中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易虛擬水轉(zhuǎn)移及其影響因素研究

曾賢剛,段存儒,王 睿 (中國人民大學(xué)環(huán)境學(xué)院,北京 100872)

隨著中國對外開放程度的日漸加深,國家在頂層設(shè)計層面提出了統(tǒng)籌利用好國內(nèi)國外“兩個市場”的農(nóng)業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略導(dǎo)向.目前中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額逆差較大[1-2],這對中國整體的國際虛擬水資源分配格局也有重要影響.在中國水資源消耗已經(jīng)飽和的情況下,本著“開源節(jié)流”的原則,從國際市場尋求虛擬水補缺是可行的對策之一.分析虛擬水流動格局,對展現(xiàn)經(jīng)濟社會發(fā)展和水資源利用之間的深層次關(guān)系具有重要意義[3-4].

虛擬水是指內(nèi)含在生產(chǎn)商品中無法直接核算的水資源數(shù)量,通過生產(chǎn)過程中水資源的投入后直接轉(zhuǎn)化為成品的形式體現(xiàn)出來[5].在水資源較為緊缺的國家和地區(qū),充分發(fā)掘農(nóng)產(chǎn)品“虛擬水”資源以及進行相關(guān)方面的研究已經(jīng)上升到戰(zhàn)略高度.Sato等[6]將“虛擬水”也就是水足跡的核算方法分為兩種:“自下而上法”和“自上而下法”,其中 “自下而上法”是運用計算植物耗水量通行的彭曼公式和FAO 提供的Climwat 等軟件測算各單種糧食作物的水足跡;“自上而下法”是使用全生命周期評價方法分析資源消耗,一般利用投入產(chǎn)出表計算農(nóng)業(yè)行業(yè)的直接耗水系數(shù)和完全耗水系數(shù)[7-8].譚圣林等[9]提出使用SRIO 區(qū)分本地水足跡和外來水足跡,用MRIO分析區(qū)域間的虛擬水貿(mào)易.馬忠等[10]探索編制了市級的水資源實物型投入產(chǎn)出表,使用了Helga Weisz 的方法將價值型表向?qū)嵨镄瓦M行轉(zhuǎn)換,更好地揭示了實物產(chǎn)品之間的技術(shù)聯(lián)系.馬超等[11]認為傳統(tǒng)的線性靜態(tài)投入產(chǎn)出模型有較強的假設(shè)限制,因此采取CGE思想設(shè)計了新的虛擬水測算思路,構(gòu)建了42 部門可計算非線性投入產(chǎn)出模型,加入非線性化和動態(tài)化拓展后,對虛擬水的測度結(jié)果更加精確.

也有學(xué)者探究了虛擬水轉(zhuǎn)移的影響因素.虛擬水轉(zhuǎn)移以農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易為載體,因此其影響因素涉及到國際貿(mào)易和農(nóng)產(chǎn)品兩方面.根據(jù)國際貿(mào)易理論,影響貿(mào)易流大小的根本因素是兩國間的比較優(yōu)勢,其中人力資本差異、技術(shù)差異、規(guī)模經(jīng)濟差異、產(chǎn)業(yè)政策差異、資源稟賦差異等是比較優(yōu)勢的產(chǎn)生基礎(chǔ).例如,孫才志等[12]計算了虛擬水凈出口量與各種資源要素的秩相關(guān)系數(shù),表明農(nóng)產(chǎn)品虛擬水流動的主要驅(qū)動因素是耕地資源而不是水資源.陳麗新等[13]從機理層面分析了影響中國農(nóng)產(chǎn)品虛擬水流動格局的因素,認為耕地資源、人口、經(jīng)濟驅(qū)動、國家政策和技術(shù)進步5 類因素對虛擬水流動產(chǎn)生綜合影響.馬超等[14]等利用多元逐步回歸的方法,以虛擬水對外依賴程度為因變量,從自然、經(jīng)濟、社會、生態(tài)、技術(shù)和政策6 個維度進行分析,結(jié)果表明耕地資源及水資源稀缺程度、區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平、社會調(diào)適能力是虛擬水進口的正向驅(qū)動因素,農(nóng)業(yè)用水效率則是虛擬水進口的負面影響因素.

