秦月 徐冬婷

摘要：農(nóng)業(yè)是一個國家經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)，糧食產(chǎn)量是農(nóng)業(yè)的重中之重，盡管當前我國的糧食自給量充足，但是確保中國人能夠一直“把飯碗端牢”是一個長期且艱辛的任務。本文基于江蘇省2001—2018年13個地級市的農(nóng)業(yè)面板數(shù)據(jù)，將“阻尼效應”與C-D函數(shù)結(jié)合，測算出江蘇全省以及各個地級市的水土資源阻尼系數(shù)，從時間、空間兩個角度分析了江蘇省糧食生產(chǎn)中的阻尼效應。結(jié)果表明：時間上，全省以及各地級市的水土資源阻尼系數(shù)呈現(xiàn)逐年增長態(tài)勢，導致糧產(chǎn)增速大幅降低;空間上，水、土資源阻尼系數(shù)較高的地區(qū)均集中在糧產(chǎn)重心蘇北地區(qū)，呈現(xiàn)出空間的一致性，解決水資源問題與土地資源問題不能顧此失彼。

關(guān)鍵詞：江蘇;糧食生產(chǎn);阻尼效應;空間分異

中圖分類號：F307.11? ? ?文獻標識碼：A

作者簡介：秦月，女，碩士，研究方向為計量經(jīng)濟學理論與應用。

江蘇省作為中國糧食主產(chǎn)省份之一，在水土資源上有著一定的區(qū)位優(yōu)勢，是我國糧食安全的有力保障[1]。有研究表明江蘇糧食安全的貢獻度總體處于正值，但其貢獻度的變化呈現(xiàn)增、減交替的狀態(tài)，暗示江蘇的糧食生產(chǎn)貢獻度在保障國家糧食安全作用方面的功能不穩(wěn)定，那么糧食安全如何保障？當今社會，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展速度迅猛，但完全替代水土資源的可能性非常小，因此在糧食安全以及農(nóng)業(yè)經(jīng)濟穩(wěn)定方面，水土資源是作為一種戰(zhàn)略性資源而存在，保障水土資源的合理分配，在一定程度上也就是保障了糧食的安全[2]。

江蘇省總體的水土資源在全國來看是比較占優(yōu)勢的，但是其糧食生產(chǎn)重心與水源地不符的特點，使得江蘇省的糧產(chǎn)重心出現(xiàn)了水土資源不足的問題，從而阻礙了糧食產(chǎn)量的增長。鑒于上述內(nèi)容，本文圍繞水土資源對糧食生產(chǎn)的阻力展開研究，結(jié)合“增長阻尼”概念，對江蘇省糧食生產(chǎn)中水資源阻尼系數(shù)和土地資源阻尼系數(shù)進行了測算，并分析了江蘇省水土資源阻尼系數(shù)的時空分布情況，以此為水土資源的合理分配提供理論依據(jù)。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究方法

“阻尼”首先由Nordhaus引入經(jīng)濟學領(lǐng)域[3]，后由經(jīng)濟學家Romer D[4]提出“增長阻尼”的概念，所謂“增長阻尼”就是自然資源有限性引致人均資源利用量下降，從而減少了經(jīng)濟的增長。“阻尼模型”就是在索洛增長模型要素中加入自然資源，構(gòu)建出存在自然資源約束和不存在自然資源約束的經(jīng)濟模型，阻尼系數(shù)就是兩個模型所計算出的增長率的差值。在提出的初期，大量的學者用其描述資源的消耗對經(jīng)濟增長的阻礙作用。如果說經(jīng)濟的發(fā)展依賴自然資源，那么糧食的生產(chǎn)是更加依賴自然資源的，揭示糧食生產(chǎn)中的“阻尼”規(guī)律尤為重要[5]。

本文使用C-D生產(chǎn)函數(shù)的形式定義了糧食的生產(chǎn)函數(shù)，利用“在要素中加入土地和水兩個生產(chǎn)要素”構(gòu)建了糧食生產(chǎn)的水資源和土地資源阻尼效應模型：

式中：K表示t時間內(nèi)投入的資本;W表示t時間內(nèi)消耗的水資源;T表示t時間內(nèi)土地的使用量;L表示t時間內(nèi)生產(chǎn)活動投入的勞動量;A表示t時間內(nèi)知識或勞動的有效性;Y表示t時間內(nèi)的糧食產(chǎn)出?；谝陨系纳a(chǎn)函數(shù)，進行對數(shù)的換算：

