中國農業水土資源的增長阻力研究

劉子飛

(中國水產科學研究院漁業發展戰略研究中心，北京100141)

中國農業水土資源的增長阻力研究

劉子飛

(中國水產科學研究院漁業發展戰略研究中心，北京100141)

基于對Romer增長阻力模型的修正，運用2004-2012年省際面板數據，實證分析了我國農業水土資源的增長阻力。結果表明：各要素對農業產出彈性大小依次為土地、資本、勞動和水資源；農業增長并未因水土資源供應不足而速度降低，反而因水土資源的年均消耗增速而增加。這一“悖論”是我國經濟由異質“二元”向同質“一元”、由傳統農業向現代農業轉換，以及我國整體經濟實力增加帶來的對良好生態環境偏好提高的結果，符合我國農業經濟發展過程。結論不僅印證了考察期內農業仍存在一定粗放增長方式的事實，也與新背景下調減水土資源促進農業“轉方式、調結構”的節奏吻合。

水土資源；農業增長；增長阻力

一、問題提出與文獻綜述

我國是一個典型的人多地少水缺的國家，人均農用地和水資源分別僅為世界的48.81%、27.27%。農業是我國水土資源使用量最大的部門，2014年，我國農用地占國土面積的67.26%，農業用水占總用水量的63.48%。在城市化、工業化的進程中，農村、農業與城市、工業之間在使用水土資源之爭中，幾乎總是輸給城市和工業。[1]在我國快速城鎮化和經濟升級轉型的過程中，占水土用量較大的農業部門是否因水土資源供給不能滿足其需要而增長受到了限制呢？答案如果是肯定的，則這種限制程度或大小(即水土資源不足降低了農業增長率多少個百分點)應該采取何種進一步措施以破解這種限制；反之，答案如果是否定的，則這與近年來直觀感受不符的邏輯是什么？其政策含義又是什么？

作為經濟增長的最傳統要素，資源是如此重要，以至于一直是經濟研究的重點和熱點。將資源納入經濟增長模型的經典研究有Dasgupta、Solow和Stiglitz等，他們以新古典增長模型為框架，運用拉姆齊-卡斯-庫普曼斯(Ramsey-Case-Koopmans)的最優控制方法求解，得到的結論是，如果技術進步足夠快，以至可以抵消資源帶來的制約，經濟就可以實現持續增長。[2-3]，[4]135Nordhaus在相關研究中首次使用了“Growth Drag”一詞，并提出了估計的方法：通過比較資源有限和無限兩種情形下真實國家收入的差異[5]；據此，他使用C-D生產函數估計了美國資源與土地的經濟增長阻力，值為0.002 4，其中大約1/4來源于土地。Romer基于古典經濟增長模型，在其《高級宏觀經濟學》一書中提出了資源和土地對經濟增長阻力(Growth Drag)的概念，他認為，由于資源與人口增長的差異，經濟增長不可避免地會受到資源的限制，使得有和沒有資源限制條件下的經濟增長率也不同，二者之間的差就是資源對經濟增長的阻力。[6]41-44基于這種增長阻力的思路，Neol重新分析了能源稀缺對經濟增長的制約。[7]Groth在Stiglitz、Romer的基礎上通過構建一個部門內生經濟增長模型，研究了非再生資源對經濟增長的約束，其結果表明，維持較高的人口增長率而非較高的資本產出彈性是緩解約束的有效路徑。[4]130，[6]41-44，[8]Brown等則遵循著馬爾薩斯陷阱的思路，重新闡釋了能源作為現代生產基礎要素與人口增長、資本不協調而帶來對經濟增長的限制，其實質就是能源對經濟的增長阻力。[9]類似的理論研究還有Mankiw、Alexandratos等。[10-11]一些學者則進行了實證研究，如Brown等考察了中國水資源問題，他們認為中國發展面臨著嚴重的水資源稀缺難題。[12]Liu基于內生增長框架和C-D生產函數，運用面板數據模型實證分析了資源的經濟增長阻力。[13]Bruvoll等運用不變替代彈性(CES)生產函數和可計算一般均衡模型(CGE)度量了挪威由環境阻力引起的福利損失。[14]Gleick等運用描述統計分析方法考察了水資源消耗對經濟增長帶來的制約。[15]