而在國際虛擬水轉(zhuǎn)移影響因素的研究方法學(xué)中,引力模型已開始被用來衡量虛擬水貿(mào)易流.劉紅梅等[15]通過貿(mào)易引力模型得出與中國農(nóng)業(yè)虛擬水貿(mào)易正相關(guān)的因素包括農(nóng)業(yè)勞動力要素稟賦、技術(shù)水平、農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟、需求方收入水平、匯率水平及是否加入WTO;負相關(guān)的因素包括土地和水資源要素稟賦、GDP 水平、價格水平和區(qū)域性經(jīng)濟組織.Fracasso[16]構(gòu)建的引力模型證明雙邊的虛擬水轉(zhuǎn)移不僅受典型貿(mào)易因素的影響,還受本國水資源稟賦、水資源壓力等環(huán)境要素的影響.但目前學(xué)界利用貿(mào)易引力模型分析農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中虛擬水流動影響因素的文章仍然不多.

本文選取了與中國的貿(mào)易占比較大且具有代表性的10 個國家作為研究對象,采用投入產(chǎn)出模型計算中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易產(chǎn)生的虛擬水進出口量,進而結(jié)合貿(mào)易理論和水資源消耗模式,通過貿(mào)易引力模型探究影響農(nóng)業(yè)虛擬水轉(zhuǎn)移的影響因素,希望能夠為中國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易政策提供一定的理論參考.相比于已有研究,本文將投入產(chǎn)出模型與貿(mào)易引力模型結(jié)合使用,彌補了單一模型的不足;選取有代表性的十個國家而非國際組織,其中一些國家目前尚少有相關(guān)分析,因而填補了部分已有研究的空白;此外,本文在影響因素分析中重點考慮關(guān)稅因素,這在當今中美貿(mào)易戰(zhàn)的大背景下具有重要的政策意義.

1 數(shù)據(jù)與方法

1.1 研究對象

本文以貿(mào)易量大、代表性強、統(tǒng)計數(shù)據(jù)完備為原則,挑選了與中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額最大的10 個伙伴國作為研究對象,包括印度尼西亞、泰國、馬來西亞、印度、巴西、阿根廷、俄羅斯、美國、澳大利亞和南非,覆蓋了與中國貿(mào)易的各種類型、各大洲與各類國際間合作框架和組織,具有較好的樣本代表性.

1.2 研究方法

1.2.1 投入產(chǎn)出模型 水資源投入產(chǎn)出模型是度量區(qū)域間水資源轉(zhuǎn)移消耗的重要手段[17].本文將資源環(huán)境要素納入虛擬水投入產(chǎn)出模型,用以計算各國的農(nóng)業(yè)用水系數(shù),進而得到中國的虛擬水凈進口量.首先獨立構(gòu)造適用于虛擬水的價值-實物型水資源投入產(chǎn)出表,考慮外貿(mào)-農(nóng)產(chǎn)品-水資源循環(huán)流,將各部門的水耗用量置于價值型投入產(chǎn)出表的下方,增加了一個行向量以研究經(jīng)濟活動與虛擬水之間的相互影響關(guān)系,如表1 所示.在傳統(tǒng)投入產(chǎn)出表上增加的一行為用水量行,Wj為在第j 部門的生產(chǎn)過程中,水資源的投入量,用實物單位計量,構(gòu)成輸入當期生產(chǎn)過程的資源流量矩陣.直接耗水系數(shù)wj= Wj/Xj,代表j 部門單位產(chǎn)值所直接消耗的水量;完全耗水系數(shù)Qj=wj(I-A)-1,代表 部門單位產(chǎn)值所需的整個經(jīng)濟體的耗水量,其中(I-A)-1為列昂惕夫逆矩陣.虛擬水凈進口量為:

式中:VWNIi代表中國凈進口i 國的農(nóng)業(yè)虛擬水總量;wi(I-Ai)-1為i 國農(nóng)業(yè)完全耗水系數(shù); wi(I-Ai)-1為對中國農(nóng)業(yè)耗水系數(shù);Ii為中國進口i 國的農(nóng)產(chǎn)品額;Ei為中國出口i 國的農(nóng)產(chǎn)品額.

