中國水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究通過構(gòu)建水資源與增加的面板VAR模型，利用1998-2009年中國省級面板數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)與分析了水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加的內(nèi)在依存和因果關(guān)系。研究結(jié)果表示清楚：①東部、中部和西部地區(qū)水資源和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加之間存在長期協(xié)整關(guān)系;②無論在短期內(nèi)，還是在長期內(nèi)，東部、中部和西部地區(qū)的水資源均是推動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加的主要因素，而且隨著時(shí)間的推移，水資源對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加的影響逐步加強(qiáng);③農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加對水資源的影響存在明顯的區(qū)域差別。中部地區(qū)所受影響最大，東部次之，西部相對較小。因而，為實(shí)現(xiàn)水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加的協(xié)調(diào)發(fā)展，中國應(yīng)該提升農(nóng)業(yè)水資源的利用效率，根據(jù)各區(qū)域水資源和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加的不同因果關(guān)系因地制宜地制訂水資源政策。水資源是農(nóng)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)資源，在中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中處于戰(zhàn)略地位。作為一種日益稀缺的戰(zhàn)略性資源，其對國家糧食安全和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有全局性和久遠(yuǎn)性影響[1]。近年來，中國水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加之間的關(guān)系已遭到和學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注，尤其是在美國學(xué)者LesterR.Brown指出中國的水資源短缺將影響中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及動搖糧食安全后，兩者之間關(guān)系的問題得到越來越多的看重[2]。能夠預(yù)見，隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快以及人口的連續(xù)增加，中國的工業(yè)用水和城市用水需求將會不斷增長，加之中國供水總量的不足，將來中國的農(nóng)業(yè)用水形勢頗為嚴(yán)峻[3]。因而，怎樣在堅(jiān)持中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)，正確處理好水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加之間的關(guān)系，成為中國水資源利用和管理經(jīng)過中必需考慮的主要問題?，F(xiàn)前階段，關(guān)于水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加關(guān)系的研究重要可分為兩大類。一類集中考察農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加對水資源利用的影響，這類文獻(xiàn)的重要研究方法為農(nóng)業(yè)用水庫茲涅茨曲線(EKC)以及脫鉤分析方法。劉渝等利用省級面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了中國農(nóng)業(yè)用水存在庫茲涅茨曲線，農(nóng)業(yè)用水由遞增轉(zhuǎn)為遞減的閥值點(diǎn)為人均665元和人均農(nóng)林牧漁業(yè)增長值243元[4]。于法穩(wěn)借鑒脫鉤理論，對中國糧食生產(chǎn)與灌溉用水的脫鉤關(guān)系進(jìn)行分析，研究得出中國大部分省份水資源利用壓力普遍偏大[5];另一類文獻(xiàn)則反方向研究水資源對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加的影響。這類研究最早能夠追溯到美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家Paul。他將天然資源引入到索洛模型中，提出了“GrowthDrag〞的經(jīng)典概念①，用來考察由于資源限制使得經(jīng)濟(jì)增加下降的幅度[6]。在這里理論基礎(chǔ)上，國內(nèi)學(xué)者謝書玲等計(jì)算得出水資源對中國1981-2002年整體經(jīng)濟(jì)的“增加阻力〞為0.1397%，即由于水資源的匱乏，中國的整體經(jīng)濟(jì)增加速度在1981-2002年間平均每年降低了0.1397個(gè)百分點(diǎn)[7]。詳細(xì)到農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，王學(xué)淵等的研究表示清楚，水資源對中國單位面積農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的“增加阻力〞為0.1121%，到2050年，中國單位面積農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增加率將由于水資源的短缺而比當(dāng)前降低482%[3]。綜合上述研究文獻(xiàn)，顯然能夠發(fā)現(xiàn)水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加之間存在雙向的作用關(guān)系：一方面農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加通過規(guī)模效應(yīng)、構(gòu)造效應(yīng)與技術(shù)效應(yīng)影響著水資源消耗量的變化。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初期階段，農(nóng)業(yè)產(chǎn)量的提升重要來自于投入要素的大量增長，水資源消耗量加大成為必定結(jié)果。