虛擬耕地存在資源“詛咒”嗎？

曹 沖，趙向豪

【經(jīng)濟(jì)學(xué)與管理學(xué)】

虛擬耕地存在資源“詛咒”嗎？

曹 沖，趙向豪

（新疆財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830012）

基于1996—2018年中國大宗農(nóng)產(chǎn)品樣本數(shù)據(jù)，在對虛擬耕地資源豐裕度綜合測算和資源效應(yīng)劃分的基礎(chǔ)上，采用描述統(tǒng)計法和門檻回歸模型對虛擬耕地資源豐裕度與人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值之間的資源效應(yīng)關(guān)系進(jìn)行檢驗；分析其傳導(dǎo)途徑和傳導(dǎo)機(jī)制，進(jìn)而得出培育農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)能啟示。研究結(jié)果表明：虛擬耕地資源與人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，不存在“資源詛咒”效應(yīng)，而存在狹義的資源“福音”效應(yīng)；虛擬耕地資源豐裕度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響主要通過物質(zhì)資本、人力資本、自然稟賦和政府干預(yù)的影響而作用于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，相對貢獻(xiàn)度分別達(dá)到15.90%、72.15%、5.33%、6.63%。因此，政府部門需要加大試點實施虛擬耕地資源戰(zhàn)略，增加進(jìn)口虛擬耕地含量高的品種；充分發(fā)揮市場主導(dǎo)和政府推動相結(jié)合，逐步實現(xiàn)人力資本的累加效應(yīng)；不斷推進(jìn)財政供給結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，優(yōu)先保障財政支農(nóng)領(lǐng)域等政策建議。

大宗農(nóng)產(chǎn)品； 虛擬耕地； 資源詛咒； 資源福音； 傳導(dǎo)機(jī)制

一、問題的提出

耕地是人類社會生存和發(fā)展的基礎(chǔ)，是最寶貴的自然資源。作為自然資源的精華，耕地不僅是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)之要、糧食安全之本，還是生態(tài)安全之基、社會安定之依，更是重要的生產(chǎn)、生活、生態(tài)空間，具有特殊的戰(zhàn)略地位。伴隨著我國人口的增加、工業(yè)化和城市化的持續(xù)加快、生態(tài)退耕的推進(jìn)，中國耕地資源流失嚴(yán)重，1997—2017年的21年間，耕地面積凈減少845.2萬公頃，其中2017年因建設(shè)用地、災(zāi)毀及農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整等原因使得耕地面積減少32.04萬公頃。中國農(nóng)業(yè)耕地逐漸被其他經(jīng)濟(jì)和社會活動所占用，致使耕地資源的有限性與經(jīng)濟(jì)增長和社會發(fā)展的無限性矛盾日益突出。再加上中國的人均耕地相對量較小，人均耕地面積僅為0.09公頃，不足世界平均水平的40%[1]，人地矛盾、產(chǎn)品供求矛盾、生態(tài)訴求、糧食安全保障等成為了社會、經(jīng)濟(jì)、生態(tài)、環(huán)境等方面不得不解決的問題。農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易作為農(nóng)業(yè)資源富余地區(qū)與匱乏地區(qū)的連接紐帶，在緩解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所需要的耕地資源壓力方面的作用日益凸顯起來[2]，而“虛擬耕地”的提出，更是為緩解耕地資源短缺提供一種新的選擇思路。其實“虛擬耕地資源”并不是真正意義上的耕地資源，是一種從具體商品或服務(wù)中抽象出來的耕地資源，是生產(chǎn)某種商品或服務(wù)時所需要投入的實際耕地資源，是作為一種生產(chǎn)要素隱含在真實商品或服務(wù)的耕地資源[3]。由于耕地資源具有獨特的固有性，每個國家或地區(qū)的耕地資源又具有差異性，使得用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的耕地資源基本是固定的和不均勻的。那么，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中隱含的虛擬耕地資源的豐富程度也就代表了一國或一地區(qū)的虛擬耕地資源含量。那么，虛擬耕地資源對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長是怎樣的，是否存在“詛咒”效應(yīng)？從國外范圍看，美國、加拿大、新西蘭等國家能夠?qū)⒆匀毁Y源通過產(chǎn)業(yè)鏈的方式轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力，促進(jìn)其經(jīng)濟(jì)增長；日本、韓國、新加坡等自然資源匱乏的國家也呈現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展；而委內(nèi)瑞拉、尼日利亞、贊比亞等國家擁有豐富的自然資源卻沒能給國家?guī)斫?jīng)濟(jì)的持續(xù)增長，甚至成為抑制經(jīng)濟(jì)增長的要素[4]。從國內(nèi)范圍看，遼寧、內(nèi)蒙古、山西、貴州等地?fù)碛胸S富的自然資源，其經(jīng)濟(jì)增長卻遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于自然資源相對匱乏的廣東、江蘇、浙江等地[5]。Auty[6]將以上現(xiàn)象定義為“資源詛咒”，Papyrakis[7]、徐康寧[8]等相關(guān)學(xué)者也分別證實了美國、俄羅斯、中國在國內(nèi)區(qū)域?qū)用嫔洗_實存在“資源詛咒”現(xiàn)象。此外，張志剛[9]和劉紅梅[10]分別從水土角度驗證了耕地資源和虛擬水資源確實存在“資源詛咒效應(yīng)”。可見，農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易中虛擬耕地資源是否存在“資源詛咒”效應(yīng)，值得考慮和研究。為此，本文以大宗農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中隱含的虛擬耕地資源為研究對象，來驗證虛擬耕地資源“詛咒”效應(yīng)是否存在，形成的原因如何，傳導(dǎo)機(jī)制又是怎樣實現(xiàn)，這些均是需要解決的問題。

