中国农业水土资源的增长阻力研究

刘子飞

(中国水产科学研究院渔业发展战略研究中心，北京100141)

中国农业水土资源的增长阻力研究

刘子飞

(中国水产科学研究院渔业发展战略研究中心，北京100141)

基于对Romer增长阻力模型的修正，运用2004-2012年省际面板数据，实证分析了我国农业水土资源的增长阻力。结果表明：各要素对农业产出弹性大小依次为土地、资本、劳动和水资源；农业增长并未因水土资源供应不足而速度降低，反而因水土资源的年均消耗增速而增加。这一“悖论”是我国经济由异质“二元”向同质“一元”、由传统农业向现代农业转换，以及我国整体经济实力增加带来的对良好生态环境偏好提高的结果，符合我国农业经济发展过程。结论不仅印证了考察期内农业仍存在一定粗放增长方式的事实，也与新背景下调减水土资源促进农业“转方式、调结构”的节奏吻合。

水土资源；农业增长；增长阻力

一、问题提出与文献综述

我国是一个典型的人多地少水缺的国家，人均农用地和水资源分别仅为世界的48.81%、27.27%。农业是我国水土资源使用量最大的部门，2014年，我国农用地占国土面积的67.26%，农业用水占总用水量的63.48%。在城市化、工业化的进程中，农村、农业与城市、工业之间在使用水土资源之争中，几乎总是输给城市和工业。[1]在我国快速城镇化和经济升级转型的过程中，占水土用量较大的农业部门是否因水土资源供给不能满足其需要而增长受到了限制呢？答案如果是肯定的，则这种限制程度或大小(即水土资源不足降低了农业增长率多少个百分点)应该采取何种进一步措施以破解这种限制；反之，答案如果是否定的，则这与近年来直观感受不符的逻辑是什么？其政策含义又是什么？

作为经济增长的最传统要素，资源是如此重要，以至于一直是经济研究的重点和热点。将资源纳入经济增长模型的经典研究有Dasgupta、Solow和Stiglitz等，他们以新古典增长模型为框架，运用拉姆齐-卡斯-库普曼斯(Ramsey-Case-Koopmans)的最优控制方法求解，得到的结论是，如果技术进步足够快，以至可以抵消资源带来的制约，经济就可以实现持续增长。[2-3]，[4]135Nordhaus在相关研究中首次使用了“Growth Drag”一词，并提出了估计的方法：通过比较资源有限和无限两种情形下真实国家收入的差异[5]；据此，他使用C-D生产函数估计了美国资源与土地的经济增长阻力，值为0.002 4，其中大约1/4来源于土地。Romer基于古典经济增长模型，在其《高级宏观经济学》一书中提出了资源和土地对经济增长阻力(Growth Drag)的概念，他认为，由于资源与人口增长的差异，经济增长不可避免地会受到资源的限制，使得有和没有资源限制条件下的经济增长率也不同，二者之间的差就是资源对经济增长的阻力。[6]41-44基于这种增长阻力的思路，Neol重新分析了能源稀缺对经济增长的制约。[7]Groth在Stiglitz、Romer的基础上通过构建一个部门内生经济增长模型，研究了非再生资源对经济增长的约束，其结果表明，维持较高的人口增长率而非较高的资本产出弹性是缓解约束的有效路径。[4]130，[6]41-44，[8]Brown等则遵循着马尔萨斯陷阱的思路，重新阐释了能源作为现代生产基础要素与人口增长、资本不协调而带来对经济增长的限制，其实质就是能源对经济的增长阻力。[9]类似的理论研究还有Mankiw、Alexandratos等。[10-11]一些学者则进行了实证研究，如Brown等考察了中国水资源问题，他们认为中国发展面临着严重的水资源稀缺难题。[12]Liu基于内生增长框架和C-D生产函数，运用面板数据模型实证分析了资源的经济增长阻力。[13]Bruvoll等运用不变替代弹性(CES)生产函数和可计算一般均衡模型(CGE)度量了挪威由环境阻力引起的福利损失。[14]Gleick等运用描述统计分析方法考察了水资源消耗对经济增长带来的制约。[15]

