“促进”抑或“约束”：虚拟耕地资源之于农业经济增长及新型城镇化进程的影响

葛秋颖 杨莲娜 曹 冲

(1.安徽财经大学，安徽 蚌埠 233030；2.皖西学院，安徽 六安 237012)

一、引言与相关文献综述

耕地作为农业生产的载体，在推动农业经济发展和维护社会和谐稳定等方面发挥着重要作用(Su et al.，2019)。但是，随着城镇化进程的推进、工业化的发展以及人口的增长，耕地资源的非农化趋势愈发明显，需求也越来越大，致使耕地资源的有限性与农业经济增长和新型城镇化进程的无限性之间的矛盾不断加剧。近年来，我国因建设占用、灾毁、生态退耕、农业结构调整等减少耕地面积317.96万公顷，而要实现粮食安全目标，我国三大谷物的播种面积还有194万公顷的缺口(周曙东 等，2015)。因此，缓解和避免耕地资源短缺成为我国农业生产亟需解决的关键性问题之一。虚拟耕地资源作为一种要素资源，在不同国家或地区的禀赋结构不尽相同，这与现实情况相一致，也与当前的要素分工趋势相适应。那么，何为虚拟耕地资源？不同的学者对其概念界定不一，但核心思想却是一致的，即认为“虚拟耕地资源”并非真正意义上的耕地资源，而是一种从具体商品或服务中抽象出来的耕地资源。进一步而言，它是生产某种商品或服务时所需要投入的实际耕地资源，或者说是作为一种生产要素隐含在真实商品或服务中的耕地资源(曹冲 等，2019)。可见，虚拟耕地资源的提出对于解决人地矛盾的时空差异、分布不均以及粮食安全等问题提供了一种新的思路。

本文旨在探讨虚拟耕地资源是否会对农业经济增长和新型城镇化进程产生影响，以及存在多大影响。为阐明此问题，本文将其转换为“尾效”效应。针对资源约束所致的经济增长“尾效”，学者进行了广泛探讨，且主要集中在经济增长的路径方面。其中，国外学者的研究主题主要涉及不可再生资源“尾效”(Heal，1974)、资源和土地限制“尾效”(Nordhaus，1992)、能源“尾效”(Uri，1995)和环境“尾效”(Bruvoll et al.，1999)。国内学者的研究则主要是在Romer(2001)的基础上不断进行改进和拓展，逐渐由单一要素向复合要素扩展，甚至演进到多要素领域。例如，单一土地资源“尾效”(薛俊波 等，2004；崔云，2007；王家庭，2010；张琳 等，2014；杨喜 等，2020)、单一水资源“尾效”(孙雪莲 等，2013；章恒全 等，2016)、复合水土资源“尾效”(谢书玲 等，2005；杨杨 等，2007；刘耀彬 等，2019)、能源“尾效”(高赢 等，2018；谢品杰 等，2019)以及复合资源环境“尾效”(刘耀彬 等，2007)等。自虚拟耕地资源概念被提出以来，学者围绕虚拟耕地资源的估算(成丽 等，2008)、流动(强文丽 等，2020)、驱动因素(王琼，2018)以及对农业经济增长的贡献份额(曹冲 等，2020)等展开了有益探索，而从区域层面以及新型城镇化进程方面探讨虚拟耕地资源的研究则较为少见。

与既有研究相比，本文的主要贡献如下：第一，在研究主题上，考察虚拟耕地资源对农业经济增长以及新型城镇化建设的“尾效”效应，补充了虚拟耕地资源“尾效”的相关文献；第二，在研究方法上，将资本、劳动、虚拟耕地资源等要素纳入索洛模型和C-D生产函数，构建了虚拟耕地资源“尾效”计量模型和新型城镇化进程中的虚拟耕地资源“尾效”计量模型，拓宽了现有理论和研究方法的应用范围；第三，在政策价值方面，深入分析了虚拟耕地资源对农业经济增长和新型城镇化进程的影响，为决策界试点实施虚拟耕地资源战略，制定合理的土地、农业以及农产品贸易政策提供了参考依据。

二、理论推导及模型设定

(一)虚拟耕地资源“尾效”模型

索洛模型是分析所有有关增长的起点。索洛模型包含的变量主要有产出(Y)、资本(K)、劳动(L)以及“知识劳动的有效性”(A)。任何时刻，经济拥有一定量的资本、劳动与知识，且这些变量能够被有效结合起来生产产品，那么生产函数就可以表示为如下形式：