二、文獻(xiàn)綜述

自然資源與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系一直是發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)家關(guān)注的焦點問題。20世紀(jì)50年代，Prebisch[11]從國際貿(mào)易角度解釋初級農(nóng)產(chǎn)品對于后發(fā)國家經(jīng)濟(jì)增長難以成為“引擎”以來，自然資源與經(jīng)濟(jì)增長匹配問題成為了深入探討的學(xué)術(shù)熱點。本文主要從“資源詛咒”假說存在與否，以及傳導(dǎo)機(jī)制等方面進(jìn)行文獻(xiàn)梳理，以便為本文的研究提供理論基礎(chǔ)。

關(guān)于“資源詛咒”假說存在的研究，1993年，Auty[6]首先提出“資源詛咒”假說，Sachs[12]利用發(fā)展中國家初級產(chǎn)品驗證資源稟賦與經(jīng)濟(jì)增長存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，開創(chuàng)性地實證檢驗“資源詛咒”假說。徐康寧[13]在梳理相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上提出中國經(jīng)濟(jì)增長在長周期階段存在“資源詛咒”效應(yīng)，并實證檢驗了中國內(nèi)部地區(qū)確實存在“資源詛咒”；邵帥[14]不僅證實了西部地區(qū)能源開發(fā)確實與經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的負(fù)相關(guān)性，驗證其存在“資源詛咒”效應(yīng)；李天籽[15]利用省級面板數(shù)據(jù)實證得出外商投資、教育、科技水平對經(jīng)濟(jì)增長具有間接傳導(dǎo)作用，證實了“資源詛咒”假說。丁從明等[16]使用OLS和PSM進(jìn)行因果識別，發(fā)現(xiàn)資源詛咒在經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于更高階段后才會更多體現(xiàn)；李江龍[17]認(rèn)為資源豐裕與綠色經(jīng)濟(jì)增長存在“資源詛咒”，科研投入、對外貿(mào)易、第二產(chǎn)業(yè)比重等傳導(dǎo)途徑對綠色經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)向影響；陳運平等[18]對自然資源進(jìn)行不同類型細(xì)分，認(rèn)為能源、金屬、完全資源的資源豐裕度存在廣義“資源詛咒”，非金屬資源豐裕度存在狹義“資源詛咒”；茶洪旺等[19]認(rèn)為中國資源詛咒空間上呈現(xiàn)“西多東少”的格局分布，時間上呈“兩極化”收斂。上述研究成果從國外到國內(nèi)，從“點資源”到“散資源”，均證明“資源詛咒”假說是存在的。但是，不同的學(xué)者選用的指標(biāo)、研究的視角、分析的對象不同，得出的結(jié)論也不盡相同。關(guān)于“資源詛咒”假說不存在的研究，Brunnschweiler[20]以人均石油資源儲量、人均其他礦產(chǎn)稟賦代表自然資源豐裕度，發(fā)現(xiàn)與經(jīng)濟(jì)增長存在正相關(guān)關(guān)系；Lederman[21]利用3SLS，對跨國數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗發(fā)現(xiàn)“資源詛咒”并不存在；方穎等[22]認(rèn)為資源豐裕城市與經(jīng)濟(jì)增長并無顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，并對其他省內(nèi)城市的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生“溢出效應(yīng)”，否定了“資源詛咒”假說。馬克星[23]指出建設(shè)用地資源在全國層面對經(jīng)濟(jì)增長存在不顯著的“資源詛咒”，東部存在顯著的“資源詛咒”效應(yīng)，中部、西部存在“資源祝?！毙?yīng)；丁菊紅[24]得出在條件約束的情況下，資源詛咒效應(yīng)在中國并不是明顯存在的。但是，不管怎樣，受到資源約束的經(jīng)濟(jì)增長對于中國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展具有重要的理論和現(xiàn)實意義。盡管以上結(jié)果出現(xiàn)顯著的分歧，存在不同的質(zhì)疑；但是，部分自然資源豐富的國家或地區(qū)出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長緩慢等現(xiàn)象，確實是不容忽視的現(xiàn)實問題。關(guān)于“資源詛咒”效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)制研究，學(xué)者們主要從“荷蘭病”效應(yīng)、擠出效應(yīng)、貿(mào)易條件波動、制度弱化效應(yīng)、資源產(chǎn)品價格的波動性等方面進(jìn)行多個角度綜合概括，以及單一角度進(jìn)行專門論述。國內(nèi)外學(xué)者對于自然資源引起的“資源詛咒”，無論是國家層面，還是區(qū)域?qū)用婢鶑睦碚摶驅(qū)嵶C角度進(jìn)行了詳實的分析，對于“資源詛咒”效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制也進(jìn)行了深入探討；但是，到目前為止對于農(nóng)業(yè)領(lǐng)域中涉及的水土“資源詛咒”研究還較少，僅對農(nóng)業(yè)虛擬水資源詛咒效應(yīng)和耕地資源詛咒效應(yīng)進(jìn)行的實證研究。那么，大宗農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中所隱含的虛擬耕地資源是否存在“資源詛咒”，還鮮有涉獵。