表1 資源-價值型投入產(chǎn)出表形式Table 1 Resource-value-based input-output tables

1.2.2 貿(mào)易引力模型 本文使用貿(mào)易引力模型,基于前述投入產(chǎn)出模型得到的虛擬水凈進口情況,探究虛擬水凈進口的影響因素.貿(mào)易引力模型假設(shè)兩國間的貿(mào)易額與兩國經(jīng)濟規(guī)模成正比、與兩國間地理距離成反比.隨著模型應(yīng)用的日益成熟,學(xué)者們試圖在模型中納入更多社會變量以研究國際貿(mào)易問題.貿(mào)易引力模型的基本表述形式如(2)式所示:

式中:Xij為i,j 兩國之間的貿(mào)易額;Yi為i 國的GDP;Yj為j 國的GDP;Dij為兩國之間的地理距離.根據(jù)不同的研究目的和研究對象,從基礎(chǔ)模型中又衍生分支出了不同的研究范式,表現(xiàn)為很多學(xué)者對模型變量的選取進行了針對性的擴展,如在模型中考慮人口數(shù)量、土地成本、人力成本、匯率、利息、通貨膨脹水平、關(guān)稅措施等影響因素[18].針對本文研究重點,筆者對貿(mào)易引力模型進行了拓展:①被解釋變量為中國與世界各國在農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中產(chǎn)生的虛擬水凈進口額,數(shù)據(jù)來自于投入產(chǎn)出模型的計算結(jié)果;②梳理前人研究,選取農(nóng)業(yè)勞動力資源稟賦差異、農(nóng)業(yè)用地資源稟賦差異、技術(shù)水平、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)規(guī)模、經(jīng)濟規(guī)模、通貨膨脹水平、匯率水平、經(jīng)濟距離、關(guān)稅同盟組織等為農(nóng)業(yè)虛擬水轉(zhuǎn)移的潛在影響因素,構(gòu)建的農(nóng)產(chǎn)品虛擬水貿(mào)易引力模型如(3)式所示:

式中:Yc,j,t為中國對研究對象國的農(nóng)業(yè)虛擬水凈進口額;c 代表中國;j 代表貿(mào)易伙伴j 國;t 代表年份;Dj,c,t代表中國與貿(mào)易伙伴國的經(jīng)濟距離,用航運運輸成本來表示;PGDPj,c,t為貿(mào)易國與中國的人均GDP 之比,表示兩國發(fā)展階段和富裕水平的差異;Alabj,c,t代表貿(mào)易國與中國的農(nóng)業(yè)勞動力稟賦的差異,用農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量的比值來表征;Alandj,c,t為中國與貿(mào)易國在農(nóng)業(yè)用地方面的差異,取兩國人均耕地資源的比值;Pwaterj,c,t為兩國水資源稟賦的差異,取兩國人均水資源量的比值;Cyielj,c,t為兩國谷物單位面積產(chǎn)量之比,代表兩國技術(shù)水平的差別;Avaluej,c,t為兩國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟之比,取第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 比例做比;CPIj,c,t為價格控制因素,取兩國當年消費者價格指數(shù)的比值,從生產(chǎn)端反映大宗市場價格水平;EXPj,c,t為兩國匯率之比,代表兩國的比值水平;Tariffj,t為研究國與中國之間的最惠國稅率,為WTO 框架下兩國間的實際關(guān)稅.而若兩國間簽訂了自由貿(mào)易協(xié)定(FTA),則使用自由貿(mào)易協(xié)定稅率;FTAj,t為當年該國是否與中國簽訂了FTA,取實際生效的日期,表示兩國之間的貿(mào)易壁壘程度.除FTA為0～1 變量外,為使回歸更加平滑,對其他所有指標都進行了對數(shù)化處理;FXj,t為固定效應(yīng)面板模型中的時間固定效應(yīng)和國家固定效應(yīng),包含沒有被控制住的隨時間和國家不發(fā)生變化的影響虛擬水轉(zhuǎn)移的因素,在模型中采用逐步納入回歸模型的方法進行控制.