在中國，基于Romer資源增長阻力假說，絕大多數學者采用C-D生產函數對我國資源的經濟增長阻力進行了研究，其中，針對土地資源的如薛俊波、崔云、李磊[16-18]，針對水資源的有謝書玲、王學淵、劉七軍[19-21]，楊楊等考察了水土兩種資源的經濟增長阻力[22]，劉耀彬等則同時考察了能源、水、土三種資源[23]，李影等運用時間序列數據，著重分析了我國能源及其結構對經濟增長的阻力，他們測算的各能源增長阻力的大小依次為：石油、天然氣、水電風電核電、煤炭。[24]與以上研究使用C-D生產函數不同，楊楊在另一研究中使用了二級三要素CES生產函數，考察了土地資源對經濟增長的阻力。[25]在以上研究中，均表明了資源增長阻力的存在性，但阻力大小相差較大，除王學淵和劉七軍的考察領域為農業外，其余均以我國整體經濟和資源為對象。

綜合相關文獻可知，現有研究主要集中于我國整體經濟增長阻力方面，而較少涉及對水土資源依賴性較大且占用較大水土資源的農業的研究。而且，水土資源是典型的可再生資源，在有水土資源限制的平衡增長路徑上，其增長率(gT、gW)也不應該假設為零。另外，就現有針對水資源的農業增長阻力的兩篇文獻來看，模型選擇及研究思路完全一致，且均以農業產值為產出，但勞動力則以農林牧漁業就業人數為表征，這顯然有失偏頗。基于此，本研究擬同時考察水土兩種資源對我國農業的增長阻力，可能的創新之處主要有：(1)研究方法方面，放松了模型中存在資源限制條件下資源增長率為零的假設，在平衡增長路徑上，將存在資源限制條件下的水、土增長率分別設為a、b，且不為零，這區別于大多數傳統認為的資源固定不變，即資源增長率為零的假設，這也更符合農業水土資源可再生性的事實；(2)研究范圍方面，與現有研究以整體經濟或狹義農業為研究對象不同，本文針對的是農林牧漁業的大農業，研究范圍不同意味著研究視閾的差異，其結果和政策含義也不盡相同，其中提出的我國農業水土資源增長阻力的“悖論”，以及結合我國經濟發展事實進行的合理解釋就是集中體現。

二、理論模型

Romer將自然資源與土地引入索洛模型Y=F[Kt,Atlt]，建立了資源對經濟增長阻力的經典分析框架，通過比較存在資源限制和不存在資源限制條件下的平衡路徑上的增長率，得到資源的增長阻力的大小[6]41-44，簡要闡述如下。

為了簡便，他采用了C-D生產函數的基礎模型：

Y(t)=K(t)αR(t)βT(t)γ[A(t)L(t)]1-α-β-γ(α、β、γ>0,α+β+γ<1)

(1)

式中K為資本,R為生產中可利用的資源,T為土地數量,A為勞動有效性,L為勞動力人數,A與L以乘積形式引入表示有效勞動力,α、β、γ分別為相應投入要素的彈性。

各經濟變量的動態學與經典的索洛模型一樣，即各投入要素的增長量可表示為：(t)=sY(t)-δK(t),t=nL(t),(t)=nA(t)，其中s為資本占產出的比重，δ為固定資本折舊率，n為勞動力或有效勞動力增長率。

假設長期內土地數量不會增長，則土地增長率如下：

(2)

同理，假設資源稟賦固定以及資源再生產中使用，這必然使其使用數量逐漸降低。因此，盡管資源的利用量歷史性地上升，仍假設資源增長量：

(3)