通過對以上文獻(xiàn)進(jìn)行梳理和回顧，對相關(guān)研究成果進(jìn)行總結(jié)和反思，本文提出以下三點不同視角。一是“資源詛咒”研究范圍能否進(jìn)行擴(kuò)展。關(guān)于“資源詛咒”效應(yīng)多應(yīng)用于點資源，對于散資源的研究較為薄弱；僅有的是證明了農(nóng)業(yè)虛擬水資源詛咒效應(yīng)的存在，如何計算土地資源詛咒系數(shù)，探討土地資源與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系等內(nèi)容，均是單一、獨立地進(jìn)行研究；從重點大宗農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中隱含的虛擬耕地視角，并將其結(jié)合起來進(jìn)行研究略有不足。二是“資源詛咒”效應(yīng)是否是絕對的、單一的，存不存在廣義和狹義之分。陳運平等[18]對能源、金屬類礦產(chǎn)資源、非金屬類礦產(chǎn)資源進(jìn)行分類，確定前兩者存在廣義的資源詛咒效應(yīng)，后者存在狹義的資源詛咒效應(yīng)，而對散資源的虛擬耕地還未曾涉及。三是“資源詛咒”效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)制是綜合的還是單一的。如果是單一的，單獨就一個傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行分析，是否具有局限性，得出的結(jié)果能否說明問題；如果是綜合的，如何計算每一種傳導(dǎo)機(jī)制的作用大小，如何發(fā)揮所用傳導(dǎo)機(jī)制的共同作用。重點大宗農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中隱含的虛擬耕地屬于以上哪一種，傳導(dǎo)機(jī)制又是如何起作用的，這些均是需要進(jìn)行研究的問題。鑒于此，本文在測度重點大宗農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中隱含的虛擬耕地資源的基礎(chǔ)上，一方面，初步觀察虛擬耕地資源是否存在資源詛咒效應(yīng)；另一方面，分析和探討其對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響機(jī)制和傳導(dǎo)途徑如何。這對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中如何合理開發(fā)耕地資源，試點實施虛擬耕地資源策略，適度調(diào)整貿(mào)易戰(zhàn)略，保護(hù)生態(tài)環(huán)境安全等具有重要的政策啟示。

三、初步統(tǒng)計觀察

在對虛擬耕地資源詛咒效應(yīng)進(jìn)行動態(tài)模型檢驗之前，先根據(jù)大宗農(nóng)產(chǎn)品（谷物、油料、棉花、糖料、蔬菜、水果、茶葉）的進(jìn)口量、出口量、單位面積產(chǎn)量等指標(biāo)測算出虛擬耕地資源凈進(jìn)口量，具體測算方法是虛擬耕地資源凈進(jìn)口量等于進(jìn)口量與出口量之差，再與單位面積產(chǎn)量的比值。后統(tǒng)計虛擬耕地資源豐裕度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長速度，以此來初步確定二者之間的關(guān)系。在衡量資源豐度時，程鴻[25]認(rèn)為資源豐度不僅包含單項資源，也含有資源組合，并且衡量方法多樣，歸納起來主要有比例法、加權(quán)法、綜合法。關(guān)于比例法，劉紅梅[10]用農(nóng)業(yè)虛擬水資源占GDP比重來表示，楊萍果[26]用人均資源量或是地均資源量來表示，Sachs[27]用資源出口量占GDP比值來表示，邵帥[28]用資源產(chǎn)值占地區(qū)工業(yè)產(chǎn)值比重來表示。關(guān)于加權(quán)法，胡永達(dá)[29]用價格加權(quán)法，張寶友[30]用資源消費量加權(quán)法，朱鵬[31]采用等權(quán)法，劉宗飛[32]采用熵值法等對資源的豐裕度與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了測算分析。關(guān)于綜合法，趙凱[33]用比例法與加權(quán)法對各類自然資源豐裕度進(jìn)行測算加權(quán)分析。從以上測算方法可以看出，單一方法雖簡單易行，但無法客觀衡量各資源豐裕度。與此同時，價格加權(quán)法、消費量加權(quán)法、等權(quán)法等雖考慮資源的異質(zhì)性，但是，權(quán)重確定選擇不穩(wěn)定，容易受到外生變量的影響。相反，熵值法卻能有效克服以上二者的不足之處。為此，本文采用熵值法對中國大宗農(nóng)產(chǎn)品虛擬耕地資源豐度（VLRI）進(jìn)行綜合測算。首先，對n類大宗農(nóng)產(chǎn)品虛擬耕地資源進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，即：

其次，計算i年第j類虛擬耕地資源的熵值，即：

其中m為自然年份；再次計算j類虛擬耕地資源的權(quán)重系數(shù)，即：

最后計算i年的大宗農(nóng)產(chǎn)品虛擬耕地資源豐裕度，即：

基于此，參照以上研究方法，本文對谷物、油料、棉花、糖料、蔬菜、水果、茶葉進(jìn)行權(quán)重系數(shù)測算，以加權(quán)后的大宗農(nóng)產(chǎn)品虛擬耕地這一指標(biāo)來表示大宗農(nóng)產(chǎn)品虛擬耕地資源豐裕度，以人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值作為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的變量。為了消除異方差性，對于大宗農(nóng)產(chǎn)品虛擬耕地資源豐裕度和人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值通常進(jìn)行取對數(shù)來分析二者之間的對應(yīng)關(guān)系，具體散點如圖1所示。圖1表明，1996—2018年中國大宗農(nóng)產(chǎn)品虛擬耕地資源與人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值存在正向關(guān)系。由此可以看出，中國大宗農(nóng)產(chǎn)品虛擬耕地資源不具有引起資源“詛咒”效應(yīng)的可能性，反而具有引起資源“福音”效應(yīng)的可能性。