Y(t)=F(K(t),A(t)L(t))

(1)

式(1)中，时间并不是直接被引入生产函数，而是通过产出(Y)、资本(K)、劳动(L)间接引入的。当生产投入变化时，产出也随着时间的变化而变化。另外，A和L以乘积方式引入，AL被称为有效劳动，以这种方式引入的技术进步被称为劳动增加型或哈罗德中性。通过界定A的进入方式与模型的其它假设，可以确定资本-产出比(K/Y)。在实际中，资本-产出比并不会在长期显示出明确的向上或向下的变动趋势。因此，在构建模型时，保持该比率不变可以使问题分析变得更加简便。

此外，索洛模型有两个重要假设：一是生产函数中有两个自变量，即资本和有效劳动，规模报酬是不变的；二是除资本、劳动和知识以外的其他投入相对不重要。但是，现实生活中，自然资源、污染和其他与环境相关的因素对产出增长都有着十分重要的影响。例如，土地的供给是固定，任何永久性的增加产出路径企图都将会耗尽这些资源，这就会对人类社会的生产能力形成一种严格约束。Romer(2001)扩展了索洛模型，引入自然资源和土地，并用柯布-道格拉斯生产函数进行了分析。基于此，新的生产函数可以表示为：

(2)

其中：T泛指一切自然资源，不仅包括土地本身，还包括土地上的河流、森林和地下矿藏等。虚拟耕地资源作为生产中可利用的重要资源类型之一，本文引入虚拟耕地资源V，将其纳入式(2)，并对虚拟耕地资源“尾效”进行理论推导。新的柯布-道格拉斯生产函数如下所示：

(3)

ln Y(t)=αln K(t)+βln V(t)+(1-α-β)[ln A(t)+ln L(t)]

(4)

对式(4)两边求时间的导数。利用某一变量对数的时间导数等于该变量增长率的事实，可以得出：

g(t)=αg(t)+βg(t)+(1-α-β)[g(t)+g(t)]

(5)

其中，A、L、V的增长率分别是g、n、m。因此，式(5)可以简化为：

g(t)=αg(t)+βm+(1-α-β)[n+g]

(6)

如果经济处于一个平衡增长路径上，那么g与g一定相等，此时式(6)可转变为：

(7)

(8)

(9)

源于虚拟耕地资源限制的“尾效”等于在这种假设情形中的产出与虚拟耕地资源限制情形中的产出之间的差额，即：

(10)

式(10)中，当Drag大于0时，说明虚拟耕地资源表现为“约束”作用，当Drag小于0时，虚拟耕地资源表现为“促进”作用；β/(1-α)反映虚拟耕地资源所引致的农业经济增长方式变化，其值越大，表示农业经济增长对虚拟耕地资源的依赖程度越强；n-m反映人地矛盾变化，其值越大，表示人地矛盾越激烈，且人地矛盾直接决定了虚拟耕地资源增长的“约束”作用和“促进”作用的大小。

(二)新型城镇化进程中虚拟耕地资源“尾效”模型

新型城镇化是一个国家或地区实现现代化发展的必由之路，也是经济社会高质量发展的必然选择。在推进新型城镇化建设过程中，必然会引发一系列经济社会问题，其中农村中的土地问题敏感且关键(王昉，2003)。一是耕地资源大量流失，其主要源于非农用地建设、生态退耕、农业生产结构调整和灾毁等方面，而非农用地建设无疑是最关键的原因；二是土地质量急剧下降，一方面土地资源利用结构的改变以及农地非农化等多种因素共同导致农地肥力变化，另一方面新型城镇化建设增加了就业机会，农村劳动力的机会成本不断上升，加之农业容易“谷贱伤农”，农户逐渐选择资本替代劳动，忽视了对农业用地的管理，造成农业用地肥力供求失衡(陈志刚 等，2010)。可见，在新型城镇化建设不断推进的过程中，农业用地的有限性与经济增长和新型城镇化建设的矛盾日益突出。虚拟耕地资源立足经济社会发展的全新角度，深度融合全球要素分工，从问题本身之外找寻应对措施，引入市场机制来优化资源配置，为缓解新型城镇化建设和耕地资源有限性的矛盾提供了一种新的思路。王云凤等(2015)认为虚拟耕地资源进口战略可以替换出农业用地，将节约下来的土地资源转向单位用地产值较高的建设用地和生态用地，这样不仅能够获得更大的经济效应，还可以促进新型城镇化建设以及经济、社会和生态的可持续发展。

