農(nóng)業(yè)生態(tài)治理能否改善農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)中的資源尾效

劉乃郗 韓一軍 劉邦凡

摘 要： 通過(guò)理論模型推導(dǎo)與中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的實(shí)證檢驗(yàn)，在新古典增長(zhǎng)模型的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了一個(gè)同時(shí)包含水土資源的數(shù)量外生約束與質(zhì)量?jī)?nèi)生約束的中國(guó)農(nóng)業(yè)內(nèi)生增長(zhǎng)模型，通過(guò)理論推導(dǎo)論證農(nóng)業(yè)生態(tài)治理能夠改善資源尾效，提高農(nóng)業(yè)長(zhǎng)期均衡產(chǎn)出增長(zhǎng)水平。隨后使用1994—2014年中國(guó)種植業(yè)的生產(chǎn)數(shù)據(jù)采取3SLS進(jìn)行估計(jì)并通過(guò)穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示耕地與水資源質(zhì)量提升1%，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)速度分別至少提升0.38%與0.12%，耕地與水資源的增長(zhǎng)尾效改善0.595%與0.346%，而最低提高的長(zhǎng)期增長(zhǎng)水平可得收益為生態(tài)治理投入成本的3倍以上。

關(guān)鍵詞： 內(nèi)生增長(zhǎng)；生態(tài)治理；尾效；生態(tài)農(nóng)業(yè)

中圖分類號(hào)： F32 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1009-055X（2018）03-0012-14

doi：10.19366/j.cnki.1009-055X.2018.03.002

一、引 言

多年來(lái)，我國(guó)一直努力提高農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展能力，其核心就是“加強(qiáng)農(nóng)業(yè)生態(tài)治理”。中國(guó)是一個(gè)人均水土資源極其貧乏的國(guó)家，對(duì)中國(guó)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與糧食安全問(wèn)題而言，土地資源和水資源是極其重要的自然資源約束，研究土地和水資源對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的尾效具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。李嘉圖（1962）通過(guò)三大產(chǎn)業(yè)部門的結(jié)構(gòu)分析，認(rèn)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)會(huì)受到土地要素的有限約束而逐漸呈現(xiàn)邊際報(bào)酬遞減，進(jìn)而導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的邊際成本不斷提高，并傳遞至第二、三產(chǎn)業(yè)引致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)停滯[1]126-127。Nordhaus（1992）在其老師Solow（1956）采用柯普-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的新古典增長(zhǎng)模型中加入了自然資源約束項(xiàng)，通過(guò)推導(dǎo)發(fā)現(xiàn)自然資源的有限約束會(huì)引致經(jīng)濟(jì)發(fā)展的邊際增長(zhǎng)潛力不斷下降，意即存在自然資源有限約束下的長(zhǎng)期均衡產(chǎn)出增長(zhǎng)水平，會(huì)比無(wú)自然資源約束下的長(zhǎng)期均衡產(chǎn)出增長(zhǎng)水平要低一點(diǎn)，Romer（2001）將這個(gè)問(wèn)題正式命名為“Growth Drag”（增長(zhǎng)阻尼、阻力，也譯為增長(zhǎng)尾效，以下稱為尾效）[2]79-82。

Nordhaus（1992）經(jīng)過(guò)測(cè)算得出美國(guó)土地資源約束對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的尾效為0.24%，中國(guó)學(xué)者將測(cè)算方法結(jié)合中國(guó)國(guó)情進(jìn)行改進(jìn)后也得到了一系列中國(guó)自然資源約束對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的尾效：土地資源約束對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的尾效不同年份并不相同，2005年為1.45%（謝書玲等，2005）[3]，2010年則為0.7512%（楊楊等，2010）[4]；水土資源綜合約束對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)尾效為1.18%（楊楊等，2007）[5]；土地資源約束對(duì)城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)尾效為0.24%（曾偉，2014）[6]；碳排放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)尾效為0.4769%（唐建榮、張白羽，2012）[7]；煤炭對(duì)城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)尾效為0.1755%（劉耀彬、黃夢(mèng)圓，2015）[8]；水資源與土地資源對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)尾效分別為7.55%和3.22%（聶華林等，2011）[9]；新疆水資源對(duì)新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)尾效為1.26%（孫雪蓮、鄧峰，2013）[10]等。