四、理論模型推導(dǎo)、設(shè)定及變量選取

（一）理論模型推導(dǎo)

Solow[34]在新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)框架下提出了經(jīng)濟(jì)發(fā)展模型，用來考慮產(chǎn)出、資本、勞動、技術(shù)之間的函數(shù)關(guān)系，被稱為索洛經(jīng)濟(jì)增長模型、新古典經(jīng)濟(jì)增長模型以及內(nèi)生經(jīng)濟(jì)模型，具體生產(chǎn)函數(shù)關(guān)系如下所示：

圖1 大宗農(nóng)產(chǎn)品虛擬耕地資源豐裕度與人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值擬合散點圖

式（1）中，t表示時間，Yt、At、Kt、Lt分別表示產(chǎn)出、技術(shù)進(jìn)步、物質(zhì)資本投入、人力資本投入，F(xiàn)表示產(chǎn)出是物質(zhì)資本投入與人力資本投入的函數(shù)關(guān)系。在投入要素一定的情況下，產(chǎn)出會隨著時間的變化因技術(shù)的變動而變動。在索洛模型中，投入要素僅僅涉及到生產(chǎn)資料投入要素，未能將自然資源等大類點資源和虛擬耕地資源等小類點資源考慮進(jìn)去，使得研究范圍具有局限性。Romer[35]對以上經(jīng)濟(jì)發(fā)展模型進(jìn)行了改進(jìn)和擴(kuò)展，引入了自然資源和土地資源，具體生產(chǎn)函數(shù)如下所示：

式（2）中，R為自然資源，T為土地資源，α為物質(zhì)資本投入產(chǎn)出彈性，β為自然資源產(chǎn)出彈性，γ為土地資源產(chǎn)出彈性，AtLt為有效勞動，是At與Lt的乘積。崔云[36]在此基礎(chǔ)上，對式（2）模型進(jìn)行了簡化，引入了土地資源。因此，本文在其研究基礎(chǔ)上，引入虛擬耕地資源，重新構(gòu)建模型，具體生產(chǎn)函數(shù)如下所示：

對式（3）兩邊同時取對數(shù)，得出以下生產(chǎn)函數(shù)：

r1為門限值；ρ1和ρ2分別為虛擬耕地資源豐裕度低于或超于既定臨界值水平時的產(chǎn)出彈性系數(shù)，二者的變化和比較決定了虛擬耕地資源對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長是否存在資源詛咒效應(yīng)還是資源福音效應(yīng)。為此，根據(jù)ρ1和ρ2的相對大小，將虛擬耕地資源豐裕度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長帶來的效應(yīng)共分為以下七種情況：

情景一：當(dāng)ρ1=ρ2時，虛擬耕地資源豐裕度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響是對稱的，邊際貢獻(xiàn)度相同，既不存在資源詛咒效應(yīng)，也不存在資源福音效應(yīng)；

情景二：當(dāng)ρ1>0>ρ2時，虛擬耕地資源豐裕度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響是非線性的，當(dāng)虛擬耕地資源豐裕度超過既定臨界值時，虛擬耕地資源豐裕度的變化對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生抑制作用，影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長速度，此情況存在狹義的“資源詛咒”；

情景三：當(dāng)ρ1>ρ2>0時，虛擬耕地資源豐裕度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響是非線性的，隨著虛擬耕地資源豐裕度的增加，虛擬耕地資源的邊際貢獻(xiàn)度將下降；但是，邊際貢獻(xiàn)度為正，此情況存在廣義的“資源詛咒”；

情景四：當(dāng)0>ρ1>ρ2時，虛擬耕地資源豐裕度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響是非線性的。隨著虛擬耕地資源豐裕度的增加，虛擬耕地資源的邊際貢獻(xiàn)度將下降；但是，邊際貢獻(xiàn)度為負(fù)，此情況也存在廣義的“資源詛咒”；

情景五：當(dāng)ρ2>0>ρ1時，虛擬耕地資源豐裕度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響是非線性的。當(dāng)虛擬耕地資源豐裕度低于既定臨界值時，虛擬耕地資源豐裕度的變化對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生促進(jìn)作用，此情況存在狹義的“資源福音”；

情景六：當(dāng)ρ2>ρ1>0時，虛擬耕地資源豐裕度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響是非線性的。隨著虛擬耕地資源豐裕度的增加，虛擬耕地資源的邊際貢獻(xiàn)度將上升；但是，邊際貢獻(xiàn)度為正，此情況存在廣義的“資源福音”；

情景七：當(dāng)0>ρ2>ρ1時，虛擬耕地資源豐裕度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響是非線性的。隨著虛擬耕地資源豐裕度的增加，虛擬耕地資源的邊際貢獻(xiàn)度將上升；但是，邊際貢獻(xiàn)度為負(fù)，此情況也存在廣義的“資源福音”。

基于此，本文提出以下研究假說：

假說一：在門檻效應(yīng)前，虛擬耕地資源豐裕度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生抑制作用。

假說二：在門檻效應(yīng)后，虛擬耕地資源豐裕度對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的邊際貢獻(xiàn)呈遞增趨勢。

假說三：虛擬耕地資源豐裕度通過直接或間接途徑影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。

（二）門檻效應(yīng)模型設(shè)定

（三）變量選取與數(shù)據(jù)來源

關(guān)于對“資源詛咒”效應(yīng)進(jìn)行實證的大部分學(xué)者都是從影響經(jīng)濟(jì)增長的變量著手，一般將這些變量稱之為控制變量。為了使得變量的無偏估計和結(jié)果的可靠準(zhǔn)確性，經(jīng)參考已有研究成果，本文選取相關(guān)控制變量，利用公式（5）對大宗農(nóng)產(chǎn)品虛擬耕地“資源詛咒”效應(yīng)進(jìn)行檢驗。