FTA 和關(guān)稅變量都為表征貿(mào)易壁壘的因素,表達的信息既有部分重復(fù)又有部分區(qū)分.其中前者為二分變量,后者為連續(xù)變量.本文在固定其他模型形式一致的前提下,分別將兩者納入模型,一是為了避免多重共線性引起的解釋困難,二是從理論上看, FTA 為正向影響變量,關(guān)稅為負向影響變量,兩個模型的結(jié)果可以正反印證,相互解釋,使得結(jié)果更具有說服力.

1.3 數(shù)據(jù)來源

農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易金額取自國研網(wǎng)-國際貿(mào)易研究及決策支持系統(tǒng)數(shù)據(jù)庫,其貿(mào)易種類按照HS 國際編碼分類.本文將HS 編碼01～04 類商品的進出口額加總即可作為當年該國與中國發(fā)生的農(nóng)產(chǎn)品總進出口額.在完全耗水系數(shù)計算過程中采用歐盟投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫(WIOD)中的2016 發(fā)布版國家級投入產(chǎn)出表進行計算,其優(yōu)點在于囊括了中國2000～2014年間每一年的投入產(chǎn)出表.國家統(tǒng)計局每逢2、7 編制43 部門的投入產(chǎn)出表,每逢0、5 編制延長版的投入產(chǎn)出表[19].將國家統(tǒng)計局版與WIOD 版的中國投入產(chǎn)出表進行核對后,發(fā)現(xiàn)兩者統(tǒng)計口徑較為接近,數(shù)據(jù)相差不大,因此可以作為2015、2017 年的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)統(tǒng)一使用,2016 年的投入產(chǎn)出表使用2015、2017 年的數(shù)據(jù)平均可得,因此具備一定的計算估計性質(zhì).在匯總時,需要將國內(nèi)投入產(chǎn)出表的金額數(shù)按照當年人民幣平均匯率換算為美元制.WIOD 只提供了澳大利亞、俄羅斯、巴西、美國、印度和印度尼西亞的逐年投入產(chǎn)出表.因而根據(jù)地理國情相似性原則,阿根廷使用巴西的耗水系數(shù)、南非使用土耳其的耗水系數(shù)、泰國使用印度的耗水系數(shù)、馬來西亞使用印度尼西亞的耗水系數(shù),進行統(tǒng)一代替.2015～2017 年其他國家的耗水系數(shù)統(tǒng)一使用該國2014 年的耗水系數(shù)進行代替.3 大行業(yè)用水量數(shù)據(jù)取自CEIC 中國經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫,研究對象國的部門用水量數(shù)據(jù)來自于聯(lián)合國糧農(nóng)組織AQUASTAT 數(shù)據(jù)庫.虛擬水凈進口影響因素的指標數(shù)據(jù)來源如表2 所示.

表2 影響因素指標數(shù)據(jù)來源Table 2 Data sources for impact factor indicators

2 結(jié)果與分析

2.1 虛擬水測算

2.1.1 各國農(nóng)業(yè)用水系數(shù) 利用投入產(chǎn)出表和三大行業(yè)用水量數(shù)據(jù)可以計算出中國農(nóng)業(yè)直接耗水系數(shù)和完全耗水系數(shù),結(jié)果如表3 所示.由表可見,兩者都隨著時間的推移而逐漸下降,直接耗水系數(shù)由2003 年的每美元產(chǎn)值1.896m3下降至2017 年的每美元產(chǎn)值0.459m3左右,下降了75.8%;完全耗水系數(shù)由2003 年的每美元產(chǎn)值2.296m3下降至2017 年的每美元產(chǎn)值0.548m3左右,下降了76.1%,兩者下降趨勢基本相同,2016、2017 年出現(xiàn)系數(shù)的回彈效應(yīng)可能是所使用的投入產(chǎn)出表統(tǒng)計口徑不同所導(dǎo)致的,總體趨勢仍然呈現(xiàn)下降態(tài)勢.這一方面表明,中國的農(nóng)業(yè)用水效率逐漸提高,農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)用水強度逐漸下降,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境友好度上升;另一方面,完全耗水系數(shù)高于直接耗水系數(shù)約20%,也說明其他行業(yè)在生產(chǎn)過程中需要來自于農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的投入較多,在生產(chǎn)決策中不能只考慮單個行業(yè)的環(huán)境影響.