考慮是否存在平衡增長路徑的問題，若存在，則在該路徑上，各經濟變量增長率是什么？

依據假設，A、L、R、T均以不變的速率增加。所以，對于平衡增長路徑所需的K和Y，均以不變的速率增加，又因資本的變動為(t)=sY(t)-δK(t)，則資本的增長率為：

(4)

要使資本增長率不變，必須使Y/K不變，即產出Y與資本K的增長率必定相等。

同時對(1)兩邊取對數得：

1nY(t)=α1nK(t)+β1nR(t)+γ1nT(t)+(1-α-β-γ)[1nA(t)+L(t)]

(5)

然后，對等式兩邊求時間的導數，得各變量增長率的等式關系：

gY(t)=αgK(t)+βgr(t)+γgT(t)+(1-α-β-γ)[ga(t)+gN(t)]

(6)

式中gX為變量X的增長率，R、T、A、L的增長率分別為-a、0、g、n，代入式(6)可簡化為：

gY(t)=αgK(t)-βα+(1-α-β-γ)(g+n)

(7)

又平衡增長路徑上gY=gK相等，將其代入式(7)并整理可得平衡路徑上的產出增長率：

(8)

(8)式為總產出增長率，那么密集形式(單位勞動力)的產出增長率：

(9)式是存在資源與土地限制條件下的經濟增長率，具體表現為資源和土地的變化率分別為gR=-a和gT=0，即資源和土地在長期內是非正增長的。為了得到資源對經濟增長阻力，我們還需要考慮不存在資源和土地限制情形下的增長率——資源和土地增長率與勞動力增長率保持同步。因此，將(t)=0和(t)=-αR(t)分別替換為(t)=nA(t)和(t)=nR(t)，按照公式(4)～(9)的推導，即可得到不存在資源和土地限制條件下的勞均產出增長率：

(10)

則資源與土地的增長阻力等于兩種假設情形下的勞均產出增長率之差，即公式(10)-(9)得：

由增長阻力表達式(11)可知，資源與土地的增長阻力隨資源產出彈性(β)、土地產出彈性(γ)、資源下降率(a)、勞動增長率(n)和資本產出彈性(α)呈同方向變動。這說明，經濟增長不能過分地依賴資本、勞動力、土地、資源的投入，否則，會使經濟掉入資源對經濟增長阻力的陷阱。

三、模型設定及數據說明

(一)模型設定

與Romer模型及大多數相關研究中的生產函數一致，本研究采用C-D函數形式來表示農業生產過程。但考慮到Romer模型中并未充分體現技術進步，且在一定程度上不能反映非單位要素替代率下資源對經濟增長產生的阻力，所以，在原有模型的基礎上，本研究引用了技術進步項。具體方法是借鑒Tinbergen測算技術進步的做法[26]，最終設定的用以測算農業水土資源增長阻力的產出函數估計式如下：

Y(t)=A0eθt(t)K(t)αW(t)βT(t)γ[H(t)]1-α-β-γ(α、β、γ>0,α+β+γ<1)) (12)

式中Y(t)、A0、θ、t、K(t)、W(t)、T(t)、H(t)分別表示農林牧漁業產出、基期農業技術水平、技術進步系數、時期、農業資本投入、農業用水、農用地、農業有效勞動力，α、β和γ分別為相應經濟變量的產出彈性。

由于本研究所考察的水土均為可再生資源，因此，Romer有關資源和土地增長率為非正數的公式(2)～(3)假設就不再適用。本研究采用楊楊的做法對其修正，假設存在資源和土地限制條件下，將公式(2)、公式(3)表示的水資源和土地的增長率分別替換為(t)=aw(t)和(t)=bT(t)，通過公式(4)～(9)的推理，可得平衡增長路徑的勞均產出增長率為：

(13)

而不存在水土資源限制條件下的假設與Romer的假設一致，并按照同樣的推理方式可得無限制條件下的勞均產出增長率，如公式(10)。因此，通過公式(10)-(13)可得本研究中水土資源的農業增長阻力：