事實(shí)上，生態(tài)環(huán)境對(duì)于農(nóng)業(yè)發(fā)展而言是一種可再生自然資源，而水土資源作為可再生自然資源，對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的約束不僅體現(xiàn)在其數(shù)量的有限性約束上，也會(huì)反映在其質(zhì)量的約束上。既往關(guān)于農(nóng)業(yè)生態(tài)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的研究文獻(xiàn)主要涉及兩個(gè)方面：一個(gè)是討論自然資源的數(shù)量有限約束帶來(lái)的增長(zhǎng)尾效，另一個(gè)是討論環(huán)境的外部性影響。但是前者沒(méi)有考慮到自然資源質(zhì)量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的約束，而后者則沒(méi)有在增長(zhǎng)模型中表述生態(tài)質(zhì)量影響長(zhǎng)期增長(zhǎng)的機(jī)制。

為了回答這兩個(gè)既往文獻(xiàn)中的遺留問(wèn)題，在本文中我們通過(guò)構(gòu)建一個(gè)引入了水土資源質(zhì)量約束的內(nèi)生增長(zhǎng)模型，詮釋了生態(tài)資源數(shù)量與質(zhì)量共同影響長(zhǎng)期增長(zhǎng)的機(jī)制，并發(fā)現(xiàn)由于水土等可再生自然資源的自然修復(fù)過(guò)程極其緩慢，在短期內(nèi)采取土地涵養(yǎng)治理、耕種模式更新、提高水肥灌溉技術(shù)以及發(fā)展生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)等針對(duì)水土資源質(zhì)量改良的人為干預(yù)，對(duì)于改善中國(guó)農(nóng)業(yè)在資源約束下的增長(zhǎng)尾效具有重要意義。

由表3可知，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果顯示模型較為穩(wěn)健，水土資源對(duì)農(nóng)業(yè)長(zhǎng)期增長(zhǎng)影響的顯著性在使用糧食生產(chǎn)數(shù)據(jù)時(shí)得到了提升。綜合表2與表3，我們得到以下五點(diǎn)結(jié)論：

第一，資本投入對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)具有重要促進(jìn)作用，資本投入增長(zhǎng)1%，農(nóng)作物產(chǎn)量增長(zhǎng)0.2%～0.3%。

第二，化肥投入在中國(guó)對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)具有重要促進(jìn)作用，化肥投入量增長(zhǎng)1%，農(nóng)作物產(chǎn)量增長(zhǎng)2.6%～2.9%。

第三，農(nóng)藥投入在中國(guó)對(duì)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)并不具有顯著促進(jìn)作用，在糧食生產(chǎn)中反而出現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)現(xiàn)象，農(nóng)藥施用量增加1%，糧食減產(chǎn)0.27%，由此可以推斷農(nóng)藥殘留的外部性超過(guò)了其正面效果，應(yīng)當(dāng)謹(jǐn)慎管理農(nóng)藥施用量。