为了进一步研究新型城镇化进程中虚拟耕地资源的“尾效”效应，需要建立新型城镇化与经济增长之间的关联方程。事实上，新型城镇化与经济增长之间存在辩证统一的关系：一方面经济增长是新型城镇化发展的基础，另一方面新型城镇化是经济增长的转换过程，二者相辅相成又相互制约(Chen et al.，2014)。由于中国新型城镇化发展模式具有独特性和复杂性，对于二者之间关系的研究结论存在诸多分歧，但是二者关系密切是不容置疑的，例如周一星(1995)指出城市化水平与经济增长存在显著的半对数曲线关系。综上分析，新型城镇化与经济增长之间的关系可以写成如下公式：

u=θ+ϑln y+ε

(11)

y=ϖee

(12)

对式(12)进行求导和变形，并将其代入式(8)，可以得到：

(13)

根据以上原理和假设，可以得出新型城镇化进程中虚拟耕地资源“尾效”：

(14)

由式(14)可以看出，新型城镇化进程中虚拟耕地资源“尾效”与虚拟耕地资源弹性、劳动力增长率正相关，与虚拟耕地资源增长率负相关，并随着资本弹性的增大而增大，随着新型城镇化对人均国内生产总值弹性的增加而减少。

三、数据来源、处理及检验

(一)数据来源及处理

为了有效测算新型城镇化进程中我国主要农产品虚拟耕地资源的“尾效”效应，同时考虑到数据的科学性、可得性和一致性，选取2002—2019年我国31个省份的面板数据作为样本进行实证分析。涉及的农产品根据乌拉圭回合农业协议界定的农产品范围(HS产品口径)选取，包括土地密集型农产品和劳动密集型农产品。由于虚拟耕地资源是依附于产品和服务交易中的耕地资源数量，本文主要选择谷物、棉花、蔬菜、油料、糖料等耕地密集型农产品作为研究对象，并分别从生产者和消费者视角对我国主要农产品虚拟耕地资源进行量化核算。同时，以《中国统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》、国民经济和社会发展统计公报、国研网数据库作为主要数据来源，从中采集2002—2019年我国主要农产品进口量、出口量、产量、播种面积、农业增加值、农业就业人数、农业固定资产投资、城镇化率、人均GDP等相关数据。

虚拟耕地资源出口量和进口量分别通过主要农产品出口量与进口量与单位面积产量之比衡量；产出以农业增加值衡量；劳动以农村就业人数衡量；新型城镇化水平以城市人口占总人口的比重衡量，2000—2001年人口为当年人口普查推算数，其余年份人口为年度人口抽样调查推算数据，2005年起各地区人口数据为常住人口口径；人均产出以人均GDP来衡量，GDP以折算过的不变价格衡量；资本以农村在农业的投资衡量，由于固定资本存量并未有现存的数据，需要对固定资本存量进行估算，普遍采用永续盘存法(张军 等，2004)。假设资本年折旧率为6%，并通过GDP平减指数进行换算，则以后各年的固定资本存量计算的基本公式为K(t)=I(t)+0.94K(t-1)，其中，K(t)表示第t期的固定资本存量，K(t-1)表示第t-1期的固定资本存量，I(t)表示第t期的固定资产形成额。

(二)数据的平稳性及协整检验

传统的面板模型会因数据的非平稳性产生伪回归，所以在建立面板模型之前需要对面板数据的平稳性进行检验。为了避免单一检验方法的局限性和不确定性，本文主要采用LLC检验法、IPS检验法和ADF检验法，对全国及东、中、西部区域的ln Y、ln K、ln L、ln Te、ln Ti、U、ln Pg进行面板单位根检验，结果如表1所示。当对变量进行初始值检验时，三种检验结果均不能完全拒绝存在单位根的原假设，即变量不完全具有平稳性。进一步对变量的一阶差分进行检验，三种检验方法下的变量均在1%的显著水平上通过了检验，拒绝了存在单位根的原假设，说明原始变量一阶差分后的变量具有平稳性，可以认定ln Y、ln K、ln L、ln Te、ln Ti、U、ln Pg通过了面板单位根检验，是一阶单整的序列。