(14)

進一步可以分解為水資源阻力和土地資源阻力兩部分：

(15)

(16)

(二)數據說明

由水土資源的農業增長阻力公式(14)可知，欲得具體的阻力值，必須求得n、a、b、α、β和γ的值，前三個值可以根據統計數據計算而得，后三個值可以對公式(12)兩邊取對數回歸而得，然而都必須首先得到Y、K、W、T和H。對于生產函數的估計，面板數據是最理想的，而且面板數據模型具有解決遺漏變量問題、增加樣本和提供更多信息等優勢[27]187，這也是大多數相關研究均使用面板數據的主要原因。同理，本研究也運用面板數據(見表1)，且考慮到數據統計口徑一致性以及可獲得性，選取的時間段是2004-2012年，截面為我國31個省(市、自治區)。

表1 變量描述性統計：2004-2012年各省農業投入產出

數據來源：《中國農業年鑒》《中國統計年鑒》《全國水資源公報》國家統計局網站。

1.產出(Y，億元)。以農林牧漁業產值表示產出，并使用農林牧漁業總產值指數換算為以2004年為基期的產出數據。數據來源于相應年度的《中國農業年鑒》。

2.水資源(W，億立方米)。農業用水包括農田灌溉用水、林果地灌溉用水、草地灌溉用水、魚塘補水以及畜禽用水等，因此，以農業用水表征農林牧漁業水資源投入是適宜的，數據來源于相應年度的《中國統計年鑒》和《全國水資源公報》。

3.土地資源(T，萬公頃)。在針對種植業的研究中，大多以農作物播種面積作為土地投入，為了與產出相對應，本文使用該指標顯然不合適。根據《全國土地分類標準》對農用地的分類，本文以農用地表示土地資源，具體包括耕地、園地、林地、牧草地和水產及畜牧等其他農用地。[28]但由于缺乏直接可利用的連續統計數據，為保持數據的平穩性，數據通過以下計算獲得：以農戶家庭人均耕地、園地、山地和水產養殖面積加總，然后與鄉村人口*國家統計局網站有關鄉村人口有兩套數據：一是按常住人口，二是按戶籍分。由于農戶以后者作為承包土地使用權的依據，所以本文依戶籍鄉村人口作為核算依據。乘積而得。所用原始數據均來源于《中國農業年鑒》和國家統計局網站。

4.資本(K，萬瓦)。農業資本投入理論上是存量概念，然而，由于缺乏農業資本存量統計數據，且就有關計算農業資本存量的研究來看，得到的農業資本存量相差甚大，典型的如Chow與郭玉清的測算結果。*郭玉清測算的1980年、1985年中國農業資本存量分別為1 194.0億元和1 454.4億元，分別比Chow的結果低35.3%、39.5%。參見：Chow G C. Capital Formation and Economic Growth in China[J]. Quarterly Journal of Economics, 1993 (108)：809-842；郭玉清.中國財政農業投入最優規模實證分析[J].財經問題研究，2006(5)：68-73.因此，借鑒Lin在研究中國農村改革與農業增長中的做法[29]，本文選取農業機械總動力作為資本投入。數據來源于《中國農業年鑒》。

5.有效勞動(H，萬人)。本研究與絕大多數增長阻力的研究一致，也使用有效勞動表示勞動力要素投入，具體等于勞動有效性(AL)與勞動人數(L)的乘積。借鑒金碚有關資源對工業增長制約研究中的做法[30]，本文也使用高中生畢業人數占總人口的比重表征勞動有效性，數據來源于《中國統計年鑒》。與產出指標對應，以農林牧漁業從業人員作為勞動人數的表征變量，數據來源于《中國農業年鑒》。

由各變量的描述性統計數據(見表1)可知，2004-2012年各省每年平均農林牧漁業產值為774.2億元，平均投入農業用水、農用地分別為118.74億立方米、484萬公頃，農業機械總動力表征的資本約為2 667.74萬瓦，勞動有效性約0.56%，平均每年每個省的農林牧漁業從業人員為919.57萬人。

