn)出彈性為負；二是就業(yè)人數(shù)增長率與用水量變化率之差為負。增長阻尼為負值的省(市、區(qū))中，水資源產(chǎn)出彈性為負值的為9個，剩下省(市、區(qū))均是因為用水量的變化率大于就業(yè)人數(shù)增長率；增長阻尼為正的省(市、區(qū))中，水資源產(chǎn)出彈性和農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)與用水量變化率的差同為正值的只有遼寧，剩下的省份都是兩者同為負值；而浙江的增長阻尼最大，因為該省產(chǎn)出彈性的絕對值最大。當用水量的變化率為0時，水資源對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟阻力均有所增大。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展受水資源約束存在增長阻尼的省(市、區(qū))由11個變?yōu)?1個。

2 農(nóng)業(yè)用水量與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟關系的實證分析

通過對農(nóng)業(yè)水資源增長阻尼大小的測度，當水資源增長阻尼為負時，即表示該地區(qū)該農(nóng)業(yè)的發(fā)展不受水資源約束而有所降低，因而，可以得到農(nóng)業(yè)發(fā)展中受水資源約束影響的省(市、區(qū))，如表4所示。

2.1 模型設定

基于水資源增長阻尼的農(nóng)業(yè)用水與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟關系的研究，本文選取農(nóng)業(yè)的用水量作為被解釋變量、農(nóng)業(yè)增加值分別占GDP的比重作為解釋變量，為消除數(shù)據(jù)單位不同的影響，對變量做取其對數(shù)化處理后，設定模型如下：

lnWi,t=β0+β1lnrGDPi,t+εi,t

(12)

其中，Wi，t表示i地區(qū)第t年的農(nóng)業(yè)用水量，rGDPi,t表示i地區(qū)第t年農(nóng)業(yè)占GDP的比重，β0、β1為待估參數(shù)，εi,t表示隨機誤差。

2.2 實證結果及分析

對數(shù)據(jù)進行分析前，為了避免出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象，必須對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗，檢驗發(fā)現(xiàn)lnWi，t、lnrGDPi,t均為一階單整。通過對農(nóng)業(yè)用水與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加值占GDP比重之間協(xié)整關系的檢驗，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)用水與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟之間具有長期均衡關系的存在。相較于OLS、FMOLS，DOLS估計量的偏差最小，同時鑒于研究有限樣本，DOLS顯得更為合適。本文選擇DOLS作為變量協(xié)整模型回歸，可以看出R2和調(diào)整R2都較大，說明該協(xié)整方程擬合度較好；協(xié)整系數(shù)也為正，說明兩者之間也存在長期的穩(wěn)定正向協(xié)整關系。當農(nóng)業(yè)占比每增加1%時，農(nóng)業(yè)用水量增加0.0647%，這主要是因為當農(nóng)業(yè)在產(chǎn)業(yè)結構中占比較大時，說明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟尚處于低級水平，資本供應和技術創(chuàng)新不足，農(nóng)業(yè)中的節(jié)水水利工程及灌溉技術較為落后，對于水資源的浪費現(xiàn)象較為明顯；此外,農(nóng)業(yè)占比較大時，說明社會文化水平也較低，節(jié)水意識普遍低下，從而使得農(nóng)業(yè)用水量上升。

表3 農(nóng)業(yè)的水資源增長阻尼測度值

表4 受水資源約束的省(市、區(qū))

表5 lnWi,1,t與lnrGDPi,1,t協(xié)整關系回歸結果

根據(jù)AIC和SC的數(shù)值大小來確定最優(yōu)滯后階數(shù)，發(fā)現(xiàn)三組關系的最優(yōu)滯后期均為1階，農(nóng)業(yè)的用水量均與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟存在互為因果的關系，即用水量增加是對農(nóng)業(yè)結構比重增加的原因，而農(nóng)業(yè)結構比重增加也是用水量增加的原因，且這些原因的影響均是正向的。這是因為農(nóng)業(yè)結構比重的增加是以投入要素增加為前提，而水資源是一種基礎性的要素投入，其投入的增加促進了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展。其次，隨著產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級，對水資源的需求不斷上升，因而農(nóng)業(yè)比重增加會增加對水資源的利用。正是因為這種雙向因果關系，在水資源越來越緊缺的現(xiàn)狀下，經(jīng)濟發(fā)展勢必受到影響，對于產(chǎn)業(yè)結構的升級調(diào)整刻不容緩，通過對產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整，將有限的水資源合理分配到對經(jīng)濟發(fā)展貢獻大的產(chǎn)業(yè)中，實現(xiàn)水資源利用的最優(yōu)化。