第四，有效勞動(dòng)增長(zhǎng)與農(nóng)作物產(chǎn)量包括糧食產(chǎn)量具有顯著負(fù)相關(guān)性。對(duì)于這一異常現(xiàn)象，我們認(rèn)為跟有效勞動(dòng)使用哈羅德中性加入生產(chǎn)函數(shù)有關(guān)。在模型設(shè)定的生產(chǎn)函數(shù)中，有效勞動(dòng)增長(zhǎng)等于技術(shù)進(jìn)步乘以勞動(dòng)力投入，然而中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有小農(nóng)經(jīng)濟(jì)特征，土地規(guī)模受到土地產(chǎn)權(quán)與碎片化的嚴(yán)重約束，單純技術(shù)進(jìn)步率的提升并不能顯著地反映出整體種植業(yè)生產(chǎn)全要素生產(chǎn)率進(jìn)步的緩慢，也無(wú)法彌補(bǔ)農(nóng)村種植業(yè)勞動(dòng)力的快速下滑。事實(shí)上，從1996—2014年，農(nóng)村第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力投入年均減少2.25%，以機(jī)械化水平代表的技術(shù)進(jìn)步率達(dá)到了5.37%，因而兩者之和使得有效勞動(dòng)增長(zhǎng)成為正值。然而事實(shí)上，在考慮人力資本以及土地規(guī)模的影響下，種植業(yè)全要素生產(chǎn)率正在呈現(xiàn)逐年放緩甚至下降的趨勢(shì)，因此LA變量對(duì)應(yīng)的相關(guān)系數(shù)為負(fù)值，恰好證明了以機(jī)械化水平提升為代表的技術(shù)進(jìn)步，并不能力挽狂瀾有效解決中國(guó)小農(nóng)經(jīng)濟(jì)、土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)約束嚴(yán)重的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)國(guó)情。換句話說(shuō)，如果忽視農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所依賴的人力資本累計(jì)以及規(guī)模效應(yīng)，單純每提高機(jī)械化率1%，反而會(huì)使得農(nóng)作物產(chǎn)量與糧食產(chǎn)量下降0.6%～0.87%。

第五，水土資源質(zhì)量改善可以有效緩解農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)中水土資源尾效，或者說(shuō)，水土資源涵養(yǎng)治理可以有效提升農(nóng)業(yè)長(zhǎng)期均衡產(chǎn)出增長(zhǎng)水平。當(dāng)耕地資源質(zhì)量每提升1%，農(nóng)作物產(chǎn)量包括糧食產(chǎn)量可以提升0.38%～0.41%；當(dāng)農(nóng)業(yè)用水質(zhì)量每提升1%，農(nóng)作物產(chǎn)量與糧食產(chǎn)量可以提升0.12%～0.20%。且通過(guò)式（14）與式（27）計(jì)算可知，當(dāng)耕地資源質(zhì)量提升1%，相對(duì)于耕地資源數(shù)量不變約束的長(zhǎng)期均衡產(chǎn)出增長(zhǎng)水平，耕地資源的增長(zhǎng)尾效可以改善0.595%；當(dāng)水資源質(zhì)量提升1%時(shí)，相對(duì)于農(nóng)業(yè)用水?dāng)?shù)量不變約束的長(zhǎng)期均衡產(chǎn)出增長(zhǎng)水平，水資源的增長(zhǎng)尾效可以改善0.346%。此外，從2014年的產(chǎn)出與生態(tài)治理投入總額與當(dāng)年農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值來(lái)看，1%水土資源質(zhì)量提升所需的生態(tài)治理成本（約等于8.6億元人民幣）遠(yuǎn)低于生態(tài)治理所帶來(lái)的長(zhǎng)期產(chǎn)出最小增長(zhǎng)水平0.5%（0.38%+0.12%）的收益（約等于27.4億元人民幣）。或者說(shuō)，盡管將生態(tài)治理置之不顧可以節(jié)省短期治理成本，但節(jié)省收益遠(yuǎn)低于長(zhǎng)期增長(zhǎng)水平下降的損失。

五、對(duì)策與展望

（一）對(duì)策建議

根據(jù)前文的研究，針對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)生態(tài)治理與促進(jìn)農(nóng)業(yè)長(zhǎng)期均衡產(chǎn)出提出以下對(duì)策建議：