表1 变量的平稳性检验

(续表1)

进一步对变量进行Kao残差协整检验，结果如表2所示。全国及东部、中部、西部区域的ln Y、ln K、ln L、ln Te在5%的显著水平上均通过了检验，说明农业经济增长与资本、劳动、虚拟耕地资源出口之间存在长期均衡关系；ln Y、ln K、ln L、ln Ti在10%的显著水平上均通过了检验，说明农业经济增长与资本、劳动、虚拟耕地资源进口之间存在长期均衡关系；U、ln Pg在5%的显著水平上均通过了检验，说明城镇化水平与人均产出之间存在长期均衡关系。

表2 Kao残差协整检验结果

四、计量结果与分析

(一)生产函数的计量分析

由面板数据平稳性检验和协整检验结果可知，全国及东部、中部、西部区域的ln Y、ln K、ln L、ln Te、ln Ti、U、ln Pg在一阶差分均具有平稳性，且存在长期均衡关系，可以进一步进行面板回归分析。在对全国及东、中、西部地区进行回归分析之前，需要对模型的选择做出判断，模型选择的Hausman检验结果如表3所示。变量之间的关系P值在1%的显著水平上通过了检验，说明采用固定效应要比随机效应更好。

表3 模型选择的Hausman检验

进一步，考察变量之间是否存在自相关性、异方差性和多重共线性。由于本文采用的是短面板数据，时间维度较小，对于扰动项是否存在自相关性无法进行讨论(陈强，2014)。如果变量间不存在任何的相关关系，那么多元回归的用处则不大，且面板数据本身在很大程度上也能够缓解多重共线性。同时，为了避免变量之间存在异方差性，对相关变量进行对数化处理。根据面板数据的固定效应模型，分别对全国及不同区域进行回归分析，可以得到各解释变量的回归参数，具体如表4所示。可以看出，除了中部和西部的虚拟耕地资源出口不显著外，其他解释变量均显著，这与实际经济情况较为吻合，并且模型的可决系数均在90%以上，也进一步说明模型的拟合程度较好。

表4 固定效应模型回归结果

表4列(1)、(4)、(7)、(10)为虚拟耕地资源出口对农业经济增长影响的检验结果。其中，全国及东部、中部、西部的固定资本产出弹性系数分别为0.064、0.395、0.643、0.051，表明农业固定资产投资与农业经济增长之间存在显著的正相关关系；劳动投入产出弹性分别为-1.401、-0.179、-1.357、-1.951，表明劳动力投入与农业经济增长显著负相关，过多地增加劳动力投入反而会阻碍农业经济增长；虚拟耕地资源出口产出弹性分别为-0.120、-0.079、0.038、-0.061，全国及东部地区的虚拟耕地资源出口与农业经济增长显著负相关，中部地区的虚拟耕地资源出口与农业经济增长的正相关关系不显著，西部地区的虚拟耕地资源出口与农业经济增长的负相关关系同样不显著，这可能是因为虚拟耕地资源出口的资源禀赋优势被弱化，资源禀赋劣势凸显的窘境很难摆脱，逆向市场效应逐渐显现(喻美辞 等，2018)。

列(2)、(5)、(8)、(11)为虚拟耕地资源进口对农业经济增长影响的检验结果。其中，全国及东部、中部、西部的固定资本产出弹性系数分别为0.075、1.183、0.482、0.058，这反映出农业经济增长对农业固定资产投入的刚性需求(于扬 等，2019)；劳动投入产出弹性分别为-1.223、-0.454、-1.213、-1.741，这也进一步反映出在新常态背景下，农业生产完全依赖劳动力投入的时代已不适合农业高质量发展的主旋律(宋淑丽 等，2017 )；虚拟耕地资源进口产出弹性分别为0.092、0.144、0.083、0.058，虚拟耕地资源进口显著促进了农业经济增长，这主要得益于农业供给侧结构性改革、“两种市场”和“两种资源”的统筹利用、农业对外开放新格局的构建极大地缓解了国内农业资源环境的压力，保障了国内供给和市场的平稳运行，促进了我国与有关国家双边贸易的有序发展。