在中国，基于Romer资源增长阻力假说，绝大多数学者采用C-D生产函数对我国资源的经济增长阻力进行了研究，其中，针对土地资源的如薛俊波、崔云、李磊[16-18]，针对水资源的有谢书玲、王学渊、刘七军[19-21]，杨杨等考察了水土两种资源的经济增长阻力[22]，刘耀彬等则同时考察了能源、水、土三种资源[23]，李影等运用时间序列数据，着重分析了我国能源及其结构对经济增长的阻力，他们测算的各能源增长阻力的大小依次为：石油、天然气、水电风电核电、煤炭。[24]与以上研究使用C-D生产函数不同，杨杨在另一研究中使用了二级三要素CES生产函数，考察了土地资源对经济增长的阻力。[25]在以上研究中，均表明了资源增长阻力的存在性，但阻力大小相差较大，除王学渊和刘七军的考察领域为农业外，其余均以我国整体经济和资源为对象。

综合相关文献可知，现有研究主要集中于我国整体经济增长阻力方面，而较少涉及对水土资源依赖性较大且占用较大水土资源的农业的研究。而且，水土资源是典型的可再生资源，在有水土资源限制的平衡增长路径上，其增长率(gT、gW)也不应该假设为零。另外，就现有针对水资源的农业增长阻力的两篇文献来看，模型选择及研究思路完全一致，且均以农业产值为产出，但劳动力则以农林牧渔业就业人数为表征，这显然有失偏颇。基于此，本研究拟同时考察水土两种资源对我国农业的增长阻力，可能的创新之处主要有：(1)研究方法方面，放松了模型中存在资源限制条件下资源增长率为零的假设，在平衡增长路径上，将存在资源限制条件下的水、土增长率分别设为a、b，且不为零，这区别于大多数传统认为的资源固定不变，即资源增长率为零的假设，这也更符合农业水土资源可再生性的事实；(2)研究范围方面，与现有研究以整体经济或狭义农业为研究对象不同，本文针对的是农林牧渔业的大农业，研究范围不同意味着研究视阈的差异，其结果和政策含义也不尽相同，其中提出的我国农业水土资源增长阻力的“悖论”，以及结合我国经济发展事实进行的合理解释就是集中体现。

二、理论模型

Romer将自然资源与土地引入索洛模型Y=F[Kt,Atlt]，建立了资源对经济增长阻力的经典分析框架，通过比较存在资源限制和不存在资源限制条件下的平衡路径上的增长率，得到资源的增长阻力的大小[6]41-44，简要阐述如下。

为了简便，他采用了C-D生产函数的基础模型：

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为资本,R为生产中可利用的资源,T为土地数量,A为劳动有效性,L为劳动力人数,A与L以乘积形式引入表示有效劳动力,α、β、γ分别为相应投入要素的弹性。

各经济变量的动态学与经典的索洛模型一样，即各投入要素的增长量可表示为：(t)=sY(t)-δK(t),t=nL(t),(t)=nA(t)，其中s为资本占产出的比重，δ为固定资本折旧率，n为劳动力或有效劳动力增长率。

假设长期内土地数量不会增长，则土地增长率如下：

(2)

同理，假设资源禀赋固定以及资源再生产中使用，这必然使其使用数量逐渐降低。因此，尽管资源的利用量历史性地上升，仍假设资源增长量：

(3)

考虑是否存在平衡增长路径的问题，若存在，则在该路径上，各经济变量增长率是什么？

依据假设，A、L、R、T均以不变的速率增加。所以，对于平衡增长路径所需的K和Y，均以不变的速率增加，又因资本的变动为(t)=sY(t)-δK(t)，则资本的增长率为：

(4)

要使资本增长率不变，必须使Y/K不变，即产出Y与资本K的增长率必定相等。

同时对(1)两边取对数得：

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

(5)

然后，对等式两边求时间的导数，得各变量增长率的等式关系：

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

(6)

式中gX为变量X的增长率，R、T、A、L的增长率分别为-a、0、g、n，代入式(6)可简化为：

gY(t)=αgK(t)-βα+(1-α-β-γ)(g+n)

(7)

又平衡增长路径上gY=gK相等，将其代入式(7)并整理可得平衡路径上的产出增长率：

(8)

