唐玲玲

摘 要：近年來(lái)，山東省農(nóng)業(yè)用水與其他用水量相比占比最高，如此龐大的用水量對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)有多大，而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展反過(guò)來(lái)又怎樣對(duì)農(nóng)業(yè)用水產(chǎn)生影響，是值得研究并解決的問(wèn)題。該文利用VAR模型對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與農(nóng)業(yè)用水量的關(guān)系進(jìn)行分析，研究結(jié)果表明：山東省農(nóng)業(yè)用水量與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在協(xié)整關(guān)系；農(nóng)業(yè)用水量與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在負(fù)相關(guān)性；農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)水資源利用的貢獻(xiàn)度大于水資源利用對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)度。山東省作為農(nóng)業(yè)大省必須要尋找農(nóng)業(yè)發(fā)展的增長(zhǎng)點(diǎn)。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)用水量；農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展；VAR模型

中圖分類(lèi)號(hào) F323.213 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A 文章編號(hào) 1007-7731（2017）13-0022-04

Study on the Relationship between Agricultural Water Consumption and Agricultural Economic Development in Shandong Province

Tang Lingling

（Research Center of Economic Development in Less Developed Areas in Guizhou University of Finance and Economics，Guiyang 550025，China）

Abstract：In recent years，agricultural water consumption in Shandong Province has been higher than that of other water resources. The mutual influence between a large consumption of water and agricultural development and the contribution to each other are the main problems that the paper intends to solve. The relationship between agricultural water consumption and agricultural economic development is analyzed by using VAR model. The results show that there is a cointegration relationship between agricultural water consumption and agricultural economic development in Shandong Province. There is a negative correlation between agricultural water consumption and agricultural economic development. The contribution of agricultural economic development to water use is greater than the contribution of water resources utilization to agricultural economic development. Shandong province as a big agricultural province must find the growth point of agricultural development.

Key words：Agricultural water consumption；Agricultural economic development；VAR model

1 山東省農(nóng)業(yè)水資源利用現(xiàn)狀

2012年，經(jīng)過(guò)3年的調(diào)查分析，第一次全國(guó)水利普查山東省區(qū)域內(nèi)工作基本完成，普查的結(jié)果并不令人滿意。全省年用水量達(dá)232億m3，居民用水、農(nóng)業(yè)、工業(yè)、建筑業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)和生態(tài)環(huán)境用水比例分別為9.13%、68.58%、14.75%、0.45%、3.66%、3.25%，農(nóng)業(yè)用水是工業(yè)用水的4倍多，是其他用水的2倍多，創(chuàng)造了3960億元的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值。2015年全省總用水量為212.77億m3，其中，農(nóng)田灌溉用水占58.0%、林牧漁畜用水占9.3%、工業(yè)用水占13.9%、城鎮(zhèn)公共用水占3.5%、居民生活用水占12.1%、生態(tài)環(huán)境用水占3.2%，農(nóng)業(yè)用水的比例降低10.58%，但仍然是工業(yè)用水的4倍多，創(chuàng)造了4765.78億元的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值，較2012年增加80578億元，增長(zhǎng)幅度達(dá)20.34%。農(nóng)業(yè)用水量減少的同時(shí)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值逐漸增加，二者之間存在負(fù)向關(guān)系。2012—2015年，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值不斷增加，農(nóng)業(yè)用水量下降幅度較低，山東省農(nóng)業(yè)用水存在“偏倚”現(xiàn)象，農(nóng)業(yè)用水效率低是主要原因。提高農(nóng)業(yè)用水效率，積極促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和創(chuàng)新，是增加農(nóng)民收入，解決當(dāng)前水資源缺乏的關(guān)鍵。