1.核心變量。Yt表示人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值，作為被解釋變量；Tt表示大宗農(nóng)產(chǎn)品虛擬耕地豐裕度，是核心解釋變量，是利用熵值法進(jìn)行賦權(quán)加總得來的。大宗農(nóng)產(chǎn)品虛擬耕地資源越豐富，說明農(nóng)業(yè)產(chǎn)出就越大。

2.控制變量。Z作為產(chǎn)出函數(shù)的控制變量，各變量的解釋和計算方法如下所示。物質(zhì)資本投入用農(nóng)業(yè)投資額占農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值比重衡量（用X1表示）。該指標(biāo)越大，對農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料等投入越大，有利于農(nóng)產(chǎn)品的發(fā)展，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。人力資本投入用擁有中專或高中以上學(xué)歷人口占總?cè)丝诘谋戎睾饬浚ㄓ肵2表示）。中專或高中以上學(xué)歷人員越多，說明教育投入力度越大，人力資本投入越大，從而對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用越大。自然資源稟賦用人均耕地面積來衡量（用X3表示）。人均耕地面積越多，對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的效應(yīng)就越大。對外開放水平用農(nóng)業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易總額與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的比重來衡量（用X4表示）。對外開放水平越高，對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用越強(qiáng)，對貿(mào)易政策支持傾斜越好，市場發(fā)育程度越高。政府干預(yù)程度用財政支出占GDP的比重來衡量（用X5表示）。由于政府存在“經(jīng)濟(jì)行為”和“道德困境”，政府干預(yù)程度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響可能存在兩面性。技術(shù)創(chuàng)新用科技經(jīng)費占財政收入比重進(jìn)行衡量（用X6表示）。技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長發(fā)展的源泉，是生產(chǎn)力發(fā)展的重要引擎。科技經(jīng)費投入又是技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展的重要實現(xiàn)途徑。隨著科技研發(fā)經(jīng)費的不斷增多，技術(shù)進(jìn)步越來越快，對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的作用也越來越強(qiáng)。

研究數(shù)據(jù)主要包含了中國1996—2018年23年間的樣本數(shù)據(jù)。進(jìn)行虛擬耕地資源計算所需的大宗農(nóng)產(chǎn)品是指在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中占比較大，生產(chǎn)量、消費量、貿(mào)易量等較多的農(nóng)產(chǎn)品。本文所需的大宗農(nóng)產(chǎn)品是根據(jù)烏拉圭回合農(nóng)業(yè)協(xié)議界定的農(nóng)產(chǎn)品范圍（HS產(chǎn)品口徑），分別選取谷物、棉花、油籽、食糖、蔬菜、水果、茶葉等土地密集型農(nóng)產(chǎn)品和勞動密集型農(nóng)產(chǎn)品。其中，谷物、蔬菜、水果、食糖、棉花、茶葉、油籽的進(jìn)出口量、農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口總額所需貿(mào)易類的1996—2017年數(shù)據(jù)，來源于中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展報告（2018年），2018年數(shù)據(jù)主要來源于中商產(chǎn)業(yè)研究院數(shù)據(jù)庫。大宗農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量、耕地面積、人口、GDP、中?；蚋咧幸陨先藛T、財政支出、科技經(jīng)費、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值、農(nóng)業(yè)投資額等相關(guān)數(shù)據(jù)來源國家統(tǒng)計局。見表1。

表1 估算變量的描述性統(tǒng)計

五、虛擬耕地資源“詛咒”效應(yīng)實證檢驗

（一）門檻變量的顯著性檢驗

門檻變量的確定主要是由理論模型的外生所決定。Hansen[37]認(rèn)為如果門檻變量具有時間趨勢，可以將這種趨勢納入門檻回歸方法。因此，本文選取虛擬耕地資源豐裕度相對指標(biāo)來作為門檻變量，而不是絕對指標(biāo)；這是因為趨勢性的變量指標(biāo)的存在，會影響突變點似然分布檢驗。對于門檻回歸模型是否存在門檻變量，首先要對門檻變量進(jìn)行顯著性檢驗。原假設(shè)為，如果零假設(shè)H0被拒絕，則表示存在門檻，反之，則不存在門檻。當(dāng)H0假設(shè)為不存在門檻時，大樣本分布會受到“非標(biāo)準(zhǔn)非相似分布”的干擾影響，會導(dǎo)致門檻參數(shù)無法識別，也無法得到相應(yīng)的臨界值。因此，Hansen使用“Bootstrap”進(jìn)行測算，可以得到漸進(jìn)的P值。如果P值符合均勻分布，則零假設(shè)成立，在對其進(jìn)行統(tǒng)計檢驗時，可以利用LM-test進(jìn)行。如果拒絕LM-test統(tǒng)計檢驗，說明至少存在一個門檻值，需進(jìn)行兩個門檻值的再次檢驗。根據(jù)Hansen thresholdtest運行結(jié)果和LR曲線在95%置信區(qū)間的點，發(fā)現(xiàn)當(dāng)選擇虛擬耕地資源豐裕度作為門檻變量時，LM-test為12.96，P值為0.041，所以，存在一個門檻值。

