華 堅(jiān)，王 丹

(1.河海大學(xué) 商學(xué)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(guān)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(guó)家關(guān)注的焦點(diǎn)。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(chǔ)性資源。我國(guó)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(zhǎng)率為17.6%。隨著農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，農(nóng)業(yè)用水需求逐步擴(kuò)大，目前農(nóng)業(yè)用水已經(jīng)占經(jīng)濟(jì)用水的70%。在有限的水資源供給下，我國(guó)對(duì)農(nóng)業(yè)用水進(jìn)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(zhǎng)率為0.13%，2017年農(nóng)業(yè)用水總量實(shí)現(xiàn)零增長(zhǎng)，實(shí)現(xiàn)了農(nóng)業(yè)的高效發(fā)展。但由于水資源的時(shí)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(yīng)，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(shí)到水資源緊缺后，國(guó)內(nèi)外學(xué)者們開始關(guān)注水資源利用與產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展及結(jié)構(gòu)調(diào)整之間的關(guān)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(jié)構(gòu)或產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)均存在相關(guān)關(guān)系。但依據(jù)水庫(kù)庫(kù)茲涅茨曲線[5]、新環(huán)境庫(kù)茲涅茨曲線[6]等研究發(fā)現(xiàn)，水資源利用存在增長(zhǎng)拐點(diǎn)，在到達(dá)拐點(diǎn)之后，產(chǎn)業(yè)水資源利用呈下降趨勢(shì)。盡管水資源與產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在長(zhǎng)期均衡的關(guān)系，但由于水資源是有限的，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)發(fā)展轉(zhuǎn)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(zhǎng)阻尼)。最早對(duì)“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(duì)其測(cè)量模型進(jìn)行了推導(dǎo)。國(guó)內(nèi)學(xué)者在Romer的基礎(chǔ)上集中研究了土地資源、能源、碳排放等對(duì)經(jīng)濟(jì)的阻尼問題。薛俊波等[9]較早將“Growth Drag”引入中國(guó)；楊楊等[10]將“增長(zhǎng)尾效”改譯成“增長(zhǎng)阻尼”，發(fā)現(xiàn)中國(guó)水土資源對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)阻力接近美國(guó)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(zhǎng)尾效差異化較大。但沈坤榮等[13]測(cè)算后發(fā)現(xiàn)能源不能構(gòu)成制約經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要因素。而隨著中國(guó)水資源緊缺、水污染嚴(yán)重等問題日益加劇，學(xué)者們開始研究水資源的“Growth Drag”[14-18]，但現(xiàn)有專門針對(duì)水資源對(duì)經(jīng)濟(jì)阻尼的研究相對(duì)較少?；诖?，本文通過量化水資源約束對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的影響大小，研究農(nóng)業(yè)用水量與農(nóng)業(yè)之間的關(guān)系，為中國(guó)農(nóng)業(yè)用水調(diào)整提供相關(guān)依據(jù)。

1 水資源增長(zhǎng)阻尼模型構(gòu)建及測(cè)度

1.1 模型構(gòu)建

本文通過研究水資源對(duì)農(nóng)業(yè)的增長(zhǎng)阻尼，在改進(jìn)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(shù)進(jìn)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(dòng)投入。資本、勞動(dòng)的動(dòng)態(tài)變化與經(jīng)典索洛模型一致，即：

(2)

(3)

其中，s為儲(chǔ)蓄率，δ為資本折舊率。

依據(jù)假設(shè)W(t)、L(t)均以不變的速率增長(zhǎng)，而對(duì)于平衡增長(zhǎng)路徑所需的K(t)、Y(t)的增長(zhǎng)率應(yīng)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(zhǎng)速率不變，Y(t)/K(t)也應(yīng)該保持不變，此時(shí)K(t)、Y(t)的增長(zhǎng)率一致。對(duì)式(1)兩邊同時(shí)求導(dǎo)，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(zhǎng)率。根據(jù)Romer的結(jié)論，當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于平衡增長(zhǎng)路徑上時(shí)，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(zhǎng)率，此時(shí)單位勞動(dòng)力產(chǎn)出增長(zhǎng)率為：

(8)

式(8)為受到水資源約束狀況下的單位勞動(dòng)力產(chǎn)出增長(zhǎng)率，則水資源未受約束情況下單位勞動(dòng)力產(chǎn)出增長(zhǎng)率為n。此時(shí)，產(chǎn)業(yè)發(fā)展不存在水資源約束，隨著人口的增長(zhǎng)而增長(zhǎng)。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(dòng)增長(zhǎng)率，w為水資源投入變化率。