四、實證結果及解釋

(一)生產函數估計結果

運用STATA12.0估計公式(12)的C-D生產函數，按照一般面板數據模型的估計思路：先選擇模型形式，再作序列相關和異方差檢驗，并視情況解決相關性、異方差問題。[27]189針對進行的F檢驗、LM檢驗表明固定效應和隨機效應均優于混合模型，Hausman檢驗表明固定效應優于隨機效應。基于Wooldridge方法的殘差序列相關檢驗，以及修正后的沃爾德法(Modified Wald Test)的異方差檢驗，表明數據存在序列自相關和組間異方差，因此，運用了可行廣義最小二乘(FGLS)法進行估計以獲得更穩健和有效的結果，具體檢驗與回歸結果如表2和表3。

表2 相關主要檢驗及其結果

表3 水土資源對農業增長阻力的估計結果

注：***、**分別表示在1%、5%水平上顯著,括號內為標準差。

由表3可知，三種估計方法的(總體)R方均在0.87以上，整體系數的顯著性檢驗也均在1%水平上拒絕了原假設，說明選取的經濟變量對因變量具有較好的解釋能力。各變量系數均通過1%或5%水平上的顯著性檢驗，且估計系數符號均大于零，這與理論預期一致。基于穩健考慮，以下根據可行廣義最小二乘法結果作進一步分析。

(二)“阻力”計算

根據表3，可知α、β和γ的值分別為0.202 1、0.053 8、0.254 7，對于計算增長阻力所用的勞動、水和土地增長率n、a、b，考慮到經濟變量在某年度的波動，本文通過綜合法進行計算，公式如下：

(17)

注：數據由各省份數據加總所得；趨勢線及方程根據擬合度選取，進行了一次、二次及指數擬合；下同。

圖1 2004-2012年全國農林牧漁業從業人員及其變化趨勢、增長率

我國水土資源的農業增長阻力與Nordhaus、Romer的大于0并不一致，也與國內學者針對我國整體經濟增長阻力計算的結果符號相反。這表明，我國每年的農業增長率并沒有因水土資源不能滿足需求而降低，即在農業平衡增長路徑上，由于水土資源變化未與勞動增長保持一致而推動了我國農業的增長率每年增加了2.097 65個百分點。當然，這也許與過去一段時間我國農業仍然較大程度上屬于粗放增長(特別是農業用水和農用地投入持續增加)的事實一致。但與資源增長阻力的理論分析相悖，在此，把這一與Nordhaus和Romer所指的資源增長阻力(符號)相反的現象稱作“農業增長阻力‘悖論’”。然而，這一“悖論”只是表面的，有其內在邏輯。

(三)農業增長阻力“悖論”的內在邏輯

由基于對Romer分析框架的修正模型而得出的增長阻力公式(15)、(16)可知，α、β和γ均大于0小于1。所以，水資源的增長阻力符號取決于(n-a)，即勞動增長率(n)和水資源增長率(a)的大小，在以往有關整體經濟增長阻力的測算時，二者的關系為a

然而，在農業領域，我國勞動力、水資源與土地資源投入的增減與整體經濟的增減恰恰相反，具體體現在：農業勞動力增長率非增而減，即n<0;水土資源投入未減反增，即a>0和b>0。這使得測算的水土資源對農業的阻力為負。其原因是，在考察期內，我國城鎮化和工業化大背景下經濟社會綜合發展的結果，而以下兩點可能是最為重要的。