（二）門檻模型回歸結(jié)果

門檻模型回歸運行結(jié)果顯示，門檻估計值為5.26，可以將虛擬耕地資源豐裕度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長水平劃分為兩個不同階段，具體門檻模型估計結(jié)果如表2所示。門檻模型回歸結(jié)果表明，虛擬耕地資源豐裕度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響存在明顯的差異性，即虛擬耕地資源豐裕度在跨過門檻值之后，對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響是邊際遞增的，且虛擬耕地資源豐裕度對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響大小在門檻值前后是不同的，變化幅度也不一樣。當(dāng)虛擬耕地資源豐裕度小于門檻值5.26時，虛擬耕地資源豐裕度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的彈性系數(shù)為-0.0022，說明虛擬耕地資源豐裕度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了抑制作用，驗證了假說一。但是，需要指出的是虛擬耕地資源豐裕度的彈性系數(shù)沒有通過統(tǒng)計顯著性檢查，也進(jìn)一步說明虛擬耕地資源豐裕度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的抑制作用不明顯。當(dāng)虛擬耕地資源豐裕度大于門檻值5.26時，虛擬耕地資源豐裕度的彈性系數(shù)為0.2208，并在1%的置信水平上顯著，說明虛擬耕地資源豐裕度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長具有明顯的促進(jìn)作用，存在明顯的門檻效應(yīng)，即虛擬耕地資源豐裕度每增加1%，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長將會增加0.22%，進(jìn)一步驗證了假說二。通過以上分析發(fā)現(xiàn)，虛擬耕地資源豐裕度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響在門檻值5.26前后，彈性系數(shù)由-0.0022上升為0.2208，不存在“資源詛咒”效應(yīng)，反而呈現(xiàn)狹義的“資源福音”效應(yīng)。由此可見，虛擬耕地資源豐裕度在門檻前對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于虛擬耕地資源豐裕度在門檻值后對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響；且隨著虛擬耕地資源豐裕度的增加，虛擬耕地資源對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響將會呈現(xiàn)“不顯著抑制作用”向“顯著促進(jìn)作用”演進(jìn)。

從其他控制變量的估計結(jié)果來看，物質(zhì)資本投入、人力資本投入不管在門檻值以前還是以后，均顯著促進(jìn)了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，自然稟賦的影響均為負(fù)值，對外開放程度作用各異，政府干預(yù)程度和技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)降低。具體來看，物質(zhì)資本投入、人力資本投入均在10%置信水平上顯著，且物質(zhì)資本投入符號由負(fù)變正，人力資本投入符號為正，彈性系數(shù)大幅提升，說明物質(zhì)資本投入和人力資本投入對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用是明顯的。自然資源稟賦在門檻值后在1%置信水平上顯著，且符號為負(fù)，對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的作用在逐步減緩，說明自然資源稟賦沒有很好的提升農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長；對外開放水平雖然對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的作用由抑制向促進(jìn)轉(zhuǎn)變，但是，在門檻值前后均不顯著。政府干預(yù)程度在門檻值后在10%置信水平上顯著，且符號為負(fù)，對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的作用在減弱，有利于發(fā)揮農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)在市場中的作用。技術(shù)創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響較大，在門檻值以前呈現(xiàn)明顯的促進(jìn)作用，在門檻值以后對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長不但不產(chǎn)生貢獻(xiàn)，還產(chǎn)生了抑制作用，但是在置信水平上均不顯著。

綜合以上分析，大宗農(nóng)產(chǎn)品虛擬耕地資源豐裕度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正效應(yīng)，且存在狹義的“資源福音”效應(yīng)。這一結(jié)論與農(nóng)產(chǎn)品中耕地資源、虛擬水資源對于經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)效應(yīng)呈現(xiàn)明顯的悖論，但是，又恰好反映了虛擬耕地資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的匹配性和中國大宗農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易進(jìn)出口的復(fù)雜性問題。同時，也進(jìn)一步驗證了虛擬耕地資源豐裕度越高，貿(mào)易結(jié)構(gòu)改善水平較好，對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的效果會更加明顯；并且除了虛擬耕地資源豐裕度外，還應(yīng)考慮其他相關(guān)因素對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響。

表2 門檻回歸模型估計結(jié)果

注：*、**、***分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

六、虛擬耕地資源“福音”效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)制分析

“資源福音”效應(yīng)的傳導(dǎo)途徑可以借助“資源詛咒”效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行分析，用上文所選取的控制變量與虛擬耕地資源豐裕度變量之間的關(guān)系進(jìn)行表示。本文借鑒Papyrakis[7]和邵帥[14]的相關(guān)研究方法，采用以下模型來嘗試探討虛擬耕地“資源福音”效應(yīng)的傳導(dǎo)路徑，具體如下公式所示：

鑒于門檻值后的對外開放和技術(shù)創(chuàng)新變量影響不顯著，此公式（6）中Zit分別表示物質(zhì)資本、人力資本、自然稟賦、政府干預(yù)。

（一）傳導(dǎo)途徑分析

利用1996—2018年時間序列數(shù)據(jù)，對基于模型（6）的方程進(jìn)行回歸，結(jié)果如表3所示。表3顯示，除了自然稟賦存在負(fù)相關(guān)關(guān)系外，其他3個變量均存在正相關(guān)關(guān)系；說明大宗農(nóng)產(chǎn)品虛擬耕地“資源福音”效應(yīng)確實通過其進(jìn)行傳導(dǎo)，從而對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正效應(yīng)，間接促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，與假說三相符合。