對時間t求導，結(jié)合“變量對數(shù)的時間導數(shù)等于其增長率”的數(shù)學理論，得出各個要素的增長率關(guān)系式：

根據(jù)羅默平衡增長理論，即gY=gK，糧食產(chǎn)出增長效率為

若糧食的生產(chǎn)不受到土地資源的約束，此時人均土地資源不變，假定，土地資源增長率為n1，那么gL=gT=n1，不受土地資源約束的糧食產(chǎn)出增長率為

假定，水資源增長率為n2，那么，不受水資源約束的糧食產(chǎn)出增長率為：

根據(jù)阻尼效應的定義，阻尼系數(shù)等于不受約束的增長率減去平衡增長路徑的增長率，得到水資源和土地資源的阻尼系數(shù)。

式中：X0表示W(wǎng)、T、L的首期值;Xt表示t期的值;gj表示各個變量需要計算出的增長率。

1.2 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)部分來自《江蘇省統(tǒng)計年鑒》和各個地級市統(tǒng)計年鑒，部分來江蘇省統(tǒng)計局和各個地級市統(tǒng)計局發(fā)布的統(tǒng)計公報。其中Y、K、L、W對應統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報中的糧食產(chǎn)量、農(nóng)業(yè)機械總動力、農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人口、有效灌溉面積，T對應的是統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報中的“農(nóng)作物播種面積/糧食作物播種面積”，部分缺失值使用差值法補齊[6]。

2 模型的選擇與估計

利用上述加入自然資源的糧食生產(chǎn)函數(shù)模型（1）式加入年份和城市虛擬變量進行回歸，首先對年份虛擬變量進行F檢驗，檢驗結(jié)果是拒絕0假設，因而本文的的模型中需要加入年份虛擬變量;城市虛擬變量的意義在于考察江蘇各地級市之間的差異性，其檢驗是否通過是選擇模型的標準之一。最終模型的具體選擇流程如圖1所示[7]。

在比較混合模型和固定效應模型時，首先建立雙向固定效應模型，模型結(jié)果中的F檢驗顯示雙向固定效應模型通過檢驗，由于面板數(shù)據(jù)還有可能存在自相關(guān)、異方差和截面相關(guān)的問題，所以只憑F檢驗不能直接判定選擇雙向固定效應模型，因此本文使用Pes、Fre和Fri檢驗對截面相關(guān)性進行了檢驗，結(jié)果顯示：Pes=-2.669，F(xiàn)ri=4.628，F(xiàn)re=1.610，Pes和Fri的P值分別為0.007 6和0.969 3，由于使用的數(shù)據(jù)是平衡面板數(shù)據(jù)，模型也控制了時間效應，因此本文更傾向于Fre的結(jié)果，其中1.610大于1%顯著性水平下的臨界值0.276 3，因此存在截面相關(guān)性問題。接著使用stata中的xttest3包進行了異方差的檢驗，結(jié)果是不存在異方差。為解決截面相關(guān)性問題選用了stata中xi：xtscc（）函數(shù)對數(shù)據(jù)進行“處理了誤差截面相關(guān)性的LSDV估計”，接著對城市虛擬變量進行了F檢驗，結(jié)果拒絕0假設，模型的個體效應存在，優(yōu)先選擇固定效應模型[8]。

在比較混合模型和隨機效應模型時，首先建立了隨機效應模型，然后使用stata中xttest1包和xttest0包進行了LM檢驗，xttest1檢驗結(jié)果中serial correlation：ALM=12.54，P=0.000 4，拒絕0假設，存在誤差項的自相關(guān)問題，其他P值均顯示拒絕原假設，因此選擇隨機效應模型。

最后比較固定效應模型和隨機效應模型，兩個模型的比較如表1所示，兩個模型的系數(shù)除固定效應中的LnK的系數(shù)是在5%的顯著性水平下顯著，其他均在1%的顯著性水平下顯著，再結(jié)合Hausman檢驗結(jié)果，最終選擇隨機效應模型[9]。

隨機效應模型的理論合理性：隨機效應模型與固定效應模型的區(qū)別在于不可觀測個體與解釋變量的相關(guān)性，相關(guān)則為固定效應模型，不相關(guān)為隨機效應模型。糧食的生產(chǎn)中，除了土地、資本、勞動力、水資源等必要的生產(chǎn)要素，還有很多不可觀測的自然和人為因素，如土質(zhì)的改變、勞動者的惰性等，而這些不可觀測的因素與糧食生產(chǎn)的必要要素是不相關(guān)的。從彈性結(jié)果來看，彈性系數(shù)均為正，土地的產(chǎn)出彈性為0.367 5，資本的產(chǎn)出彈性為0.138 8，勞動力的產(chǎn)出彈性為0.449 9，水資源的產(chǎn)出彈性為0.555，這與投入要素越多產(chǎn)出越多的現(xiàn)實是相符的;另外彈性系數(shù)最小的是資本，說明糧食的產(chǎn)出更加依賴土地、勞動力和水資源，也反映出江蘇農(nóng)業(yè)的現(xiàn)代化不足，資本的投入不能帶來更多的糧食產(chǎn)出[10]。