(8)式为总产出增长率，那么密集形式(单位劳动力)的产出增长率：

(9)式是存在资源与土地限制条件下的经济增长率，具体表现为资源和土地的变化率分别为gR=-a和gT=0，即资源和土地在长期内是非正增长的。为了得到资源对经济增长阻力，我们还需要考虑不存在资源和土地限制情形下的增长率——资源和土地增长率与劳动力增长率保持同步。因此，将(t)=0和(t)=-αR(t)分别替换为(t)=nA(t)和(t)=nR(t)，按照公式(4)～(9)的推导，即可得到不存在资源和土地限制条件下的劳均产出增长率：

(10)

则资源与土地的增长阻力等于两种假设情形下的劳均产出增长率之差，即公式(10)-(9)得：

由增长阻力表达式(11)可知，资源与土地的增长阻力随资源产出弹性(β)、土地产出弹性(γ)、资源下降率(a)、劳动增长率(n)和资本产出弹性(α)呈同方向变动。这说明，经济增长不能过分地依赖资本、劳动力、土地、资源的投入，否则，会使经济掉入资源对经济增长阻力的陷阱。

三、模型设定及数据说明

(一)模型设定

与Romer模型及大多数相关研究中的生产函数一致，本研究采用C-D函数形式来表示农业生产过程。但考虑到Romer模型中并未充分体现技术进步，且在一定程度上不能反映非单位要素替代率下资源对经济增长产生的阻力，所以，在原有模型的基础上，本研究引用了技术进步项。具体方法是借鉴Tinbergen测算技术进步的做法[26]，最终设定的用以测算农业水土资源增长阻力的产出函数估计式如下：

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)分别表示农林牧渔业产出、基期农业技术水平、技术进步系数、时期、农业资本投入、农业用水、农用地、农业有效劳动力，α、β和γ分别为相应经济变量的产出弹性。

由于本研究所考察的水土均为可再生资源，因此，Romer有关资源和土地增长率为非正数的公式(2)～(3)假设就不再适用。本研究采用杨杨的做法对其修正，假设存在资源和土地限制条件下，将公式(2)、公式(3)表示的水资源和土地的增长率分别替换为(t)=aw(t)和(t)=bT(t)，通过公式(4)～(9)的推理，可得平衡增长路径的劳均产出增长率为：

(13)

而不存在水土资源限制条件下的假设与Romer的假设一致，并按照同样的推理方式可得无限制条件下的劳均产出增长率，如公式(10)。因此，通过公式(10)-(13)可得本研究中水土资源的农业增长阻力：

(14)

进一步可以分解为水资源阻力和土地资源阻力两部分：

(15)

(16)

(二)数据说明

由水土资源的农业增长阻力公式(14)可知，欲得具体的阻力值，必须求得n、a、b、α、β和γ的值，前三个值可以根据统计数据计算而得，后三个值可以对公式(12)两边取对数回归而得，然而都必须首先得到Y、K、W、T和H。对于生产函数的估计，面板数据是最理想的，而且面板数据模型具有解决遗漏变量问题、增加样本和提供更多信息等优势[27]187，这也是大多数相关研究均使用面板数据的主要原因。同理，本研究也运用面板数据(见表1)，且考虑到数据统计口径一致性以及可获得性，选取的时间段是2004-2012年，截面为我国31个省(市、自治区)。

表1 变量描述性统计：2004-2012年各省农业投入产出

数据来源：《中国农业年鉴》《中国统计年鉴》《全国水资源公报》国家统计局网站。

1.产出(Y，亿元)。以农林牧渔业产值表示产出，并使用农林牧渔业总产值指数换算为以2004年为基期的产出数据。数据来源于相应年度的《中国农业年鉴》。

2.水资源(W，亿立方米)。农业用水包括农田灌溉用水、林果地灌溉用水、草地灌溉用水、鱼塘补水以及畜禽用水等，因此，以农业用水表征农林牧渔业水资源投入是适宜的，数据来源于相应年度的《中国统计年鉴》和《全国水资源公报》。