2 回歸分析

2.1 研究方法與數(shù)據(jù)來(lái)源

2.1.1 研究方法 本文采用時(shí)間序列VAR模型方法進(jìn)行分析，由于Holtz-Eakin的研究改變了傳統(tǒng)的VAR模型以較大樣本為基礎(chǔ)的限制條件，較小樣本在模擬VAR模型時(shí)仍有較高的準(zhǔn)確性和可信度，因之VAR模型在研究變量之間的互動(dòng)關(guān)系時(shí)，成為優(yōu)先選擇的研究方法。VAR模型又稱(chēng)向量自回歸模型，他采用多方程聯(lián)立的形式，在模型的每一個(gè)方程中，內(nèi)生變量對(duì)模型的全部?jī)?nèi)生變量滯后值進(jìn)行回歸，從而估計(jì)全部?jī)?nèi)生變量的動(dòng)態(tài)關(guān)系。N個(gè)內(nèi)生變量[Y（y1，ty2，ty3，t……yn，t）]，一個(gè)VAR（P）模型可以如下表示：

[YT=?Yt-1+?Yt-2+……+?pYt-p+εt]

據(jù)此本研究的模型設(shè)定如下：

[yt=?o1p?iyt-i+1pαix1-i+εt]

[xt=?o1p?ixt-i+1pαiy1-i+εt]

其中Y表示農(nóng)業(yè)GDP總產(chǎn)值，X表示農(nóng)業(yè)用水量，t表示時(shí)間，ε表示誤差項(xiàng)。

2.1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源及說(shuō)明 文中采用2000—2014年的農(nóng)業(yè)用水量（WC）與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（GDP）的數(shù)據(jù)，其中農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值來(lái)源于歷年《山東省統(tǒng)計(jì)年鑒》，農(nóng)業(yè)用水量來(lái)源于歷年《山東省水利公報(bào)》。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值采用的是農(nóng)林牧副的總產(chǎn)值，農(nóng)業(yè)用水量采用的是農(nóng)田、林果、草場(chǎng)用水量。運(yùn)用EViews7軟件對(duì)VAR模型進(jìn)行回歸分析，得出兩者之間的關(guān)系。

2.2 時(shí)間序列數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn) 由于所選取的變量均為規(guī)模變量，建立以時(shí)間序列為基礎(chǔ)的模型，描述經(jīng)濟(jì)變量之間的因果關(guān)系，隱含的假設(shè)是：時(shí)間序列是平穩(wěn)的。假如時(shí)間序列不是平穩(wěn)的，那么以這些數(shù)據(jù)建立的函數(shù)方程就會(huì)出現(xiàn)偽回歸或者虛假回歸問(wèn)題，而取對(duì)數(shù)能使得數(shù)據(jù)變得平穩(wěn)，所以先對(duì)所有變量取對(duì)數(shù)，并采用嚴(yán)格的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法單位根檢驗(yàn)對(duì)時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。由表1可知，農(nóng)業(yè)用水量、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的P值較大，它們是不平穩(wěn)的。所以要對(duì)農(nóng)業(yè)用水量、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。由表2可知，所有影響因素的一階差分所對(duì)應(yīng)的P值都比較小，因而都是平穩(wěn)的。

2.3 協(xié)整檢驗(yàn) 經(jīng)濟(jì)理論表明，經(jīng)濟(jì)變量之間往往存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，也就是說(shuō)，兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量，盡管他們各自都存在長(zhǎng)期的波動(dòng)規(guī)律，但是他們之間存在著一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)就是檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)變量之間是否存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，所以我們采用的是Johansen Cointegration Test對(duì)文中研究的經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)表明，變量之間存在協(xié)整關(guān)系，所以不存在偽回歸問(wèn)題。