3 水土資源的阻尼系數(shù)測算與分析

3.1 江蘇省糧食生產(chǎn)中的“阻尼效應”

用上述隨機效應模型估計出的系數(shù)α、β、γ，變量增長率公式（4）計算出來的n1、n2、gW、gT代入（2）式（3）式中，計算出江蘇省的水資源和土地資源對糧食產(chǎn)量增長的阻尼系數(shù)。如圖2所示在研究期內(nèi)，江蘇省的水、土地資源阻尼系數(shù)均為正，糧食產(chǎn)量的增長率在0周圍波動，振幅逐年下降，表明江蘇省水資源和土地資源在糧食生產(chǎn)中發(fā)揮了類似減震的“阻尼作用”，即江蘇糧產(chǎn)很大程度上依賴水土資源，自然資源在江蘇省糧食產(chǎn)量的增長中產(chǎn)生了明顯的“阻尼效應”[11]。

3.2 江蘇省水土資源阻尼效應的時空分異研究

隨著糧食生產(chǎn)的現(xiàn)代化發(fā)展越來越快，水、土這種不可代替資源越來越緊缺。作為中國的經(jīng)濟強省，江蘇省的面積不大，城鎮(zhèn)化率高，可利用的農(nóng)地不多，另外其北部七市的水資源來源一定程度上依賴“江蘇南水北調(diào)工程”。鑒于上述基本情況，以下部分將從時間和空間的角度來研究江蘇糧食生產(chǎn)中水土資源“阻尼作用”的時空分異[12]。

本文分別選取了蘇州、揚州、連云港作為蘇南、蘇中、蘇北地區(qū)的代表性城市，主要的選擇依據(jù)是地理位置。如圖3所示，從時間來看，蘇南、蘇中、蘇北的水土資源阻尼系數(shù)均呈現(xiàn)了上升的趨勢，表明隨著社會的發(fā)展，水土資源所承受的壓力越來越大，糧食產(chǎn)量受到的水土資源的約束也越來越大。從空間來看，蘇州（蘇南地區(qū)）的土地資源阻尼系數(shù)為負，原因可能是蘇州作為江蘇省的經(jīng)濟大市，其發(fā)展的中心主要在經(jīng)濟上，糧食來源主要依靠其他地區(qū)的輸入，水資源阻尼系數(shù)在2008年以前在0上下波動，2008年之后均為正，出現(xiàn)了較小程度上的水資源緊缺，其原因可能是隨著經(jīng)濟的發(fā)展，經(jīng)濟繁榮區(qū)人口的激增，占用了一部分的水資源;揚州（蘇中地區(qū)）的水資源阻尼系數(shù)與土地資源阻尼系數(shù)在2013年出現(xiàn)正值，直至2018年均為正值，其原因一部分可能是蘇中地區(qū)是“江蘇省南水北調(diào)工程”的源頭，承受了一定來自蘇北地區(qū)用水的壓力，另一部分是蘇中地區(qū)面積小，又承受了一部分受蘇南經(jīng)濟吸引的人口，用地面積也呈現(xiàn)出越來越緊張的狀態(tài);連云港（蘇北地區(qū)）的水資源阻尼系數(shù)和土地資源阻尼系數(shù)均為正，且上升的速率相比蘇南、蘇中更加明顯，其原因可能在于蘇北地區(qū)一直以來都是江蘇省的糧產(chǎn)重心，隨著蘇南經(jīng)濟的快速發(fā)展，蘇北地區(qū)糧產(chǎn)重心地位越來越明顯，從而使水土資源緊缺問題加劇[13]。

3.3 江蘇各地級市2018年水土資源阻尼效應的空間分異研究

如表2所示，江蘇省2018年糧食生產(chǎn)的水資源阻尼系數(shù)各地級市的變換范圍是-0.0044～0.0667，全省總體的水資源阻尼系數(shù)為0.018 6;土地資源阻尼系數(shù)各地級市的變化范圍是-0.0177～0.0670，全省總體的土地資源阻尼系數(shù)為0.017 5[14]。

