糧食生產(chǎn)中的“阻尼效應(yīng)”

秦月 徐冬婷

摘要：農(nóng)業(yè)是一個(gè)國家經(jīng)濟(jì)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(dāng)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(gè)長期且艱辛的任務(wù)。本文基于江蘇省2001—2018年13個(gè)地級(jí)市的農(nóng)業(yè)面板數(shù)據(jù)，將“阻尼效應(yīng)”與C-D函數(shù)結(jié)合，測算出江蘇全省以及各個(gè)地級(jí)市的水土資源阻尼系數(shù)，從時(shí)間、空間兩個(gè)角度分析了江蘇省糧食生產(chǎn)中的阻尼效應(yīng)。結(jié)果表明：時(shí)間上，全省以及各地級(jí)市的水土資源阻尼系數(shù)呈現(xiàn)逐年增長態(tài)勢，導(dǎo)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(yīng);空間分異

中圖分類號(hào)：F307.11? ? ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

作者簡介：秦月，女，碩士，研究方向?yàn)橛?jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論與應(yīng)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(xiàn)度總體處于正值，但其貢獻(xiàn)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(xiàn)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(dāng)今社會(huì)，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(jì)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(diǎn)，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(jìn)行了測算，并分析了江蘇省水土資源阻尼系數(shù)的時(shí)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(jì)學(xué)領(lǐng)域[3]，后由經(jīng)濟(jì)學(xué)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(jì)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(jì)模型，阻尼系數(shù)就是兩個(gè)模型所計(jì)算出的增長率的差值。在提出的初期，大量的學(xué)者用其描述資源的消耗對經(jīng)濟(jì)增長的阻礙作用。如果說經(jīng)濟(jì)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(gè)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(yīng)模型：

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

對時(shí)間t求導(dǎo)，結(jié)合“變量對數(shù)的時(shí)間導(dǎo)數(shù)等于其增長率”的數(shù)學(xué)理論，得出各個(gè)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(shí)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(yīng)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(gè)變量需要計(jì)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(jì)年鑒》和各個(gè)地級(jí)市統(tǒng)計(jì)年鑒，部分來江蘇省統(tǒng)計(jì)局和各個(gè)地級(jí)市統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的統(tǒng)計(jì)公報(bào)。其中Y、K、L、W對應(yīng)統(tǒng)計(jì)年鑒和統(tǒng)計(jì)公報(bào)中的糧食產(chǎn)量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人口、有效灌溉面積，T對應(yīng)的是統(tǒng)計(jì)年鑒和統(tǒng)計(jì)公報(bào)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(bǔ)齊[6]。

2 模型的選擇與估計(jì)

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(jìn)行回歸，首先對年份虛擬變量進(jìn)行F檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果是拒絕0假設(shè)，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(jí)市之間的差異性，其檢驗(yàn)是否通過是選擇模型的標(biāo)準(zhǔn)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(yīng)模型時(shí)，首先建立雙向固定效應(yīng)模型，模型結(jié)果中的F檢驗(yàn)顯示雙向固定效應(yīng)模型通過檢驗(yàn)，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(yàn)不能直接判定選擇雙向固定效應(yīng)模型，因此本文使用Pes、Fre和Fri檢驗(yàn)對截面相關(guān)性進(jìn)行了檢驗(yàn)，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(shí)間效應(yīng)，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(jìn)行了異方差的檢驗(yàn)，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(jìn)行“處理了誤差截面相關(guān)性的LSDV估計(jì)”，接著對城市虛擬變量進(jìn)行了F檢驗(yàn)，結(jié)果拒絕0假設(shè)，模型的個(gè)體效應(yīng)存在，優(yōu)先選擇固定效應(yīng)模型[8]。

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

最后比較固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，兩個(gè)模型的比較如表1所示，兩個(gè)模型的系數(shù)除固定效應(yīng)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(yàn)結(jié)果，最終選擇隨機(jī)效應(yīng)模型[9]。

隨機(jī)效應(yīng)模型的理論合理性：隨機(jī)效應(yīng)模型與固定效應(yīng)模型的區(qū)別在于不可觀測個(gè)體與解釋變量的相關(guān)性，相關(guān)則為固定效應(yīng)模型，不相關(guān)為隨機(jī)效應(yīng)模型。糧食的生產(chǎn)中，除了土地、資本、勞動(dòng)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(dòng)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(dòng)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(shí)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(dòng)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(yīng)”

用上述隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)出的系數(shù)α、β、γ，變量增長率公式（4）計(jì)算出來的n1、n2、gW、gT代入（2）式（3）式中，計(jì)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(dòng)，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(yīng)”[11]。

3.2 江蘇省水土資源阻尼效應(yīng)的時(shí)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(jì)強(qiáng)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(shí)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(shí)空分異[12]。

本文分別選取了蘇州、揚(yáng)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(shí)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(huì)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(fù)，原因可能是蘇州作為江蘇省的經(jīng)濟(jì)大市，其發(fā)展的中心主要在經(jīng)濟(jì)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(dòng)，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(jì)的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)繁榮區(qū)人口的激增，占用了一部分的水資源;揚(yáng)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(jì)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(jì)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(jí)市2018年水土資源阻尼效應(yīng)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(jí)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(jí)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(shí)，農(nóng)民用地的問題也要出臺(tái)相應(yīng)的政策，否則即使耗費(fèi)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(yīng)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(gè)地級(jí)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(gè)地級(jí)市分別為連云港、淮安和宿遷。

從隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)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(dòng)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(shí)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(dòng)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(yīng)和土地資源阻尼效應(yīng)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(shí)，也要解決土地資源的緊缺與分配不合理，這樣才能達(dá)到解決糧產(chǎn)增速大幅減緩的問題。

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