2.4 VAR模型的建立 根據(jù)AIC準(zhǔn)則，運(yùn)用EViews 7軟件進(jìn)行操作，得到AIC最優(yōu)值-5.2979，最優(yōu)滯后階數(shù)是3階。3階滯后期的VAR模型估計(jì)如表4所示。從表4可以看出：（1）當(dāng)因變量是農(nóng)業(yè)增加值時(shí)，農(nóng)業(yè)用水系數(shù)均為負(fù)值，表明農(nóng)業(yè)用水量與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系?？梢?jiàn)山東省農(nóng)業(yè)發(fā)展方式已經(jīng)限制農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，農(nóng)業(yè)發(fā)展的比較優(yōu)勢(shì)在技術(shù)進(jìn)步的趨勢(shì)中逐漸喪失。隨著滯后階數(shù)增加，農(nóng)業(yè)用水量的系數(shù)呈遞減趨勢(shì)，表明農(nóng)業(yè)用水對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是逐漸變小的，即在短期內(nèi)農(nóng)業(yè)用水對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)顯著，長(zhǎng)期內(nèi)的作用不如短期明顯。這是顯然的，由于農(nóng)業(yè)灌溉對(duì)農(nóng)作物的作用是短期的，而農(nóng)作物的生長(zhǎng)要求灌溉具有頻繁性，這是由灌溉的特點(diǎn)決定的。（2）當(dāng)因變量是農(nóng)業(yè)用水量時(shí)，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)業(yè)用水的影響系數(shù)是正負(fù)交叉的。一方面這是由農(nóng)業(yè)發(fā)展的周期決定的。山東省位于北溫帶，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)周期以年為基礎(chǔ)，再加上農(nóng)業(yè)調(diào)節(jié)的滯后性，今年農(nóng)作物種植的情況多是由上一年的收成和產(chǎn)量決定的。本年度農(nóng)業(yè)用水量顯然與上一年的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值正相關(guān)。此外，影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的因素除了農(nóng)業(yè)灌溉水外，還有自然災(zāi)害、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、種植面積、農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度等。該模型中影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的因素只采用了農(nóng)業(yè)用水量，但是其他因素對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的影響并沒(méi)有消除，所以?xún)烧咧g的關(guān)系要取決于這些因素的綜合作用。

業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度呈相反趨勢(shì)：第一期到第二期其貢獻(xiàn)度由28%下降到25%，第三期和第四期平穩(wěn)，第五期之后開(kāi)始下降，在第十期達(dá)到極小值7%，表明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)自身的貢獻(xiàn)度大于農(nóng)業(yè)用水量對(duì)其貢獻(xiàn)度。

3 結(jié)論及建議

3.1 結(jié)論 本文通過(guò)建立農(nóng)業(yè)用水量與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的VAR模型，檢驗(yàn)兩者的雙向互動(dòng)關(guān)系，主要結(jié)論有：

3.1.1 山東省水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系 水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在雙向互動(dòng)關(guān)系和因果關(guān)系。只是與以全國(guó)為研究對(duì)象得出的結(jié)論不同的是，山東省水資源對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展并沒(méi)有產(chǎn)生正向效應(yīng)，無(wú)論是在短期還是在長(zhǎng)期，水資源的使用越是增加，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)越是緩慢；在短期內(nèi)，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也并未導(dǎo)致水資源的利用增加，反而減少。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與水資源的這種關(guān)系并未體現(xiàn)出以灌溉為主的農(nóng)業(yè)的特征。這是由較為耐旱的經(jīng)濟(jì)作物和糧食作物為主的種植結(jié)構(gòu)決定的。

3.1.2 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)業(yè)用水的貢獻(xiàn)度大于農(nóng)業(yè)用水對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度 山東省在長(zhǎng)期內(nèi)存在從農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)到農(nóng)業(yè)水資源利用的雙項(xiàng)因果關(guān)系，這表明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的慣性和周期性對(duì)未來(lái)幾年的農(nóng)業(yè)用水具有顯著影響。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的特殊性決定了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)不同于工業(yè)生產(chǎn)，農(nóng)業(yè)種植的作物比較固定。一方面是由于農(nóng)業(yè)種植的周期較長(zhǎng)，另一方面是一旦投入較高的經(jīng)濟(jì)作物開(kāi)始種植，即使收益低很多農(nóng)民仍然選擇繼續(xù)種植，因?yàn)闆](méi)有多余的資金進(jìn)行其他生產(chǎn)活動(dòng)，迫使許多農(nóng)民長(zhǎng)時(shí)間從事單一的種植結(jié)構(gòu)。這就使得本年度的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值多受上一年度種植結(jié)構(gòu)的影響，即受上一年農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。較為穩(wěn)定的種植結(jié)構(gòu)使得灌溉水資源的利用情況也較為穩(wěn)定，從而本年度的農(nóng)業(yè)用水量受上一年度的影響。