表6 農(nóng)業(yè)用水與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟關系的因果檢驗

3 結論及建議

3.1 結論

本文通過改進C-D生產(chǎn)函數(shù)，結合Romer阻尼模型，測度了中國31個省(市、區(qū))農(nóng)業(yè)水資源的增長阻尼；基于增長阻尼測度結果，選擇有效樣本，研究農(nóng)業(yè)用水與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟之間的關系。

(1)全國11個省市農(nóng)業(yè)發(fā)展存在水資源增長阻尼，農(nóng)業(yè)發(fā)展受到水資源約束。資本和技術的產(chǎn)出彈性均大于勞動和水資源的產(chǎn)出彈性，說明中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟正在從勞動密集型轉為資本密集型和技術密集型，通過加大對資本和技術的投入，可以有效地促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展。

(2)農(nóng)業(yè)用水與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟之間均存在著長期穩(wěn)定均衡關系，對農(nóng)業(yè)用水量與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟兩者的因果關系檢驗發(fā)現(xiàn)，兩者之間均互為因果關系。

3.2 建議

隨著中國經(jīng)濟進入新常態(tài)，水資源緊缺現(xiàn)狀將日益嚴重，因而本文提出以下幾點建議以期能有效緩和目前中國農(nóng)業(yè)水資源需求大于供給的現(xiàn)狀。

(1)加快南水北調(diào)等調(diào)水工程的建設步伐，實現(xiàn)跨區(qū)域調(diào)水。依托產(chǎn)業(yè)結構合理配置水資源，在滿足該地區(qū)農(nóng)業(yè)水資源需求后，將多余的水資源調(diào)配到第二、三產(chǎn)業(yè)或者其他水資源，以促進工業(yè)、服務業(yè)的發(fā)展；借助水利工程項目，將水資源豐富地區(qū)的水資源調(diào)往水資源緊缺的地區(qū)，抑制中國江、河上游地區(qū)過度浪費水資源，實現(xiàn)水資源的最優(yōu)化配置，以減輕地區(qū)水資源約束。

(2)因地制宜推廣農(nóng)田節(jié)水灌溉技術，提高農(nóng)業(yè)用水效率。我國地域遼闊，各地農(nóng)業(yè)用水差異顯著，如在西北地區(qū)要重點推廣滴灌、噴灌等高效節(jié)水技術；華北地區(qū)則要壓采地下水，發(fā)展低壓管灌、噴灌，各地區(qū)要因地制宜推廣高效節(jié)水灌溉技術，全面實施灌區(qū)田間終端設施配套“五小水利”工程，初步形成大中小微并舉的農(nóng)田水利工程體系，提高農(nóng)業(yè)用水效率，提高水資源的可持續(xù)利用。

(3)加大資本投入，著力打造現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)。通過對高效節(jié)水灌溉工程進行信息化管理，實施農(nóng)機、農(nóng)藝等配套措施，顯著提高勞動生產(chǎn)效率，促進農(nóng)業(yè)轉型升級，為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展提供有力支撐。

(4)創(chuàng)新水權機制，推進農(nóng)業(yè)水價綜合改革。推進小農(nóng)水設施產(chǎn)權制度改革和創(chuàng)新運行管護機制試點工作，試點探索明晰農(nóng)業(yè)水權，建立精準補貼機制，穩(wěn)步推進農(nóng)業(yè)水價綜合改革，根據(jù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)需求進行用水配額，保證農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基本用水需求。同時各地區(qū)要嚴格落實水資源管理制度，建立健全農(nóng)業(yè)水價、水權和水市場，強化用水效率的約束和監(jiān)督考核，實行總量控制、定額管理。

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