3.土地资源(T，万公顷)。在针对种植业的研究中，大多以农作物播种面积作为土地投入，为了与产出相对应，本文使用该指标显然不合适。根据《全国土地分类标准》对农用地的分类，本文以农用地表示土地资源，具体包括耕地、园地、林地、牧草地和水产及畜牧等其他农用地。[28]但由于缺乏直接可利用的连续统计数据，为保持数据的平稳性，数据通过以下计算获得：以农户家庭人均耕地、园地、山地和水产养殖面积加总，然后与乡村人口*国家统计局网站有关乡村人口有两套数据：一是按常住人口，二是按户籍分。由于农户以后者作为承包土地使用权的依据，所以本文依户籍乡村人口作为核算依据。乘积而得。所用原始数据均来源于《中国农业年鉴》和国家统计局网站。

4.资本(K，万瓦)。农业资本投入理论上是存量概念，然而，由于缺乏农业资本存量统计数据，且就有关计算农业资本存量的研究来看，得到的农业资本存量相差甚大，典型的如Chow与郭玉清的测算结果。*郭玉清测算的1980年、1985年中国农业资本存量分别为1 194.0亿元和1 454.4亿元，分别比Chow的结果低35.3%、39.5%。参见：Chow G C. Capital Formation and Economic Growth in China[J]. Quarterly Journal of Economics, 1993 (108)：809-842；郭玉清.中国财政农业投入最优规模实证分析[J].财经问题研究，2006(5)：68-73.因此，借鉴Lin在研究中国农村改革与农业增长中的做法[29]，本文选取农业机械总动力作为资本投入。数据来源于《中国农业年鉴》。

5.有效劳动(H，万人)。本研究与绝大多数增长阻力的研究一致，也使用有效劳动表示劳动力要素投入，具体等于劳动有效性(AL)与劳动人数(L)的乘积。借鉴金碚有关资源对工业增长制约研究中的做法[30]，本文也使用高中生毕业人数占总人口的比重表征劳动有效性，数据来源于《中国统计年鉴》。与产出指标对应，以农林牧渔业从业人员作为劳动人数的表征变量，数据来源于《中国农业年鉴》。

由各变量的描述性统计数据(见表1)可知，2004-2012年各省每年平均农林牧渔业产值为774.2亿元，平均投入农业用水、农用地分别为118.74亿立方米、484万公顷，农业机械总动力表征的资本约为2 667.74万瓦，劳动有效性约0.56%，平均每年每个省的农林牧渔业从业人员为919.57万人。

四、实证结果及解释

(一)生产函数估计结果

运用STATA12.0估计公式(12)的C-D生产函数，按照一般面板数据模型的估计思路：先选择模型形式，再作序列相关和异方差检验，并视情况解决相关性、异方差问题。[27]189针对进行的F检验、LM检验表明固定效应和随机效应均优于混合模型，Hausman检验表明固定效应优于随机效应。基于Wooldridge方法的残差序列相关检验，以及修正后的沃尔德法(Modified Wald Test)的异方差检验，表明数据存在序列自相关和组间异方差，因此，运用了可行广义最小二乘(FGLS)法进行估计以获得更稳健和有效的结果，具体检验与回归结果如表2和表3。

表2 相关主要检验及其结果

表3 水土资源对农业增长阻力的估计结果

注：***、**分别表示在1%、5%水平上显著,括号内为标准差。

由表3可知，三种估计方法的(总体)R方均在0.87以上，整体系数的显著性检验也均在1%水平上拒绝了原假设，说明选取的经济变量对因变量具有较好的解释能力。各变量系数均通过1%或5%水平上的显著性检验，且估计系数符号均大于零，这与理论预期一致。基于稳健考虑，以下根据可行广义最小二乘法结果作进一步分析。

(二)“阻力”计算

根据表3，可知α、β和γ的值分别为0.202 1、0.053 8、0.254 7，对于计算增长阻力所用的劳动、水和土地增长率n、a、b，考虑到经济变量在某年度的波动，本文通过综合法进行计算，公式如下：

(17)