1.2 農(nóng)業(yè)水資源增長(zhǎng)阻尼測(cè)度

1.2.1 數(shù)據(jù)來源及指標(biāo)說明 各地區(qū)的總產(chǎn)出和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出分別用國(guó)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(jìn)行調(diào)整。

對(duì)資本投入K的估計(jì)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(jié)果，計(jì)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(dòng)投入L以全社會(huì)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(guó)及各省份的水資源公報(bào)和統(tǒng)計(jì)年鑒。

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

表1 改進(jìn)C-D生產(chǎn)函數(shù)OLS回歸結(jié)果

從表1中的回歸結(jié)果可以看出，資本投入、水資源投入、勞動(dòng)投入沒有通過t檢驗(yàn)，而且相關(guān)系數(shù)的估計(jì)值也存在較大問題。此外相關(guān)系數(shù)的t檢驗(yàn)結(jié)果卻差強(qiáng)人意，而且DW值0.801102遠(yuǎn)小于2.0000，表明有可能存在多重共線性。當(dāng)存在多重共線性時(shí)，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(jìn)行判定。結(jié)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(zhǎng)阻尼系數(shù)測(cè)算農(nóng)業(yè)阻尼系數(shù)計(jì)算如表3所示。全國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加值中，資本和技術(shù)的彈性普遍大于勞動(dòng)和水資源的彈性，且較多省份的水資源和勞動(dòng)力彈性為負(fù)值。這主要是因?yàn)殡S著農(nóng)田灌溉、播種、收割技術(shù)的發(fā)展，減少了農(nóng)業(yè)對(duì)勞動(dòng)力的需求，就業(yè)人口不斷下降，人均勞動(dòng)增長(zhǎng)率出現(xiàn)負(fù)向增長(zhǎng)；增加了對(duì)資本和技術(shù)的需求。而隨著技術(shù)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(shù)，使中國(guó)農(nóng)業(yè)對(duì)用水量的需求有所下降。

各省(市、區(qū))水資源對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)阻尼存在較大差異，標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)到0.3295%。其中，水資源增長(zhǎng)阻尼最大的省份是浙江，最小的是重慶。從水資源增長(zhǎng)阻尼測(cè)度模型中可以看出，產(chǎn)生水資源增長(zhǎng)阻尼為負(fù)的原因有2個(gè)：一是水資源產(chǎn)出彈性為負(fù)；二是就業(yè)人數(shù)增長(zhǎng)率與用水量變化率之差為負(fù)。增長(zhǎng)阻尼為負(fù)值的省(市、區(qū))中，水資源產(chǎn)出彈性為負(fù)值的為9個(gè)，剩下省(市、區(qū))均是因?yàn)橛盟康淖兓蚀笥诰蜆I(yè)人數(shù)增長(zhǎng)率；增長(zhǎng)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(fù)值；而浙江的增長(zhǎng)阻尼最大，因?yàn)樵撌‘a(chǎn)出彈性的絕對(duì)值最大。當(dāng)用水量的變化率為0時(shí)，水資源對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)阻力均有所增大。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展受水資源約束存在增長(zhǎng)阻尼的省(市、區(qū))由11個(gè)變?yōu)?1個(gè)。

2 農(nóng)業(yè)用水量與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)關(guān)系的實(shí)證分析

通過對(duì)農(nóng)業(yè)水資源增長(zhǎng)阻尼大小的測(cè)度，當(dāng)水資源增長(zhǎng)阻尼為負(fù)時(shí)，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(shè)定

基于水資源增長(zhǎng)阻尼的農(nóng)業(yè)用水與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)關(guān)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(duì)變量做取其對(duì)數(shù)化處理后，設(shè)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(jī)誤差。