列(3)、(6)、(9)、(12)为新型城镇化对经济增长影响的检验结果。新型城镇化对单位产出的弹性分别为0.091、0.082、0.093、0.095，说明新型城镇化的发展与经济增长显著正相关，这一方面可能源于中央政府的顶层设计效应，例如党的十八大报告提出的“走中国特色新型城镇化道路”、2019年政府工作报告提出的“提高新型城镇化质量”都是培育经济新动能的重要经济政策；另一方面经济增长效应、新型城镇化政策改变了传统的城镇化策略，通过集约生产经营和创新驱动，实现了经济由“量”向“质”的平稳过渡。

(二)虚拟耕地资源“尾效”结果分析

新型城镇化进程中虚拟耕地资源“尾效”测算结果见表5。2002—2019年间，全国层面的虚拟耕地资源出口“尾效”及新型城镇化进程中虚拟耕地资源出口“尾效”分别为0.18%和2.02%，表现为“约束”作用。换言之，我国农业经济增长由于虚拟耕地资源出口的影响，平均每年要降低0.18个百分点，新型城镇化进程中的“尾效”更是高达2.02个百分点，这与能源、土地和水资源消耗对经济增长的影响相当。虚拟耕地资源进口“尾效”与新型城镇化进程中的虚拟耕地资源进口“尾效”表现为“促进”作用，分别为-1.34%和-14.84%，这意味着虚拟耕地资源的进口促进我国农业经济增长平均年增长1.34%，新型城镇化进程平均年增长14.84个百分点，这与曹冲等(2019)测算的虚拟耕地资源“尾效”方向较为一致。另外，从农业经济增长方式变化看，我国主要农产品虚拟耕地资源进口和出口对农业经济增长方式的引致程度分别为9.90%和-12.86%，表明我国农业经济增长对虚拟耕地资源进口的依赖程度较强，而对虚拟耕地资源出口的依赖方式较弱，这与实际情况较为一致。从人地矛盾关系看，我国农业就业人口与虚拟耕地资源出口和进口的矛盾关系分别为-1.43%和-13.58%，说明虚拟耕地资源的引入有效缓和了国内农业经济增长过程中的人地矛盾关系。

表5 新型城镇化进程中虚拟耕地资源“尾效”测算结果

从东部地区看，虚拟耕地资源约束效应显著，其大小分别为0.73%、10.62%、8.95%、130.09%。可见，虚拟耕地资源不仅对农业经济增长有影响，对新型城镇化进程的影响更大。由于虚拟耕地资源的限制，虚拟耕地资源进出口每年使得农业经济增长平均下降0.73个百分点和10.62个百分点，使得新型城镇化进程每年平均下降8.95个百分点和130.09个百分点。这意味着虚拟耕地资源的引入不仅未能有效促进东部地区农业经济增长，反而在较大程度上制约了其农业经济增长和新型城镇化建设。这一点，不仅可以从农业经济增长方式的转变体现，还可以从人地矛盾关系反映出来。其中，虚拟耕地资源进出口对农业经济增长的转变方式的引致程度分别为-13.06%和-78.57%，说明东部地区对虚拟耕地资源进出口依赖程度较弱；而人地矛盾关系分别为-5.59%和-13.51%，总体表现较为缓和。

从中部地区看，虚拟耕地资源出口“尾效”和新型城镇化进程中虚拟耕地资源出口“尾效”表现为“约束”作用，分别为0.72%和7.70%；虚拟耕地资源进口“尾效”和新型城镇化进程中虚拟耕地资源进口“尾效”表现为“促进”作用，分别为-2.38%和-25.60%，这与全国的走势较为一致。从经济增长方式来看，中部地区主要农产品虚拟耕地进出口所反映的经济增长方式分别为15.97%和10.51%，而从人地矛盾关系看分别为-14.89%和6.81%，表明中部地区主要农产品虚拟耕地资源进口有助于缓和人地矛盾关系，减轻因耕地资源短缺所造成的人地紧张状况；相反，在耕地资源供求矛盾的情况下，中部地区主要农产品虚拟耕地资源的出口则加剧了人地矛盾关系。