利用WIOD 國家投入產(chǎn)出表可以計算出部分研究國的完全耗水系數(shù),如圖1 所示.縱向來看,隨著時間流逝,各國的農(nóng)業(yè)完全耗水系數(shù)都普遍下降,且幅度較大,由此可知隨著農(nóng)業(yè)技術(shù)的進步,各國農(nóng)業(yè)領(lǐng)域利用水資源的效率都得到了明顯提升.橫向來看,中高發(fā)達國家的農(nóng)業(yè)用水效率較高,如澳大利亞、俄羅斯、巴西等,這與其農(nóng)業(yè)規(guī)模大、灌溉技術(shù)發(fā)達有關(guān).美國相比于發(fā)展中國家的用水效率較高,但是下降幅度不明顯,且與其他發(fā)達國家相比并不具有優(yōu)勢.而水效較低的國家多處于南亞東南亞等水資源較為豐富的地區(qū),相同產(chǎn)值下,所需的農(nóng)業(yè)水資源是發(fā)達國家的10 倍左右.對于這些水資源稟豐富的國家來說,避免落入“資源陷阱”,提高用水效率仍然是農(nóng)業(yè)發(fā)展的議題.與中國對比來看,中國的農(nóng)業(yè)用水系數(shù)在2010 年以前仍然高出發(fā)達國家不少,但近年來系數(shù)下降很快,大致處于美國和土耳其的水效之間,屬于中等水平,但與俄羅斯、澳大利亞等農(nóng)業(yè)發(fā)達國家相比仍存在不少差距.

表3 中國農(nóng)業(yè)用水系數(shù)測算結(jié)果Table 3 Agricultural water consumption coefficient in China

2.1.2 中國進口虛擬水情況 中國虛擬水凈進口情況如表4 所示,農(nóng)產(chǎn)品凈進口金額如表5 所示.總體來看,中國通過農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易在大部分國家和大部分年份中實現(xiàn)了較大的虛擬水逆差.各國虛擬水貿(mào)易額隨時間波動變化,沒有明顯的趨勢特征.同一國家各年度的虛擬水貿(mào)易額數(shù)量級相似,不同國家之間相差較大.中國農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易的虛擬水流向為凈流入,且數(shù)額較大,這與中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額的流動方向和趨勢較為一致,但仍存在出入之處.如2003～2009 年對俄羅斯的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額為逆差而虛擬水為順差,2010～2015年對馬來西亞農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額為逆差而虛擬水為順差,2003～2007年對美國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額為逆差而虛擬水為順差,2003～2012年對澳大利亞農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額為逆差而虛擬水為順差等,都體現(xiàn)了兩國之間用水效率的差距——即造成這種“倒掛”的原因不是貿(mào)易結(jié)構(gòu)發(fā)生了改變,而是兩國間相對用水系數(shù)發(fā)生了改變.根據(jù)測算結(jié)果,中國農(nóng)業(yè)虛擬水資源對外依賴性較強.

圖1 研究國農(nóng)業(yè)完全耗水系數(shù)測算結(jié)果Fig.1 Agricultural total water consumption coefficient in the study countries

表4 中國虛擬水凈進口情況(億m3)Table 4 China's net virtual water imports (×109m3)

表5 農(nóng)產(chǎn)品凈進口金額(億美元)Table 5 Net imports of agricultural products (×109$)

分國別來看,歷年來農(nóng)業(yè)虛擬水凈流入的國家包括印度、印度尼西亞、泰國、阿根廷和巴西,其中美國、巴西、泰國和印度尼西亞的數(shù)量級較大,達到了10 億m3級別;農(nóng)業(yè)虛擬水凈流出的國家為俄羅斯,但絕對數(shù)額較小;發(fā)生逐年變動的國家為馬來西亞、南非、美國和澳大利亞:其中馬來西亞為先實現(xiàn)凈流入,近年來變?yōu)閮袅鞒?南非、美國和澳大利亞都為先實現(xiàn)凈流出,近年來變?yōu)閮袅魅?美國的變化幅度最大,從2003 年凈流出最多的國家變?yōu)榱?017年左右的凈流入前列的國家,這與中國和美國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變化有關(guān).