由以上內(nèi)容可以看出，物質(zhì)資本、人力資本、自然稟賦、政府干預(yù)均是虛擬耕地“資源福音”效應(yīng)的傳導(dǎo)途徑，但是，其傳導(dǎo)途徑的影響程度如何，本文對傳導(dǎo)途徑的相對影響程度進(jìn)行測算和分析。表4結(jié)果表明，在虛擬耕地資源對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的傳導(dǎo)途徑中，人力資本投入影響程度最大，為72.15%，物質(zhì)資本投入、政府干預(yù)程度、自然稟賦對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響程度從大到小依次為15.90%、6.63%、5.33%。

（二）傳導(dǎo)機(jī)理分析

根據(jù)以上研究內(nèi)容分析發(fā)現(xiàn)，虛擬耕地資源豐裕度對物質(zhì)資本、人力資本、自然稟賦和政府干預(yù)程度的擠出效應(yīng)是虛擬耕地資源福音效應(yīng)發(fā)生的傳導(dǎo)途徑。那么，背后的傳導(dǎo)機(jī)理如何，本文通過構(gòu)建大宗農(nóng)產(chǎn)品虛擬耕地“資源福音”效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)理進(jìn)行分析。見圖2。

物質(zhì)資本是虛擬耕地資源豐裕度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長傳導(dǎo)的基礎(chǔ)，其他資本均要通過或借助于物質(zhì)資本來實現(xiàn)積累。在傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)發(fā)展過程中，物資資本占主導(dǎo)地位。但是，隨著經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，信息技術(shù)和科學(xué)技術(shù)的到來，其他要素投入可能在數(shù)量和質(zhì)量上都遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了物質(zhì)投入，進(jìn)而取代物質(zhì)資本投入的主導(dǎo)地位，這也進(jìn)一步驗證了物質(zhì)資本表現(xiàn)出的邊際報酬遞減規(guī)律。雖然，物質(zhì)資本投入相比其他要素投入越來越少，但是對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)卻不容忽視，虛擬耕地資源豐裕度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)通過物質(zhì)資本投入而發(fā)生15.90%的正貢獻(xiàn)作用，這與“三農(nóng)”工作具有特殊的重要性息息相關(guān)。十九大以及中央經(jīng)濟(jì)工作會議等政策和會議精神均提到全面做好“三農(nóng)”工作，間接加大了農(nóng)業(yè)物質(zhì)資本投入的力度，進(jìn)而影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。

人力資本在虛擬耕地資源豐裕度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長傳導(dǎo)過程中占據(jù)主導(dǎo)作用，貢獻(xiàn)度達(dá)到72.15%。舒爾茨在《人力資本投資》的演說中明確提出，人力資本是促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)增長的主要原因，人口質(zhì)量和知識投資在一定程度上決定了未來的發(fā)展。在其形成過程中，受教育者比例提升的根本價值在于生產(chǎn)力屬性，一旦形成將會產(chǎn)生長遠(yuǎn)的影響，也就是說，受教育者素質(zhì)的提高將在很長的一段時間范圍內(nèi)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長做出貢獻(xiàn)。這完全符合人力資本邊際報酬遞增趨勢，也與國家1998年以來高等教育的擴(kuò)張、教育政策完善等相關(guān)政策分不開；間接提升了農(nóng)業(yè)從業(yè)人員整體文化程度，提高了人力資本在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的傾斜度，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。

表3 虛擬耕地“資源福音”效應(yīng)傳導(dǎo)途徑回歸估計結(jié)果

注：*、**、***分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

表4 傳導(dǎo)途徑的影響程度分析結(jié)果

圖2 大宗農(nóng)產(chǎn)品虛擬耕地“資源福音”效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)理

自然稟賦在虛擬耕地資源豐裕度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長傳導(dǎo)過程中影響有限，貢獻(xiàn)度僅為5.33%。中國人口眾多且耕地資源較少，對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長將會產(chǎn)生制約作用，這與本文所得出的結(jié)果也較為一致。同時，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對于耕地面積的依賴程度下降，不再簡單局限于種植業(yè)，而向農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)、運輸業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)等多方面發(fā)展；另外，許多地區(qū)并不是單純的耕地，而是耕地、坡地、旱地、堿地等一種或多種混合地。從這方面來考慮人均耕地面積多并不一定帶來農(nóng)業(yè)收入的提高，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長也務(wù)必會受到影響。

政府干預(yù)程度在虛擬耕地資源豐裕度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長傳導(dǎo)過程中有一定影響，程度為6.63%。在資源配置中，市場起決定性作用，政府發(fā)揮宏觀調(diào)控作用，在處理政府和市場之間的關(guān)系時，務(wù)必要把握好財政有所作為和有所不為的邊界和領(lǐng)域，合理配置財政資源。財政支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響可以從合意的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長和不合意的環(huán)境污染物排放進(jìn)行機(jī)理分析[38]。從合意方向看，財政支出是借助農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提高農(nóng)民收入的重要工具，也是解決農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長所需公共品的外部性問題。從不合意方向看，財政支出對農(nóng)業(yè)投入力度不充分，達(dá)不到合理適度水平，甚或是引導(dǎo)農(nóng)戶加大對化學(xué)要素的投入，將會形成面源污染，對農(nóng)業(yè)環(huán)境產(chǎn)生不良影響，進(jìn)而影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，門檻值前后的彈性系數(shù)也恰好說明了該機(jī)理的效果。