从西部地区看，虚拟耕地资源出口“尾效”和新型城镇化进程中虚拟耕地资源出口“尾效”表现为“约束”作用，分别为0.11%和1.19%，与全国层面方向上保持一致，但明显低于东部地区、中部地区和全国水平。西部地区主要农产品虚拟耕地资源进口“尾效”及对新型城镇化进程“尾效”表现为“促进”作用，分别为-0.97%和-10.27%，“增长红利”不及中部地区和全国水平。此外，虚拟耕地资源进出口对经济增长方式的影响分别为6.19%和-6.42%，表明西部地区的农业经济增长和新型城镇化建设对虚拟耕地资源进口的依赖程度较强，而对虚拟耕地资源出口的依赖程度较弱；而从人地矛盾关系看，西部地区主要农产品虚拟耕地资源进出口所反映的人地矛盾关系分别为-15.71%和-1.75%，人地矛盾关系较为缓和。

五、结论及启示

本文构建了含有固定资产、劳动、虚拟耕地资源等要素在内的“尾效”模型，深入分析了虚拟耕地资源对农业经济增长和新型城镇化进程的影响，研究结论如下：一是资源要素禀赋投入对农业经济增长的影响总体上较为显著。其中，固定资产投入对农业经济增长具有显著的正向作用；劳动力投入对农业经济增长负效应显著；虚拟耕地资源进、出口对农业经济增长的影响呈“两面性”，出口阻碍农业经济增长，进口促进农业经济增长；新型城镇化进程对人均产出具有显著的正效应。二是不同地区的虚拟耕地资源“尾效”整体差异明显。除了东部地区表现为“约束”作用外，其他地区主要农产品虚拟耕地资源出口对农业经济增长和新型城镇化进程均表现为“约束”作用，虚拟耕地资源进口则表现为“促进”作用。三是不同地区的经济增长方式和人地矛盾关系具有不确定性。我国农业经济增长方式对虚拟耕地资源出口的依赖程度较弱，而对虚拟耕地资源进口的依赖程度较强，人地矛盾关系也较为缓和；东部地区的农业经济增长对虚拟耕地资源进出口的依赖程度较弱，人地矛盾关系较为缓和；中部地区农业经济增长对虚拟耕地资源进出口依赖程度较强，而虚拟耕地资源进口能够缓解人地矛盾关系，虚拟耕地资源出口则加剧了人地矛盾关系；西部地区农业经济增长对虚拟耕地资源进口依赖程度较强，对虚拟耕地资源出口依赖较弱，人地矛盾关系较为缓和。

在新型城镇化进程中，我国主要农产品贸易已经达到相当规模，是粮食供给的重要来源，发挥着品种间调剂余缺的功能，这在一定程度上缓解了国内耕地资源压力，保障了粮食安全，促进了新型城镇化进程。基于以上结论，本文得到以下启示：一是试点实施虚拟耕地资源，构建新型耕地资源管理模式。一方面，依托市场资源规模优势、结合农产品虚拟耕地资源比较优势调整农产品贸易策略，降低由结构因素产生的交易成本，实现农业资源的全球化最优配置；另一方面，将虚拟耕地资源纳入国土资源空间规划，明确规划层级和规划体系，优化升级虚拟耕地资源含量高的农产品，整合虚拟耕地资源含量中等的农产品发展，保护好虚拟耕地资源含量低的农产品，推动三者间联调联动发展，进而促使虚拟耕地资源发挥最大替代效应。二是深化农业供给侧改革，缓解耕地资源短缺造成的人地矛盾紧张关系。一方面，提高耕地资源节约和保护意识，充分开发已有耕地资源的功能价值，避免因新型城镇化进程的外部性造成耕地非农化加快，引起人地矛盾；另一方面，深化农业供给侧改革，调整农业产业结构，加大科技在“研发、使用、评价”方面的投入，逐步提高全要素生产率，推进农业经济增长方式由资源要素投入型向技术创新型转变。三是以国内农业大循环为主体，培育多元化的国内国际双循环市场。在稳固传统农业的基础上，积极融入全球价值链，开拓海外市场，在“有效市场”和“有为政府”的前提下，用好“看不见的手”和“看得见的手”，大力发展虚拟耕地资源具有比较优势的农产品贸易，为我国不同区域农业高质量发展找寻相匹配的内源动力和外向拉力。