注：数据由各省份数据加总所得；趋势线及方程根据拟合度选取，进行了一次、二次及指数拟合；下同。

图1 2004-2012年全国农林牧渔业从业人员及其变化趋势、增长率

我国水土资源的农业增长阻力与Nordhaus、Romer的大于0并不一致，也与国内学者针对我国整体经济增长阻力计算的结果符号相反。这表明，我国每年的农业增长率并没有因水土资源不能满足需求而降低，即在农业平衡增长路径上，由于水土资源变化未与劳动增长保持一致而推动了我国农业的增长率每年增加了2.097 65个百分点。当然，这也许与过去一段时间我国农业仍然较大程度上属于粗放增长(特别是农业用水和农用地投入持续增加)的事实一致。但与资源增长阻力的理论分析相悖，在此，把这一与Nordhaus和Romer所指的资源增长阻力(符号)相反的现象称作“农业增长阻力‘悖论’”。然而，这一“悖论”只是表面的，有其内在逻辑。

(三)农业增长阻力“悖论”的内在逻辑

由基于对Romer分析框架的修正模型而得出的增长阻力公式(15)、(16)可知，α、β和γ均大于0小于1。所以，水资源的增长阻力符号取决于(n-a)，即劳动增长率(n)和水资源增长率(a)的大小，在以往有关整体经济增长阻力的测算时，二者的关系为a

然而，在农业领域，我国劳动力、水资源与土地资源投入的增减与整体经济的增减恰恰相反，具体体现在：农业劳动力增长率非增而减，即n<0;水土资源投入未减反增，即a>0和b>0。这使得测算的水土资源对农业的阻力为负。其原因是，在考察期内，我国城镇化和工业化大背景下经济社会综合发展的结果，而以下两点可能是最为重要的。

1.农业劳动力增长率非正而负。2003年以来，我国在农村实行了一系列改革并不断深化，是“三农”发展的又一个“黄金期”，也是推动由传统农业向现代农业转变的重要阶段。根据Lewis等的二元经济增长理论[31]，2004年以来，我国仍然处于劳动力由农村、农业向城市、工业转移的阶段，而这种转移是经济发展的必然要求。在传统农业向现代农业转变的过程中，以价格为要素禀赋稀缺程度的标志，会诱致丰裕资源对稀缺资源的替代。[32]135我国农业劳动力的减少(见图1)，是城市和工业对农村劳动力吸纳能力不断提升，以及机械化对农业生产中劳动力替代的综合结果。所以，我国农业劳动力增长率为负本质上是我国经济由异质的“二元”向同质的“一元”、由传统农业向现代农业转变的结果。

图2 2004-2012年全国农用水资源及其变化趋势、增长率

图3 2004-2012年全国农用土地资源及其变化趋势、增长率

2.农业水土资源增长率非负而正。水资源方面，我国农业水资源利用效率有所提升[32]68，然而，对农业产出规模的追求，农业结构向畜禽、蔬菜、园艺等用水强度较高行业的转换，以及农用地特别是缺水地区农用地开发和投入的增加，需要投入相应的水资源以降低农用地投入的边际报酬规律的作用。技术效应减少了水资源的利用，而规模和结构效应则增加了水资源的投入，可以说，水资源增长率为正(见图2)，是农业用水技术效应小于规模和结构效应的结果。土地资源方面，在工业化和城市化的背景下，尽管农用土地在一定程度上转为非农用地，但我国在农用地开发、治理、恢复方面作了巨大的努力，使我国的农用地资源不断增加*我国农用地年均增长率高达4.282 9%，在所有要素(除机械表证的资本)投入中增长最快。可见，土地对农业的增长阻力是极其微小或不存在的。当然，这也有统计口径(如耕地)调整的原因，但本文采用核算、加总和综合增长率的方法降低了这一原因的影响。，主要是水产养殖、草地恢复建设、林业生态工程、农田建设及耕地恢复等方面，最终使我国农用土地面积呈增加趋势(如图3)，而这些都是我国经济整体实力增加，国家和社会公众对良好生态环境偏好和需求增加的结果。

五、结论与讨论

(一)结论

在对Romer资源经济增长阻力模型修正的基础上，运用2004-2012年我国省际面板数据，对大农业水土资源的增长阻力进行了测算分析，主要结论是：

1.土地和资本对农业产出弹性较大，水资源对农业产出弹性最小。农业要素的产出弹性有小有大，其中土地资源对农业产出的弹性最大，为0.254 7；其次是资本和劳动力要素产出的弹性，分别为0.202 1、0.114 1；水资源要素产出弹性为0.053 8，农业技术进步系数为3.82%(见表3)。