圖2 中國農(nóng)業(yè)虛擬水凈進口的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)Fig.2 Product structure of China's agricultural virtual water import

為分析農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易結(jié)構(gòu)對中國虛擬水進出口 流量的影響,可以測算中國與其他國家雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易單一農(nóng)作物的虛擬水量,從而更加準確的展現(xiàn)中國進口虛擬水的詳細情況.根據(jù)定義,農(nóng)作物產(chǎn)品的虛擬水含量等于單位面積農(nóng)作物的用水量與作物單產(chǎn)的比值,動物的虛擬水含量等于動物從出生到生命結(jié)束整個生命過程中的全部用水量.參照朱啟榮等[20]的研究,得到主要農(nóng)產(chǎn)品的虛擬水含量,將其與中國相應(yīng)農(nóng)產(chǎn)品的凈進口量相乘,即可得到中國與其他國家2008～2017 年主要農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的虛擬水凈輸入量.本文選擇中國凈進口量普遍大于0 的泰國和巴西、中國凈進口量普遍小于0 的俄羅斯以及中國凈進口量變動幅度較大的美國作為主要分析對象.從數(shù)量級上來看,這4 個國家能夠代表中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易虛擬水流動的主要方向.此外,通過縱向分析可知,美國、泰國和和巴西對中國的虛擬水流動都有明顯的變化趨勢.以這類國家作為主要分析對象,可以更容易地體現(xiàn)出中國虛擬水流動結(jié)構(gòu)的時變特征.圖2 展示了中國與上述4 國貿(mào)易中虛擬水流量最大的5 種產(chǎn)品隨時間變化的趨勢.可以發(fā)現(xiàn),中國與各個國家之間的農(nóng)產(chǎn)品虛擬水貿(mào)易結(jié)構(gòu)具有不同的特點.中國雖然從泰國和巴西凈進口虛擬水,但泰國的虛擬水流量分布于各個農(nóng)產(chǎn)品類別,其中烤煙的虛擬水流量最大,但未超過10 億m3;相比之下,巴西的虛擬水流量則集中于大豆這一類產(chǎn)品.而中國從美國進口虛擬水的情況與巴西比較類似,大豆成為了主要的虛擬水流量載體.在與俄羅斯的貿(mào)易中,虛擬水主要呈現(xiàn)出凈流出的局勢,其中通過蘋果流出的虛擬水量最多.由此可見,中國與主要農(nóng)產(chǎn)品進出口國家之間通過農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易實現(xiàn)的虛擬水流動并不具有相同的特征,這是國際貿(mào)易中各個國家之間比較優(yōu)勢的體現(xiàn).

2.2 虛擬水凈進口影響因素分析

2.2.1 描述性統(tǒng)計 使用STATA 軟件,運行貿(mào)易引力模型,探究虛擬水凈進口的影響因素.由于貿(mào)易引力模型需要將被解釋變量對數(shù)化,因此只能將產(chǎn)生虛擬水凈進口的數(shù)據(jù)納入模型,而將部分產(chǎn)生虛擬水凈流出的數(shù)據(jù)刪除.產(chǎn)生這些情況的國家主要為南非、俄羅斯以及其他國家的部分年份等,因此最終實現(xiàn)虛擬水凈流入的數(shù)據(jù)有101 條,相比于初始的150 個樣本,在第二階段討論影響因素時,總體數(shù)據(jù)保留率為67.3%.數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計結(jié)果如表6 所示.

2.2.2 納入FTA 的虛擬水貿(mào)易引力模型 如表7所示,其中第1 列為不控制時間固定效應(yīng)和個體固定效應(yīng)的回歸結(jié)果,第2 列為僅控制了時間固定效應(yīng)的回歸結(jié)果,而第3 列為同時控制個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)的回歸結(jié)果.由回歸結(jié)果可以看出,在同時控制住時間固定效應(yīng)和個體固定效應(yīng)的情況下,模型的解釋力最好,擬合優(yōu)度達到95.2%.