1.農業勞動力增長率非正而負。2003年以來，我國在農村實行了一系列改革并不斷深化，是“三農”發展的又一個“黃金期”，也是推動由傳統農業向現代農業轉變的重要階段。根據Lewis等的二元經濟增長理論[31]，2004年以來，我國仍然處于勞動力由農村、農業向城市、工業轉移的階段，而這種轉移是經濟發展的必然要求。在傳統農業向現代農業轉變的過程中，以價格為要素稟賦稀缺程度的標志，會誘致豐裕資源對稀缺資源的替代。[32]135我國農業勞動力的減少(見圖1)，是城市和工業對農村勞動力吸納能力不斷提升，以及機械化對農業生產中勞動力替代的綜合結果。所以，我國農業勞動力增長率為負本質上是我國經濟由異質的“二元”向同質的“一元”、由傳統農業向現代農業轉變的結果。

圖2 2004-2012年全國農用水資源及其變化趨勢、增長率

圖3 2004-2012年全國農用土地資源及其變化趨勢、增長率

2.農業水土資源增長率非負而正。水資源方面，我國農業水資源利用效率有所提升[32]68，然而，對農業產出規模的追求，農業結構向畜禽、蔬菜、園藝等用水強度較高行業的轉換，以及農用地特別是缺水地區農用地開發和投入的增加，需要投入相應的水資源以降低農用地投入的邊際報酬規律的作用。技術效應減少了水資源的利用，而規模和結構效應則增加了水資源的投入，可以說，水資源增長率為正(見圖2)，是農業用水技術效應小于規模和結構效應的結果。土地資源方面，在工業化和城市化的背景下，盡管農用土地在一定程度上轉為非農用地，但我國在農用地開發、治理、恢復方面作了巨大的努力，使我國的農用地資源不斷增加*我國農用地年均增長率高達4.282 9%，在所有要素(除機械表證的資本)投入中增長最快。可見，土地對農業的增長阻力是極其微小或不存在的。當然，這也有統計口徑(如耕地)調整的原因，但本文采用核算、加總和綜合增長率的方法降低了這一原因的影響。，主要是水產養殖、草地恢復建設、林業生態工程、農田建設及耕地恢復等方面，最終使我國農用土地面積呈增加趨勢(如圖3)，而這些都是我國經濟整體實力增加，國家和社會公眾對良好生態環境偏好和需求增加的結果。

五、結論與討論

(一)結論

在對Romer資源經濟增長阻力模型修正的基礎上，運用2004-2012年我國省際面板數據，對大農業水土資源的增長阻力進行了測算分析，主要結論是：

1.土地和資本對農業產出彈性較大，水資源對農業產出彈性最小。農業要素的產出彈性有小有大，其中土地資源對農業產出的彈性最大，為0.254 7；其次是資本和勞動力要素產出的彈性，分別為0.202 1、0.114 1；水資源要素產出彈性為0.053 8，農業技術進步系數為3.82%(見表3)。

2.水土資源并未對農業增長形成阻力。我國水土地資源對農業增長的阻力為-0.020 976 5，其中，水資源的阻力為-0.001 636 4、土地資源的阻力為-0.019 340 1。這意味著，樣本期間，我國每年的農業增長率并未因水土資源消耗不能滿足農業需求而降低。

3.水土資源對農業增長阻力為負的“悖論”符合我國現階段發展的事實，直接體現在兩個方面：一方面，農業勞動力增長率(n)為負，是我國經濟由異質的“二元”向同質的“一元”、由傳統農業向現代農業的轉換結果；另一方面，農業用水技術效應小于規模和結構效應帶來的農業水資源利用增長率(a)為正，以及由我國經濟整體實力增加、國家和社會公眾對良好生態環境偏好和需求增加引致的土地資源增長率(b)為正。*這當中不可避免的有最近幾年我國土地統計口徑調整的原因，但考慮到本研究未使用直接的農用地統計數據，而且采用的是綜合增長率，已經盡力將此影響降至最低。

(二)討論

水土資源未對我國農業增長形成阻力的結論至少有兩個政策內涵：一是印證了考察期內我國農業增長方式存在一定程度的粗放，有依賴于水土資源等投入的擴大以促進農業增長的事實；二是“轉方式、調結構”的時機成熟，水土資源有力地支持了農產品的豐富和多樣化，進入中等偏上的經濟發展階段，以及農業方面的勞動力減少、資本深化、技術進步等為調減水土資源促進“轉方式、調結構”創造了條件，正是因為水土資源未對農業增長形成阻力，才使我國更有堅實基礎和底氣采取相關的供給側結構性改革措施。