當(dāng)經(jīng)濟(jì)增加跨越一定臨界值后，伴隨著農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加方式的改變以及技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)構(gòu)造的優(yōu)化，水資源壓力將得到一定水平的緩解;另一方面水資源也影響著農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加。正如新增加理論指出，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展經(jīng)過中不可避免地需要消耗水資源，但是由于水資源的有限性，上一階段水資源的消耗必定會對下一階段農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的投入和發(fā)展速度產(chǎn)生影響。然而，現(xiàn)有絕大多數(shù)文獻(xiàn)僅僅分析了水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加的單方面關(guān)系，并沒有考慮到兩者的雙向影響機(jī)制，這會導(dǎo)致模型出現(xiàn)嚴(yán)重的變量內(nèi)生性偏差，進(jìn)而使研究結(jié)果出現(xiàn)偏誤，誤導(dǎo)政策建議。當(dāng)前，有兩種方法能夠處理變量內(nèi)生性帶來的估計(jì)偏差問題：一是利用聯(lián)立方程組分別估計(jì)以水資源利用與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加為因變量的兩個(gè)方程;二是運(yùn)用向量自回歸(VectorAutoregression，VAR)模型分析水資源和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加的雙向動態(tài)作用機(jī)制。彭水軍的研究指出，相比于聯(lián)立方程方法，VAR模型能夠較少地受既有理論的約束，同時(shí)可以以較為方便地分析系統(tǒng)中各個(gè)變量之間的動態(tài)影響[8]。鑒于此，本文利用1998-2009年中國省級面板數(shù)據(jù)，建立水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加的面板VAR模型，并采取新近發(fā)展起來的基于面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、因果檢驗(yàn)和面板VAR方法，分析水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加之間的內(nèi)在依存和因果關(guān)系，進(jìn)而得出比較可靠的結(jié)論，為相關(guān)研究和有關(guān)部門提供參考。1研究方法和數(shù)據(jù)1.1研究方法本文采取面板VAR方法分析水資源和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加的關(guān)系，該方法最早見于HoltzEakin的研究，由于其放松了傳統(tǒng)VAR模型需要較大樣本觀測值的要求，當(dāng)前在相關(guān)問題的分析中得到了廣泛應(yīng)用[9]。本研究構(gòu)建的面板VAR模型如下：yi,t=α0+∑[DD(]k[]j=1[DD)]αjyi,t-j+ηi+i+εi,t(1)上式中，i代表省份，t代表年份，yi,t包括兩個(gè)向量，分別是水資源(waterit)和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加(it)。同時(shí)考慮到水資源和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加的區(qū)域異質(zhì)性，本文在模型的設(shè)定中引入了代表地區(qū)固定效應(yīng)的變量ηi，表示可能遺漏的和地區(qū)特征相關(guān)的因素(例如區(qū)位、天然條件以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡等)。i表征時(shí)間效應(yīng)，用來解釋變量的時(shí)間趨勢特征。εi,t為隨機(jī)擾動項(xiàng)。1.2數(shù)據(jù)說明鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取除中國臺灣、香港、澳門以外的31個(gè)地區(qū)1998-2009年的數(shù)據(jù)實(shí)證分析水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的互相影響關(guān)系。借鑒王學(xué)淵等以及劉瑜等的研究，本文以農(nóng)業(yè)用水總量表征水資源，其中1998-2001年的農(nóng)業(yè)水資源數(shù)據(jù)來自于〔中國水資源公報(bào)〕，2002-2009年的數(shù)據(jù)取自〔中國統(tǒng)計(jì)年鑒〕;在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加指標(biāo)的選取上，本研究用農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值表示。同時(shí)為了消除物價(jià)波動的影響，將各年度農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值折算為1998年可比價(jià)，數(shù)據(jù)來源于歷年〔中國統(tǒng)計(jì)年鑒〕。最后，對農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值和農(nóng)業(yè)用水總量進(jìn)行對數(shù)化處理，以消除異方差和數(shù)據(jù)的劇烈波動。考慮到中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域差別顯著，各區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加和水資源演化的關(guān)系未必會遵守同一經(jīng)歷體驗(yàn)規(guī)律，因而，本文將中國分為東部、中部和西部地區(qū)分別進(jìn)行考察。其中，東部地區(qū)包含遼寧、河北、北京、天津、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、海南11個(gè)省(市、自治區(qū))，中部地區(qū)包含吉林、黑龍江、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個(gè)省(自治區(qū))，西部地區(qū)包含內(nèi)蒙古、陜西、重慶、青海、寧夏、新疆、甘肅、四川、貴州、云南、西藏、廣西12個(gè)省(市、自治區(qū))。