表6 描述性統(tǒng)計Table 6 Descriptive statistics

在該回歸中,人均GDP 之比的系數(shù)顯著為負,意味著他國相對于中國的人均GDP 每多1%,農(nóng)業(yè)虛擬水凈進口量減少3.85%.農(nóng)業(yè)增加值占比的系數(shù)顯著為正,意味著他國相對于中國的農(nóng)業(yè)增加值占比每增加1%,虛擬水凈流入上升0.35%.農(nóng)業(yè)耕地資源稟賦之比變量顯著為正,意味著他國相對于中國的農(nóng)業(yè)耕地資源每多1%,農(nóng)業(yè)虛擬水凈進口量增加6.31%.該結(jié)果驗證了比較優(yōu)勢理論,即中國在與他國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中,由于他國的農(nóng)業(yè)勞動力資源稟賦、耕地資源稟賦更優(yōu)(耕地單產(chǎn)反映了土地肥力、規(guī)?；a(chǎn)程度等土地生產(chǎn)要素),而農(nóng)業(yè)勞動力和耕地資源又是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本的重要組成部分,因此對中國產(chǎn)生了農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的比較優(yōu)勢.通過農(nóng)產(chǎn)品擴大的進口量,輸入中國的虛擬水量也增多,影響方向符合預(yù)期.匯率變量顯著為負,意味著外幣每升值1%,虛擬水凈流入下降5.06%,這與幣值變動引起的貿(mào)易變動正相關(guān).是否簽訂FTA 變量在10%的顯著性水平下為正,意味著他國與中國簽訂FTA 后,農(nóng)業(yè)虛擬水凈進口量增加0.47%.這條結(jié)果驗證了FTA 的關(guān)稅減讓效應(yīng),即FTA 能夠消除兩國間貿(mào)易的關(guān)稅壁壘和非關(guān)稅壁壘,產(chǎn)生了較強的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng),從而間接使虛擬水要素的流動增加.經(jīng)濟距離、人均水資源、單產(chǎn)、通貨膨脹指數(shù)等變量均不顯著.

表7 納入FTA 的虛擬水貿(mào)易引力模型回歸結(jié)果Table 7 Results of a virtual water trade gravity model regression incorporating FTA

2.2.3 納入關(guān)稅的虛擬水貿(mào)易引力模型 如表8所示,其中第1 列為不控制時間固定效應(yīng)和個體固定效應(yīng)的回歸結(jié)果,第2 列為僅控制了時間固定效應(yīng)的回歸結(jié)果,而第3 列為同時控制個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)的回歸結(jié)果.由回歸結(jié)果可以看出,同樣是控制住時間固定效應(yīng)和個體固定效應(yīng)的情況下,模型的解釋力最好,此時擬合優(yōu)度為72.5%.

由回歸結(jié)果可知,人均GDP 之比變量顯著為負,意味著他國相對于中國的人均GDP 每多1%,農(nóng)業(yè)虛擬水凈進口量減少3.75%.農(nóng)業(yè)勞動力稟賦之比變量顯著為正,意味著他國相對于中國的農(nóng)業(yè)勞動力資源每多1%,農(nóng)業(yè)虛擬水凈進口量增加16.64%.農(nóng)業(yè)增加值占比顯著為正,意味著他國相對于中國的農(nóng)業(yè)增加值占比每增加1%,虛擬水凈流入上升0.41%.匯率變量顯著為負,意味著外幣每升值1%,虛擬水凈流入下降4.72%.關(guān)稅變量在10%的顯著性水平下為負,意味著兩國間關(guān)稅每上升1%,虛擬水凈流入下降0.44%.經(jīng)濟距離、耕地資源、人均水資源、單產(chǎn)、通貨膨脹指數(shù)等變量均不顯著.

表8 納入關(guān)稅的虛擬水貿(mào)易引力模型回歸結(jié)果Table 8 Results of a virtual water trade gravity model regression incorporating tariff

將納入FTA 和納入關(guān)稅的虛擬水貿(mào)易引力模型進行橫向?qū)Ρ瓤梢钥闯?簽訂FTA 顯著正面影響虛擬水凈流入,關(guān)稅增加顯著負面影響虛擬水凈流入,因此貿(mào)易壁壘不利于中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易,進而不利于通過國際市場緩解國內(nèi)水資源壓力,這與理論預(yù)期相符.在兩種模型中,稟賦要素基本成為顯著影響因素,而經(jīng)濟金融要素影響不顯著.