為更加直觀地揭示江蘇省糧食生產(chǎn)中水土資源阻尼系數(shù)的空間分異，繪制出江蘇省2018年水資源阻尼系數(shù)和土地資源阻尼系數(shù)空間色階圖，如圖4～圖5所示，2018年江蘇省水資源的阻尼系數(shù)呈現(xiàn)出明顯的空間分布差異，高阻尼系數(shù)集中在蘇北地區(qū)，連云港、淮安和宿遷最為明顯;關(guān)于土地資源的阻尼分布，集中地區(qū)和水資源高阻尼地區(qū)是一致的，表明在江蘇省的糧食生產(chǎn)中土地和水資源問題的一致性，在利用“南水北調(diào)工程”緩解水源緊張的問題的同時，農(nóng)民用地的問題也要出臺相應的政策，否則即使耗費大量的人力物力，糧食增產(chǎn)的問題還是得不到解決[15]。

4 總結(jié)與建議

江蘇省水土資源阻尼效應從整體上看，已經(jīng)使全省的糧食生產(chǎn)的增長率大幅減小，全省水土資源的阻尼系數(shù)也是逐年增大，解決水土資源緊缺、分配不合理的問題迫在眉睫。從各個地級市來看，水、土短缺問題主要集中在糧產(chǎn)重心蘇北地區(qū)，問題突出的幾個地級市分別為連云港、淮安和宿遷。

從隨機效應模型估計的彈性結(jié)果來看，彈性系數(shù)均為正，土地的產(chǎn)出彈性為0.367 5，資本的產(chǎn)出彈性為0.138 8，勞動力的產(chǎn)出彈性為0.449 9，水資源的產(chǎn)出彈性為0.555，這與投入要素越多產(chǎn)出越多的現(xiàn)實是相符的。另外彈性系數(shù)最小的是資本，說明糧食的產(chǎn)出的更加依賴土地、勞動力和水資源，卻也反映出江蘇農(nóng)業(yè)的現(xiàn)代化不足，資本的投入不能帶來更多的糧食產(chǎn)出。

從空間分異研究結(jié)果來看，水資源阻尼效應和土地資源阻尼效應的一致性，表明水土資源問題解決的一致性，這里的一致性不是指缺水就缺土地，而是指在解決水資源緊缺與分配不合理的同時，也要解決土地資源的緊缺與分配不合理，這樣才能達到解決糧產(chǎn)增速大幅減緩的問題。

參考文獻：

[1]蘇偉.走中國特色糧食安全之路，維護世界糧食安全大國擔當[J].糧食科技與經(jīng)濟，2019，44（11）：9.

[2]楊曉璇，洪名勇，潘東陽.中國糧食生產(chǎn)效率的時空特征及空間依賴性分析[J].中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2018，39（11）：183-191.

[3]Lethal Model 2：The Limits to Growth Revisited[J].Brookings Papers on Economic Activity，1992，1992（2）.

[4]Romer D.Advanced macroeconomics[M].New York：McGraw Hill Higher Education，2011.

[5]楊宗輝，李金鍇，韓晨雪，等.我國糧食生產(chǎn)重心變遷及其影響因素研究[J].農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究，2019，40（1）：36-43.

[6]夏四友，趙媛，許昕，等.江蘇省糧食生產(chǎn)時空格局及其驅(qū)動因素[J].經(jīng)濟地理，2018，38（12）：166-175.

[7]高云，陳偉忠，詹慧龍，等.中國糧食增產(chǎn)潛力影響因素分析[J].中國農(nóng)學通報，2013，29（35）：132-138.

[8]宰松梅，溫季，仵峰，等.河南省糧食生產(chǎn)主要影響因素分析[J].節(jié)水灌溉，2011（6）：56-59.

[9]李明輝，周林，周玉璽.水資源對糧食生產(chǎn)的阻尼效應研究：基于山東2001—2016年數(shù)據(jù)的計量檢驗[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境，2019，33（7）：16-23.

[10]鄖雨旱，文倩，李曉東.河南省水土資源阻尼效應研究[J].河南農(nóng)業(yè)大學學報，2018，52（1）：151-156.

[11]王志彬，遲超楠.陜西省水土資源對經(jīng)濟增長的阻尼效應分析[J].東北農(nóng)業(yè)大學學報（社會科學版），2015，13（6）：26-32.

[12]孫才志，李欣.環(huán)渤海地區(qū)海洋資源?環(huán)境阻尼效應測度及空間差異[J].經(jīng)濟地理，2013，33（12）：169-176.

[13]韓建軍，曾輝.基于空間分析的中國糧食進口源安全效率評價[J].糧食科技與經(jīng)濟，2019，44（8）：22-25.

[14]楊東群，王克軍，蔣和平.糧食減產(chǎn)影響我國糧食安全的分析與政策建議[J].經(jīng)濟學家，2018（12）：71-80.

[15]毛學峰，孔祥智.重塑中國糧食安全觀[J].南京農(nóng)業(yè)大學學報（社會科學版），2019，19（1）：142-150+168.