七、結(jié)論與啟示

通過收集1996—2018年23年間的樣本數(shù)據(jù)，本文在對虛擬耕地資源豐裕度進(jìn)行綜合測算的基礎(chǔ)上，運用描述性統(tǒng)計法對虛擬耕地資源豐裕度與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了初步統(tǒng)計觀察，得出虛擬耕地資源豐裕度與人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。這說明了大宗農(nóng)產(chǎn)品虛擬耕地資源豐裕度對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了促進(jìn)作用，不具有所謂的資源“詛咒”效應(yīng)，反而具有資源“福音”效應(yīng)的可能性。此外，本文在對資源效應(yīng)劃分為7種類型的基礎(chǔ)上，提出3種假說，引入控制指標(biāo)（物質(zhì)資本、人力資本、自然稟賦、對外開放、政府干預(yù)、技術(shù)創(chuàng)新），并以虛擬耕地資源豐裕度作為門檻值，實證檢驗虛擬耕地資源豐裕度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響，得出門檻估計值5.26；將虛擬耕地資源豐裕度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長水平劃分為兩個不同階段，且門檻估計值前的虛擬耕地資源豐裕度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于門檻估計值后虛擬耕地資源豐裕度對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響；且隨著虛擬耕地資源豐裕度的增加，虛擬耕地資源對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響將會呈現(xiàn)“抑制作用”向“促進(jìn)作用”演進(jìn)，即存在所謂狹義的資源“福音”效應(yīng)。進(jìn)行門檻回歸后，也發(fā)現(xiàn)人力資本打破了資源“詛咒”效應(yīng)，在更大程度上促進(jìn)了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長；而物質(zhì)資本在初期會抑制農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，一旦跨越門檻值后，彈性系數(shù)由負(fù)轉(zhuǎn)正，對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生促進(jìn)作用；自然稟賦和政府干預(yù)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的抑制作用由“不顯著——顯著”轉(zhuǎn)變。在此基礎(chǔ)上，本文還考察了虛擬耕地資源“福音”效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制，發(fā)現(xiàn)虛擬耕地資源豐裕度通過人力資本、物質(zhì)資本、政府干預(yù)、自然稟賦而間接影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，其中影響程度分別為72.15%、15.90%、6.63%、5.33%。

中國大宗農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易中隱含的虛擬耕地資源對于解決耕地資源不足問題確實發(fā)生了重要作用，且對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長也呈現(xiàn)了顯而易見的促進(jìn)效果，做出了巨大貢獻(xiàn)。因此，在制定政策和措施時應(yīng)從以下三方面培育農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)能：一是在制定貿(mào)易政策過程中，試點實行虛擬耕地資源戰(zhàn)略，在充分利用比較優(yōu)勢理論的基礎(chǔ)上，增加進(jìn)口虛擬耕地含量高的品種，以便使得其進(jìn)口效應(yīng)傳遞到整體效益，進(jìn)而促進(jìn)資源的優(yōu)化配置和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長；二是充分發(fā)揮市場主導(dǎo)和政府推動相結(jié)合，引導(dǎo)高校畢業(yè)生積極投身扶貧開發(fā)和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)，實行優(yōu)惠政策吸引留住高素質(zhì)人才，逐步實現(xiàn)人力資本的累加效應(yīng)，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)民增收，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長；三是不斷推進(jìn)財政供給結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，實現(xiàn)行業(yè)內(nèi)和行業(yè)間的資金統(tǒng)籌與整合相互銜接，建立長效機(jī)制，尤其要優(yōu)先保障財政支農(nóng)領(lǐng)域，確保財政支農(nóng)只增不減，資金使用效率形成合力，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)整體效益得以提高。

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Is There a Resource "Curse" in Virtual Farmland?

CAO Chong，ZHAO Xianghao

( School of Economics, Xinjiang University of Finance and Economics, Urumqi 830012, Xinjiang, China )

Based on the sample data of China’s bulk agricultural products from 1996 to 2018, this paper uses descriptive statistics and threshold regression models on the basis of the comprehensive estimation of the abundance of virtual cultivated land resources and the division of resource effects to determine the relationship of resources effect between the abundance of virtual cultivated land resources and the gross agricultural production per capita, analyzes the transmission channels and transmission mechanisms, and then obtains the functional enlightenment for cultivating agricultural economic growth. The research results show that there is a positive correlation between virtual cultivated land resources and the gross agricultural production per capita, and "resource curse" effect does not exist, but a narrow resource "gospel" effect; the abundance of virtual cultivated land resources mainly affects agricultural economic growth through the influence of material capital, human capital, natural endowment and government intervention, and the relative contribution rate of agricultural economic growth is 15.90%, 72.15%, 5.33%, and 6.63%, respectively. Therefore, government departments need to increase the pilot implementation of the virtual cultivated land resource strategy, increase the import of varieties with high virtual cultivated land, give full play to the combination of market leadership and government promotion, gradually realize the cumulative effect of human capital, continue to optimize and upgrade the structure of financial supply, and give priority to government support for agriculture.

agricultural commodities, virtual cultivated land, resource curse, resource gospel, transmission mechanism

F323.211；F327

A

1673-9639 (2021) 02-0100-12

2021-03-02

新疆維吾爾自治區(qū)“三農(nóng)”課題研究項目“功能農(nóng)業(yè)發(fā)展的途徑與對策研究”（2020-SNKT-05）。

曹 沖（1988- ），男，安徽臨泉人，博士，講師，研究方向：貿(mào)易經(jīng)濟(jì)，區(qū)域經(jīng)濟(jì)。

趙向豪（1986- ），男，河南漯河人，博士，講師，研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)，區(qū)域經(jīng)濟(jì)。

（責(zé)任編輯 陳 儉）（責(zé)任校對 張鳳祥）（英文編輯 田興斌）