（1）加大我國(guó)水土資源質(zhì)量的提升力度，促進(jìn)農(nóng)業(yè)長(zhǎng)期均衡產(chǎn)出增長(zhǎng)水平。本文在Nordhaus（1992）加入了資源數(shù)量約束的新古典增長(zhǎng)模型基礎(chǔ)上，引入了同時(shí)包含水土資源的數(shù)量外生約束與質(zhì)量?jī)?nèi)生約束的內(nèi)生增長(zhǎng)模型，并通過(guò)理論推導(dǎo)論證加入了水土資源的質(zhì)量約束后，相比僅包含數(shù)量約束時(shí)，長(zhǎng)期均衡產(chǎn)出增長(zhǎng)水平更高，即水土資源質(zhì)量的提升可以有效改善長(zhǎng)期增長(zhǎng)中的水土資源尾效。并且，進(jìn)一步論證了通過(guò)人工干預(yù)，包括在水土資源涵養(yǎng)治理方面的投入，以及其他外部性污染治理的投入，都可以有效通過(guò)改良水土資源的質(zhì)量間接促進(jìn)長(zhǎng)期均衡產(chǎn)出增長(zhǎng)水平提升。

（2）把農(nóng)業(yè)生態(tài)治理作為提升農(nóng)業(yè)長(zhǎng)期均衡產(chǎn)出增長(zhǎng)的主要抓手。本文構(gòu)建了基于水土資源數(shù)量外生與質(zhì)量?jī)?nèi)生約束的中國(guó)農(nóng)業(yè)內(nèi)生增長(zhǎng)模型，并使用中國(guó)種植業(yè)生產(chǎn)數(shù)據(jù)和耕地與水資源質(zhì)量數(shù)據(jù)，采取三階段最小二乘法進(jìn)行聯(lián)立估計(jì)，結(jié)果證明當(dāng)耕地資源質(zhì)量每提升1%，農(nóng)作物產(chǎn)量與糧食產(chǎn)量可以提升0.38%～0.41%，耕地資源的增長(zhǎng)尾效可以改善0.595%；當(dāng)農(nóng)業(yè)用水質(zhì)量每提升1%，農(nóng)作物產(chǎn)量與糧食產(chǎn)量可以提升0.12%～0.20%，水資源的增長(zhǎng)尾效可以改善0.346%，有力地證明了中國(guó)農(nóng)業(yè)生態(tài)治理可以有效改善農(nóng)業(yè)長(zhǎng)期增長(zhǎng)中的資源尾效，提升農(nóng)業(yè)長(zhǎng)期均衡產(chǎn)出增長(zhǎng)水平。

（3）緊緊抓住生態(tài)治理，推進(jìn)“資源節(jié)約、環(huán)境友好”的現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)發(fā)展。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到了一定階段，注重生態(tài)治理往往是一種必然選擇。沈能、張斌（2015）在關(guān)于中國(guó)農(nóng)業(yè)環(huán)境庫(kù)茨涅茨曲線的研究中，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)與環(huán)境生產(chǎn)率之間存在穩(wěn)定的正U形關(guān)系，即隨著農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)度過(guò)拐點(diǎn)之后，工業(yè)會(huì)反哺農(nóng)業(yè)，農(nóng)業(yè)的發(fā)展也會(huì)更加重視質(zhì)量，走向環(huán)境友好的方向[25]。而2015年中央一號(hào)文件已經(jīng)明確指出要朝著“資源節(jié)約、環(huán)境友好”的現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)發(fā)展。從本文的視角來(lái)看，資源節(jié)約代表資源的數(shù)量約束，環(huán)境友好代表資源的質(zhì)量約束，本文的研究結(jié)論表明“資源節(jié)約”與“環(huán)境友好”存在共生關(guān)系，并且通過(guò)對(duì)新古典增長(zhǎng)理論的擴(kuò)展為“加強(qiáng)農(nóng)業(yè)生態(tài)治理”的政府決策提供了理論論據(jù)。由于中國(guó)農(nóng)業(yè)多年的粗放型增長(zhǎng)，中國(guó)水土資源已經(jīng)遭受嚴(yán)重破壞，而在短期內(nèi)改變中國(guó)人均農(nóng)業(yè)水土資源的數(shù)量約束并不現(xiàn)實(shí)，因此在促進(jìn)資源節(jié)約型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)與模式發(fā)展的同時(shí)，應(yīng)當(dāng)加大對(duì)水土涵養(yǎng)治理的投入，同時(shí)結(jié)合“資源節(jié)約、環(huán)境友好”，促進(jìn)我國(guó)農(nóng)業(yè)長(zhǎng)期均衡產(chǎn)出增長(zhǎng)水平不斷提升。