2.水土资源并未对农业增长形成阻力。我国水土地资源对农业增长的阻力为-0.020 976 5，其中，水资源的阻力为-0.001 636 4、土地资源的阻力为-0.019 340 1。这意味着，样本期间，我国每年的农业增长率并未因水土资源消耗不能满足农业需求而降低。

3.水土资源对农业增长阻力为负的“悖论”符合我国现阶段发展的事实，直接体现在两个方面：一方面，农业劳动力增长率(n)为负，是我国经济由异质的“二元”向同质的“一元”、由传统农业向现代农业的转换结果；另一方面，农业用水技术效应小于规模和结构效应带来的农业水资源利用增长率(a)为正，以及由我国经济整体实力增加、国家和社会公众对良好生态环境偏好和需求增加引致的土地资源增长率(b)为正。*这当中不可避免的有最近几年我国土地统计口径调整的原因，但考虑到本研究未使用直接的农用地统计数据，而且采用的是综合增长率，已经尽力将此影响降至最低。

(二)讨论

水土资源未对我国农业增长形成阻力的结论至少有两个政策内涵：一是印证了考察期内我国农业增长方式存在一定程度的粗放，有依赖于水土资源等投入的扩大以促进农业增长的事实；二是“转方式、调结构”的时机成熟，水土资源有力地支持了农产品的丰富和多样化，进入中等偏上的经济发展阶段，以及农业方面的劳动力减少、资本深化、技术进步等为调减水土资源促进“转方式、调结构”创造了条件，正是因为水土资源未对农业增长形成阻力，才使我国更有坚实基础和底气采取相关的供给侧结构性改革措施。

但以上研究结论是在以下一个可能的重要不足基础上得到的，即仅考虑农业水土资源的数量而未考虑其质量。本研究的研究范围是大农业，产出为农业总产值，包括农林牧渔业产值，相应的水资源指农业用水，具体为农田灌溉用水、林果地灌溉用水、草地灌溉用水、鱼塘补水以及畜禽用水等之和，相应的土地资源指农业用地，具体为耕地、园地、林地、牧草地和水产及畜牧等，这显然没有考虑不同类农用水间、不同类农用地间的产能差异，也忽略了同类水土资源在不同区域间的稀缺程度和边际效率差异。所以，本研究在分析中将所有的农业用水、农业用地分别同质化了。理论上应该采取加权方法，当然，权重大小成为关键，操作具有一定的挑战，可能是未来研究的一个方向。

另一个可能需加强研究的是资源增长阻力定义和测算方法，罗默对增长阻力的定义和测算方法是基于其所处的经济发展阶段考虑的，当时劳动力资源相对丰裕，正处于劳动力无限供给的阶段，劳动力增长作为资源增长的参照也许是适宜的，但进入较为发达的经济发展阶段后，人口结构变化引起的劳动力增长将非常小甚至为负增长，仍以劳动力增长为参考，得到的阻力很可能为负，这意味着资源阻力将不再存在。

然而，就本研究而言，考虑到模型中引入时间趋势的技术进步项，同时面板数据具有可以解决截面间差异的优势，这可能会降低以上因资源同质化引致的误差。另外，由公式(14)可知，只要得到的资源增长率大于劳动力增长率(-1.775 8%)，农业资源的增长阻力符号就是负的，在考察期内，仅有耕地大多数年份是减少的，其他类农用地几乎都是增加的，各类农业用水量绝大多数年份也是持续增加的，这意味着即使采取加权方法得到资源量，资源增长率大于劳动力增长率这个条件也很可能是满足的。所以，第一个不足很可能不会从根本上影响本研究结论，而第二个不足恰恰被结论所证实，在后续研究中将对其探讨和改进。

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[责任编辑：郭艳云]

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

中国水产科学研究院基本科研业务费专项资金项目(2016C012)；中国社会科学院国情调研重大项目；国家林业局大熊猫国际基金科学研究类项目(EB1416)

刘子飞(1985-)，男，安徽太和人，中国水产科学研究院渔业发展战略研究中心助理研究员。

F326.1；F327

A

1674-3199(2017)01-0088-11