但以上研究結論是在以下一個可能的重要不足基礎上得到的，即僅考慮農業水土資源的數量而未考慮其質量。本研究的研究范圍是大農業，產出為農業總產值，包括農林牧漁業產值，相應的水資源指農業用水，具體為農田灌溉用水、林果地灌溉用水、草地灌溉用水、魚塘補水以及畜禽用水等之和，相應的土地資源指農業用地，具體為耕地、園地、林地、牧草地和水產及畜牧等，這顯然沒有考慮不同類農用水間、不同類農用地間的產能差異，也忽略了同類水土資源在不同區域間的稀缺程度和邊際效率差異。所以，本研究在分析中將所有的農業用水、農業用地分別同質化了。理論上應該采取加權方法，當然，權重大小成為關鍵，操作具有一定的挑戰，可能是未來研究的一個方向。

另一個可能需加強研究的是資源增長阻力定義和測算方法，羅默對增長阻力的定義和測算方法是基于其所處的經濟發展階段考慮的，當時勞動力資源相對豐裕，正處于勞動力無限供給的階段，勞動力增長作為資源增長的參照也許是適宜的，但進入較為發達的經濟發展階段后，人口結構變化引起的勞動力增長將非常小甚至為負增長，仍以勞動力增長為參考，得到的阻力很可能為負，這意味著資源阻力將不再存在。

然而，就本研究而言，考慮到模型中引入時間趨勢的技術進步項，同時面板數據具有可以解決截面間差異的優勢，這可能會降低以上因資源同質化引致的誤差。另外，由公式(14)可知，只要得到的資源增長率大于勞動力增長率(-1.775 8%)，農業資源的增長阻力符號就是負的，在考察期內，僅有耕地大多數年份是減少的，其他類農用地幾乎都是增加的，各類農業用水量絕大多數年份也是持續增加的，這意味著即使采取加權方法得到資源量，資源增長率大于勞動力增長率這個條件也很可能是滿足的。所以，第一個不足很可能不會從根本上影響本研究結論，而第二個不足恰恰被結論所證實，在后續研究中將對其探討和改進。

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[責任編輯：郭艷云]

Study on Growth Resistance of Agricultural Water and Soil Resources in China

LIU Zi-fei

(Research Center for Fisheries Development Strategy, Chinese Academy of Fishery Sciences, Beijing 100141, China)

Based on Modifying Romer’s growth model of resistance, using the provincial panel data from Year 2004 to 2012, empirical analysis is made on the growth drag of agricultural soil and water resources in china. The result shows that the output elasticity of each factor is land, capital, labor and water resources respectively. The growth of agriculture has not been reduced due to the shortage of water and soil resources, but it has been increasing due to the annual consumption of water and soil resources. This “paradox” results from the fact that the economy of our country is changing from the heterogeneous dual economic structure to homogeneous economic structure, from traditional agriculture to modern agriculture, and also from the fact that the improvement of China’s overall economic strength raises our preference for good ecological environment, which is in line with the development of China’s agricultural economy. The conclusion not only confirms the fact that there is still a certain way of extensive growth in agriculture in the period of inspection, but also coincides with the rhythm of reducing water and soil resources to promote the mode transfer and the structure adjustment under the new background.

water and soil resources; agricultural growth; growth resistance

2016-10-19

中國水產科學研究院基本科研業務費專項資金項目(2016C012)；中國社會科學院國情調研重大項目；國家林業局大熊貓國際基金科學研究類項目(EB1416)

劉子飛(1985-)，男，安徽太和人，中國水產科學研究院漁業發展戰略研究中心助理研究員。

F326.1；F327

A

1674-3199(2017)01-0088-11