2實(shí)證結(jié)果與分析實(shí)證分析的思路重要包含四步：①進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性，為協(xié)整分析奠定基礎(chǔ);②進(jìn)行協(xié)整分析，以檢驗(yàn)水資源能否與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加存在長期平衡關(guān)系;③假如確立了水資源和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加的長期平衡關(guān)系，應(yīng)用誤差修正模型進(jìn)行短期和長期的因果關(guān)系檢驗(yàn);④對變量進(jìn)行面板VAR分析，以考察水資源和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加的雙向動態(tài)影響關(guān)系。2.1面板單位根檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)重要包含LLC檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、ADFFisher檢驗(yàn)和PPFisher檢驗(yàn)等五種方法?？紤]到各檢驗(yàn)方法自己的局限性，為了保證結(jié)論的穩(wěn)健性，本文同時(shí)采取這五種方法進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表1。由表1可知，當(dāng)對東部、中部和西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加(ln)和水資源(lnwater)的水平值進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，檢驗(yàn)結(jié)果表示清楚不能完全回絕“存在單位根〞的原假設(shè)，變量是非平穩(wěn)的(雖然有些檢驗(yàn)方法的結(jié)果并不睬想，但并不影響總體效果)，而當(dāng)對這兩個(gè)變量的一階差分值進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，均顯著地回絕“存在單位根〞的原假設(shè)。由此能夠以為，東部、中部和西部地區(qū)的ln和lnwater都是一階單整序列。2.2面板協(xié)整檢驗(yàn)在面板單位根檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，本文接著進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加之間能否存在長期平衡關(guān)系。根據(jù)Pedroni提出的異質(zhì)面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)方法，以回歸殘差為基礎(chǔ)構(gòu)造出7個(gè)統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示[10]。從表2中能夠看出，東部地區(qū)的所有統(tǒng)計(jì)量均通過顯著性檢驗(yàn)，所以，東部地區(qū)的ln和lnwater存在面板協(xié)整關(guān)系。中部和西部地區(qū)分別有Panelv統(tǒng)計(jì)量和Panelrho統(tǒng)計(jì)量沒有通過顯著性檢驗(yàn)。但是，Pedroni的MonteCarlo模仿實(shí)驗(yàn)結(jié)果表示清楚，在小樣本條件下，PanelADF和GroupADF統(tǒng)計(jì)量較其他統(tǒng)計(jì)量有著更好的性質(zhì)，PanelPP和GroupPP統(tǒng)計(jì)量次之，其他則最差，所以Panelv和Panelrho統(tǒng)計(jì)量沒有通過顯著性檢驗(yàn)對中部和西部地區(qū)的ln和lnwater存在面板協(xié)整關(guān)系的結(jié)論沒有影響。因而，東部、中部和西部地區(qū)的ln和lnwater之間存在長期協(xié)整關(guān)系。這說明，在長期內(nèi)，水資源對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加有促進(jìn)作用，而且能夠通過誤差糾正機(jī)制，堅(jiān)持水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加間的長期協(xié)整關(guān)系。2.3面板誤差修正模型檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系只反映變量之間在長期內(nèi)存在因果關(guān)系，并不能明確兩者間因果關(guān)系的詳細(xì)方向。因而，本文運(yùn)用Engle和Granger提出的EG兩步法，建立基于面板的誤差修正模型，以分析水資源和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加間詳細(xì)的因果關(guān)系方向。本文構(gòu)建的面板誤差修正模型如下：被回絕，說明水資源和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加之間存在著長期的因果關(guān)系，反之則不存在;假如γ1j、γ2j為零的原假設(shè)被回絕，說明水資源和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加之間的短期因果關(guān)系成立，反之則不成立。表3報(bào)告了面板誤差修正模型的檢驗(yàn)結(jié)果。從表中可知，對東部地區(qū)而言，模型(2)的ECM項(xiàng)系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，這說明反向誤差修正機(jī)制成立，水資源是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加的長期原因;模型(3)的ECM項(xiàng)系數(shù)雖然為正，但沒有能通過顯著性檢驗(yàn)，這表示清楚農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加并不是水資源變化的長期原因。因而，在長期內(nèi)，東部地區(qū)僅存在從水資源到農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加的單向因果關(guān)系?？疾炱渌兞康姆柡惋@著性，能夠發(fā)現(xiàn)，在短期內(nèi)，東部地區(qū)水資源和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加之間存在著雙向因果關(guān)系。