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

3.1.1 中國的直接耗水系數(shù)由2003 年的每美元產(chǎn)值1.90m3下降至2017 年的每美元產(chǎn)值0.46m3,完全耗水系數(shù)由2003 年的每美元產(chǎn)值2.3m3下降至2017 年的每美元產(chǎn)值0.55m3.這說明,中國的農(nóng)業(yè)用水效率在逐漸提高,但中國農(nóng)業(yè)用水模式仍然較為粗放,用水效率在國際上仍然處于中游水平,與俄羅斯、澳大利亞等農(nóng)業(yè)發(fā)達國家相比仍存在不少差距.

3.1.2 中國對印度、印度尼西亞、泰國、阿根廷和巴西實現(xiàn)了虛擬水的凈進口,對俄羅斯實現(xiàn)了虛擬水的凈出口,其中美國的變化幅度最大,從2003 年凈流出最多的國家變?yōu)榱?017 年的凈流入前列的國家.整體來看,中國通過利用國際農(nóng)產(chǎn)品市場實現(xiàn)了虛擬水的凈進口,且進口數(shù)額較大,緩解了中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的水資源壓力,間接達到了世界水資源合理分配和節(jié)省中國水資源的效果.

3.1.3 從影響虛擬水進口的影響因素結(jié)果來看,傳統(tǒng)上影響國際間貿(mào)易的因素(包括部分經(jīng)濟金融因素、運輸成本因素等)對虛擬水進口都會產(chǎn)生影響,其作用路徑是通過成本變動影響農(nóng)產(chǎn)品的國際貿(mào)易,進而影響虛擬水的流動.此外,簽訂FTA 顯著正面影響虛擬水凈流入,中國與他國簽訂FTA 后,農(nóng)業(yè)虛擬水凈進口量增加0.47%;關(guān)稅增加顯著負面影響虛擬水凈流入,中國與他國間關(guān)稅每上升1%,虛擬水凈流入下降0.44%.因此貿(mào)易壁壘不利于中國通過國際市場緩解水資源壓力.可以預(yù)見在中美貿(mào)易戰(zhàn)的背景下,農(nóng)產(chǎn)品領(lǐng)域是加征關(guān)稅的重災(zāi)區(qū),中國的水資源壓力勢必上升.

3.2 建議

3.2.1 中國應(yīng)發(fā)展資源節(jié)約型農(nóng)業(yè).從耗水系數(shù)的測算結(jié)果來看,中國的農(nóng)業(yè)用水效率還有很大的提升空間.中國要提高對旱作農(nóng)業(yè)、水肥一體等農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的補貼額度,在保證農(nóng)產(chǎn)品安全的基礎(chǔ)上,降低農(nóng)業(yè)用水強度,完善農(nóng)業(yè)節(jié)水領(lǐng)域的法律制度體系.

3.2.2 中國應(yīng)注重農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易安全平穩(wěn)發(fā)展.根據(jù)中國虛擬水流動的情況可以看出,中國農(nóng)業(yè)虛擬水資源對外依賴性較強.因此必須首先要確保國家糧食安全,在此基礎(chǔ)之上可適當進口資源性農(nóng)業(yè)產(chǎn)品,為保證中國口糧生產(chǎn)的安全性提供一定的空間,也能促進水資源等要素在世界范圍內(nèi)的合理流動,緩解國內(nèi)較大的水資源壓力.

3.2.3 中國應(yīng)當在農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中更加重視FTA 和關(guān)稅的作用.由貿(mào)易引力模型的分析結(jié)果可知,FTA和關(guān)稅是能夠顯著影響國際農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的政策變量.在貿(mào)易保護主義抬頭的今天,中國應(yīng)當始終堅持對外開放的貿(mào)易政策,在部分資源性農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中采取FTA 和關(guān)稅減讓措施.