（二）研究展望

由于缺少充分的微觀數(shù)據(jù)樣本，本文仍然存在三點(diǎn)不足，有待進(jìn)一步擴(kuò)展研究：

其一，一般而言，政策評(píng)價(jià)最好的方式是采取一定的控制組作為樣本組的對(duì)比樣本，以實(shí)現(xiàn)使用面板數(shù)據(jù)構(gòu)造固定效應(yīng)模型來(lái)進(jìn)行更完整的隨機(jī)實(shí)驗(yàn)檢驗(yàn)，并充分揭示微觀層面的差異特征。本文使用時(shí)序宏觀數(shù)據(jù)則無(wú)法實(shí)現(xiàn)這一研究目標(biāo)，因此可以通過(guò)長(zhǎng)期多年的調(diào)研在將來(lái)進(jìn)一步擴(kuò)展本文的實(shí)證研究。

其二，本文并沒(méi)有涉及農(nóng)業(yè)生態(tài)治理的可行性研究。本文的研究目標(biāo)并不涉及微觀層面的政治經(jīng)濟(jì)學(xué)考慮，也沒(méi)有納入基層部門的效用函數(shù)，因而不能判斷這種水土涵養(yǎng)和綜合治理的可行性，也不能討論實(shí)際執(zhí)行時(shí)可能存在的扭曲因素。在現(xiàn)實(shí)中，盡管提高水土涵養(yǎng)綜合治理投入可以改善長(zhǎng)期均衡增長(zhǎng)水平，但需要增加不菲的當(dāng)期支出。因而，基層部門會(huì)面臨一個(gè)兩難抉擇，尤其是在短期內(nèi)水土涵養(yǎng)治理投入沒(méi)有顯著增長(zhǎng)效益的情況下，基層部門以及主責(zé)人可能受制于其任期內(nèi)的短期考核指標(biāo)影響，選擇不利于農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期效益而避免選擇短期農(nóng)業(yè)生態(tài)治理的財(cái)政支出增長(zhǎng)。

其三，本文中我們所建立的模型只考慮了產(chǎn)出的數(shù)量增長(zhǎng)，而沒(méi)有考慮在實(shí)際市場(chǎng)中的產(chǎn)出收益增長(zhǎng)，事實(shí)上某一地區(qū)更優(yōu)質(zhì)的環(huán)境可能使得當(dāng)?shù)禺a(chǎn)出的農(nóng)產(chǎn)品在市場(chǎng)更受歡迎，具有一定的“綠色”溢價(jià)。為了聚焦于討論農(nóng)業(yè)生態(tài)治理對(duì)增長(zhǎng)尾效的緩解作用，本文也并沒(méi)有將這一點(diǎn)納入理論模型。

參考文獻(xiàn)：

[1] 波金斯，拉德勒，林道爾. 發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)（第6版）[M].北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2013.

[2] ROMER D. Advanced Macroeconomics Theory [M]. Columbus：Mcgrawhill， 2011.

[3] 謝書玲，王錚，薛俊波. 中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中水土資源的“增長(zhǎng)尾效”分析[J].管理世界，2005，07（7）：22-25.

[4] 楊楊，吳次芳，韋仕川. 土地資源對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的 “增長(zhǎng)阻尼” 研究——基于改進(jìn)的二級(jí) CES 生產(chǎn)函數(shù)[J].中國(guó)土地科學(xué)，2010 （5）： 19-25.

[5] 楊楊，吳次芳，鄭娟?duì)? 土地資源約束對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響[J].技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2007，11（11）：34-38.

[6] 曾偉. 土地資源對(duì)城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響分析：理論與實(shí)證[J].資源科學(xué)，2014，36（7）：1317-1326.

[7] 唐建榮，張白羽. 中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的碳排放尾效分析[J].統(tǒng)計(jì)與信息論壇，2012，01（1）：66-70.