同理，在中部地區(qū)，短期內(nèi)存在從水資源到農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加的單向因果關(guān)系，長期內(nèi)存在水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加之間的雙向因果關(guān)系;在西部地區(qū)，無論在短期內(nèi)，還是在長期內(nèi)，均只存在從水資源到農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加的單向因果關(guān)系。2.4面板VAR估計(jì)面板VAR重要由三個(gè)部分構(gòu)成：第一是面板矩估計(jì)(GMM)，說明變量之間的回歸關(guān)系;第二是誤差項(xiàng)的方差分析，說明誤差項(xiàng)的影響因素大小;第三是沖擊反應(yīng)圖，觀察變量對沖擊的反應(yīng)情況[11]。由于本文重點(diǎn)在于定量把握水資源和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加的互相關(guān)系，因而，側(cè)重分析前兩個(gè)部分。(1)面板矩估計(jì)。面板矩估計(jì)系數(shù)的有效性要求去除面板VAR模型中的地區(qū)固定效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)。本研究采取橫截面上的均值差分法去除時(shí)間效應(yīng)，前向均值差分法去除地區(qū)固定效應(yīng)。估計(jì)結(jié)果如表4所示。從以上回歸結(jié)果能夠看出：①無論是東部地區(qū)，還是中部地區(qū)，抑或是西部地區(qū)，滯后一期和滯后二期的水資源系數(shù)均高于0，且通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，這說明水資源對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加有顯著的正向影響。同時(shí)，比較滯后一期和滯后二期的水資源系數(shù)大小，能夠發(fā)現(xiàn)水資源系數(shù)隨著滯后期的推移而不斷增大，這表示清楚我們國家水資源對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加的影響是一個(gè)逐步加強(qiáng)的經(jīng)過;②農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加對水資源的影響存在明顯的區(qū)域差別。在東部地區(qū)，滯后一期的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加對水資源的影響顯著為正，滯后二期的影響不顯著;在中部地區(qū)，滯后一期和滯后二期的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加均表現(xiàn)出對水資源的顯著影響，而且在滯后一期的影響為正，滯后二期的影響為負(fù)，這說明中部地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期會帶來水資源的大量消耗，但隨著農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加方式的改變以及技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)構(gòu)造的優(yōu)化，中部地區(qū)的水資源消耗損費(fèi)量將逐步得到控制;在西部地區(qū)，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加對水資源無顯著影響。(2)面板方差分解。為了更清楚地刻畫和度量水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加的互相影響水平，本文進(jìn)一步采取方差分解的方法，獲得不同方程的沖擊反應(yīng)對各個(gè)變量波動的方差奉獻(xiàn)率構(gòu)成。表5給出了第10個(gè)預(yù)測期和第20個(gè)預(yù)測期的方差分解結(jié)果。綜合方差分解的結(jié)果能夠發(fā)現(xiàn)：①10個(gè)預(yù)測期與20個(gè)預(yù)測期對方程分析的結(jié)果影響變化不大，說明經(jīng)過10個(gè)預(yù)測期以后，系統(tǒng)已基本穩(wěn)定;②水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加的波動均重要來自于本身，兩者對本身波動的奉獻(xiàn)比率均在70%以上;③水資源對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加的影響在20%-30%之間，其中西部地區(qū)所受影響最大，其次為中部，再次為東部;④農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加對水資源的影響在12%-20%之間，其中中部地區(qū)所受影響最大，東部次之，西部相對較小。3結(jié)論與啟示本文通過建立水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加的面板VAR模型，在省級層面檢驗(yàn)與分析了中國水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加之間的互相影響關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：(1)東部、中部和西部地區(qū)的水資源和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加之間存在長期協(xié)整關(guān)系。這說明在長期內(nèi)，水資源對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加有促進(jìn)作用，而且能夠通過誤差糾正機(jī)制，堅(jiān)持水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加間的長期協(xié)整關(guān)系。(2)中國不同區(qū)域水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加之間的關(guān)系具有明顯差別。在東部地區(qū)，短期內(nèi)水資源和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加之間存在雙向因果關(guān)系，長期內(nèi)存在從水資源到農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加的單向因果關(guān)系;在中部地區(qū)，短期內(nèi)存在從水資源到農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加的單向因果關(guān)系，長期內(nèi)水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增加之間存在著雙向因果關(guān)系;在