3.1.3 農(nóng)業(yè)技術(shù)的進(jìn)步和創(chuàng)新日益重要 隨著農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，基礎(chǔ)設(shè)施的日益完善及農(nóng)作物種植種類(lèi)和結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，將逐漸減輕農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)水資源過(guò)度利用的依賴(lài)，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的速度潛力越來(lái)越多的取決于農(nóng)業(yè)技術(shù)的進(jìn)步和創(chuàng)新。目前山東省水資源對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)度較低，制約農(nóng)業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵因素已經(jīng)發(fā)生轉(zhuǎn)變，科技落后和農(nóng)業(yè)創(chuàng)新水平偏低是制約農(nóng)業(yè)快速發(fā)展的主要因素。山東省農(nóng)業(yè)科技投入偏低，2011年第一產(chǎn)業(yè)的研發(fā)人員占研發(fā)人員的0.47%，經(jīng)費(fèi)占0.33%，科技投入不足，農(nóng)業(yè)科技成果僅占14%。在積極推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與產(chǎn)業(yè)化的大背景下，山東省應(yīng)該順勢(shì)造勢(shì)，增加農(nóng)業(yè)科技投入，推動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變，構(gòu)建現(xiàn)代農(nóng)業(yè)體系。

3.2 建議 山東省要想實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)的快速發(fā)展，單純的增加農(nóng)業(yè)水資源的利用是不可行的。關(guān)鍵要做好以下幾個(gè)方面的工作：

3.2.1 重點(diǎn)推動(dòng)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和創(chuàng)新 提高農(nóng)業(yè)科技投入，提高農(nóng)業(yè)創(chuàng)新水平是促進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的需要，也是推動(dòng)山東省城鎮(zhèn)化的需要。農(nóng)業(yè)在為其他產(chǎn)業(yè)大發(fā)展提供原材料的同時(shí)，也為城鎮(zhèn)化發(fā)展提供剩余，可以說(shuō)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化事關(guān)我省未來(lái)的生存和發(fā)展。提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，增加糧食產(chǎn)量，保證糧食安全，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和創(chuàng)新是根本。山東省是人口大省，也是農(nóng)業(yè)大省，在進(jìn)城務(wù)工的浪潮下，許多當(dāng)?shù)剞r(nóng)民將土地當(dāng)做副業(yè)，進(jìn)城務(wù)工，一部分土地被閑置，土地利用率低。在以經(jīng)營(yíng)土地為主的農(nóng)民日益減少的情況下，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步可提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，一方面可以將閑置的土地利用起來(lái)，創(chuàng)造剩余，另一方面可以改進(jìn)灌溉方式，以增加糧食供給和推進(jìn)城市化。

3.2.2 改善種植結(jié)構(gòu) 山東省以糧食作物為主，經(jīng)濟(jì)作物和飼料作物占比較低，而這些糧食作物恰恰對(duì)水資源的需求較大，在灌溉技術(shù)尚未進(jìn)步的條件下，大水漫灌仍是主要灌溉方式，水資源的耗費(fèi)量大，灌溉成本較高。再加上農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格本身就低，農(nóng)民種地的收益很少，這就迫使許多農(nóng)民放棄土地背井離鄉(xiāng)。只有改善種植結(jié)構(gòu)，增加收益高、耗水少的經(jīng)濟(jì)作物的面積，農(nóng)民收入才能提高，才能吸引一部分人回鄉(xiāng)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。

3.2.3 加強(qiáng)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與提高支農(nóng)力度 山東省農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投入與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)體系的要求還有較大差距。農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資在全社會(huì)固定資產(chǎn)投資中所占的比例很小，并呈逐年下降趨勢(shì)。財(cái)政支出對(duì)農(nóng)業(yè)的支持力度偏小，財(cái)政資金對(duì)農(nóng)業(yè)的貢獻(xiàn)明顯不足，這嚴(yán)重阻礙了農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的進(jìn)程。為降低農(nóng)業(yè)發(fā)展成本，增加農(nóng)民收入，改善農(nóng)民生活，必須要加強(qiáng)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提高對(duì)農(nóng)業(yè)的支持力度，增加財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)的補(bǔ)貼，提高農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性。

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（責(zé)編：張宏民）