2.2 實(shí)證結(jié)果及分析

對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析前，為了避免出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象，必須對(duì)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)lnWi，t、lnrGDPi,t均為一階單整。通過對(duì)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(guān)系的檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)用水與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)之間具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系的存在。相較于OLS、FMOLS，DOLS估計(jì)量的偏差最小，同時(shí)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(zhǎng)期的穩(wěn)定正向協(xié)整關(guān)系。當(dāng)農(nóng)業(yè)占比每增加1%時(shí)，農(nóng)業(yè)用水量增加0.0647%，這主要是因?yàn)楫?dāng)農(nóng)業(yè)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中占比較大時(shí)，說明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)尚處于低級(jí)水平，資本供應(yīng)和技術(shù)創(chuàng)新不足，農(nóng)業(yè)中的節(jié)水水利工程及灌溉技術(shù)較為落后，對(duì)于水資源的浪費(fèi)現(xiàn)象較為明顯；此外,農(nóng)業(yè)占比較大時(shí)，說明社會(huì)文化水平也較低，節(jié)水意識(shí)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(zhǎng)阻尼測(cè)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(guān)系回歸結(jié)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(guān)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(jì)存在互為因果的關(guān)系，即用水量增加是對(duì)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)比重增加的原因，而農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)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?yàn)檗r(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)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(chǔ)性的要素投入，其投入的增加促進(jìn)了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。其次，隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)，對(duì)水資源的需求不斷上升，因而農(nóng)業(yè)比重增加會(huì)增加對(duì)水資源的利用。正是因?yàn)檫@種雙向因果關(guān)系，在水資源越來越緊缺的現(xiàn)狀下，經(jīng)濟(jì)發(fā)展勢(shì)必受到影響，對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)調(diào)整刻不容緩，通過對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，將有限的水資源合理分配到對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)大的產(chǎn)業(yè)中，實(shí)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(jì)關(guān)系的因果檢驗(yàn)

3 結(jié)論及建議

3.1 結(jié)論

本文通過改進(jìn)C-D生產(chǎn)函數(shù)，結(jié)合Romer阻尼模型，測(cè)度了中國(guó)31個(gè)省(市、區(qū))農(nóng)業(yè)水資源的增長(zhǎng)阻尼；基于增長(zhǎng)阻尼測(cè)度結(jié)果，選擇有效樣本，研究農(nóng)業(yè)用水與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系。

(1)全國(guó)11個(gè)省市農(nóng)業(yè)發(fā)展存在水資源增長(zhǎng)阻尼，農(nóng)業(yè)發(fā)展受到水資源約束。資本和技術(shù)的產(chǎn)出彈性均大于勞動(dòng)和水資源的產(chǎn)出彈性，說明中國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)正在從勞動(dòng)密集型轉(zhuǎn)為資本密集型和技術(shù)密集型，通過加大對(duì)資本和技術(shù)的投入，可以有效地促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

(2)農(nóng)業(yè)用水與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)之間均存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系，對(duì)農(nóng)業(yè)用水量與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)兩者的因果關(guān)系檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，兩者之間均互為因果關(guān)系。

3.2 建議

隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，水資源緊缺現(xiàn)狀將日益嚴(yán)重，因而本文提出以下幾點(diǎn)建議以期能有效緩和目前中國(guó)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(shè)步伐，實(shí)現(xiàn)跨區(qū)域調(diào)水。依托產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(jìn)工業(yè)、服務(wù)業(yè)的發(fā)展；借助水利工程項(xiàng)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(guó)江、河上游地區(qū)過度浪費(fèi)水資源，實(shí)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(shù)，提高農(nóng)業(yè)用水效率。我國(guó)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(diǎn)推廣滴灌、噴灌等高效節(jié)水技術(shù)；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(shù)，全面實(shí)施灌區(qū)田間終端設(shè)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(duì)高效節(jié)水灌溉工程進(jìn)行信息化管理，實(shí)施農(nóng)機(jī)、農(nóng)藝等配套措施，顯著提高勞動(dòng)生產(chǎn)效率，促進(jìn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展提供有力支撐。

(4)創(chuàng)新水權(quán)機(jī)制，推進(jìn)農(nóng)業(yè)水價(jià)綜合改革。推進(jìn)小農(nóng)水設(shè)施產(chǎn)權(quán)制度改革和創(chuàng)新運(yùn)行管護(hù)機(jī)制試點(diǎn)工作，試點(diǎn)探索明晰農(nóng)業(yè)水權(quán)，建立精準(zhǔn)補(bǔ)貼機(jī)制，穩(wěn)步推進(jìn)農(nóng)業(yè)水價(jià)綜合改革，根據(jù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)需求進(jìn)行用水配額，保證農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基本用水需求。同時(shí)各地區(qū)要嚴(yán)格落實(shí)水資源管理制度，建立健全農(nóng)業(yè)水價(jià)、水權(quán)和水市場(chǎng)，強(qiáng)化用水效率的約束和監(jiān)督考核，實(shí)行總量控制、定額管理。

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