[8] 劉耀彬，黃夢(mèng)圓. 城市化進(jìn)程中的“資源尾效”和“資源詛咒”——基于中國(guó)27個(gè)煤炭城市的面板數(shù)據(jù)分析[J].華東經(jīng)濟(jì)管理，2015（1）：55-61.

[9] 聶華林，楊福霞，楊冕. 中國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的水土資源“尾效”研究[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2011（15）：110-113.

[10] 孫雪蓮，鄧峰. 干旱區(qū)水資源對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的約束作用實(shí)證分析——以新疆為例[J].新疆社會(huì)科學(xué)，2013，2（2）：43-47.

[11] MISHAN E J. Growth and Antigrowth： What are the Issues？ [J].Challenge，1973，16（2）：26-32.

[12] 薛俊波，王錚，朱建武，等. 中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“尾效”分析[J].財(cái)經(jīng)研究，2004，30（9）：5-14.

[13] 張琳，李娟，李影. 土地資源對(duì)中國(guó)城市化進(jìn)程的增長(zhǎng)阻力分析[J].華東經(jīng)濟(jì)管理，2011，25（12）：30-33.

[14] 楊福霞，楊冕，聶華林. 能源與非能源生產(chǎn)要素替代彈性研究——基于超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的實(shí)證分析[J].資源科學(xué)，2011，03（3）：460-467.

[15] DASGUPTA P.S， HEAL G M. Economic Theory and Exhaustible Resources[M].London：Cambridge University Press，1979.

[16] DAGUPTA P， STIGLITZ J. Industrial Structure and the Nature of Innovative Activity [J].Economic Journal，1980，90（358）：266-293.

[17] SCHOU P. Polluting NonRenewable Resources and Growth [J].Environmental & Resource Economics，2000，16（2）：211-227.

[18] GRIMAUD A， ROUGE L. Nonrenewable Resources and Growth with Vertical Innovations：Optimum，Equilibrium and Economic Policies [J]. Journal of Environmental Economics & Management，2003，45（2）：433-453.

[19] 羅浩. 自然資源與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：資源瓶頸及其解決途徑[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007，（6）：142-152.

[20] 薛建良，李秉龍. 基于環(huán)境修正的中國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率度量[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2011，21（5）：113-118.

[21] 楊俊，陳怡. 基于環(huán)境因素的中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長(zhǎng)研究[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2011，21（6）：153-157.

[22] 岳立，王曉君. 環(huán)境規(guī)制視域下我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)效率與全要素生產(chǎn)率分析——基于距離函數(shù)研究法[J].吉林大學(xué)社會(huì)科學(xué)學(xué)報(bào)，2013，（4）：85-92.

[23] 潘丹，孔凡斌. 我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率差異與收斂分析——基于環(huán)境污染視角[J].江西社會(huì)科學(xué)，2013，（9）：43-47.

[24] 崔曉，張屹山. 中國(guó)農(nóng)業(yè)環(huán)境效率與環(huán)境全要素生產(chǎn)率分析[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2014，（8）：4-16.

[25] 沈能，張斌. 農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)能改善環(huán)境生產(chǎn)率嗎？——有條件“環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線”的實(shí)證檢驗(yàn)[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2015，（7）：17-30.

Abstract： Based on the neoclassical growth model in macroeconomics， we built a Chinese Agriculture Endogenous Growth Model incorporating the restrictions of quantity and quality of land and water. By the theoretical analysis we found the ecological management could cut part of the tail of ecological growth drag in Chinese agriculture and increase longterm equilibrium level of Chinese agricultural output growth. Based on the Chinese crops production data from 1994-2014， we used 3SLS structural estimation to testify that， with the input of ecological management on water and land increased 1% separately， the total agricultural crops output would increase at least 0.12% and 0.38% respectively， and cut the growth drag tail as 0.595% and 0.346% respectively. Meanwhile， the least increasing growth rate from the improving of longterm equilibrium level of Chinese agricultural output growth is more than three times the cost of ecological management input.

Keywords： endogenous growth； ecological management； growth drag；ecological agriculture