人口規(guī)模、經(jīng)濟(jì)增長、資源稟賦與虛擬土地進(jìn)口*

唐洪松，汪晶 景守武

(1.新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，烏魯木齊 830052； 2.暨南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，廣東廣州 510000)

0 引言

耕地資源是農(nóng)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)，對保障糧食安全有重要作用。我國人多地少，隨著社會經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，耕地資源緊缺、土地承載能力、環(huán)境質(zhì)量下降等問題日益凸顯，給農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展帶來了巨大壓力和嚴(yán)峻挑戰(zhàn)，如何解決資源短缺與經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人口增長之間的矛盾成為了社會各界關(guān)注的焦點(diǎn)，相關(guān)領(lǐng)域的學(xué)者認(rèn)為通過農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易來實(shí)施虛擬土地進(jìn)口戰(zhàn)略是解決國內(nèi)耕地資源匱乏的有效途徑之一[1-3]， 2014年中央一號文件也提出“積極地利用國際農(nóng)產(chǎn)品市場和農(nóng)業(yè)資源，有效調(diào)劑和補(bǔ)充國內(nèi)糧食供給”的方案來緩解資源環(huán)境的壓力。

21世紀(jì)以來，我國通過農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易進(jìn)口的耕地資源已由695.42萬hm2快速上升至2012年的3 366.00萬hm2，在一定程度上緩解了我國土地資源的壓力[4]； 與此同時，國內(nèi)大型農(nóng)業(yè)企業(yè)也積極“走出去”，在耕地資源豐富的國家進(jìn)行農(nóng)業(yè)投資和技術(shù)輸出，間接地引進(jìn)土地資源，取得了不錯的效果。目前，我國在亞洲(東盟國家)、非洲(莫桑比克、贊比亞等)、大洋洲(澳大利亞)等耕地資源豐富的地區(qū)或國家進(jìn)行農(nóng)業(yè)投資的企業(yè)逐漸增多[5]，截止2013年底，我國境外農(nóng)業(yè)投資企業(yè)數(shù)量高達(dá)433家。我國的育種技術(shù)、節(jié)水灌溉技術(shù)、設(shè)施農(nóng)業(yè)技術(shù)等先進(jìn)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)在中亞、東南亞、非洲等國家得到推廣與應(yīng)用，對提高這些地區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量和保障區(qū)域糧食安全做出了貢獻(xiàn)[6-8]?？梢?，我國實(shí)施虛擬土地戰(zhàn)略的方式逐漸多元化，并取得顯著成效。那么，什么因素引起我國虛擬土地進(jìn)口不斷增長，這些因素又是如何影響虛擬土地進(jìn)口以及在多大程度上影響虛擬土地進(jìn)口，還未見相關(guān)的研究報道。國內(nèi)對于虛擬土地的相關(guān)研究起步較晚，目前還處于初步研究的探索階段，大部分的研究集中在對虛擬土地貿(mào)易及量化方面[9-13]?；诖耍\(yùn)用VAR模型從人口規(guī)模、經(jīng)濟(jì)增長、資源稟賦3個視角出發(fā)，探索性研究我國虛擬土地進(jìn)口驅(qū)動因素以及其作用機(jī)理，不僅可以豐富該研究領(lǐng)域內(nèi)容，而且對科學(xué)實(shí)施虛擬土地戰(zhàn)略有重大而深遠(yuǎn)的意義。

1 研究方法、變量選取與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究方法

線性回歸模型可以解釋變量之間的定量關(guān)系，但無法解釋變量之間是如何相互作用的以及作用強(qiáng)度的大小。VAR模型是一種非結(jié)構(gòu)化模型，即變量之間的關(guān)系并不是以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)的，它是把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后項(xiàng)的函數(shù)來構(gòu)造模型，其一般形式如式(1)。

Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+…+ApYt-p+B0Xt+…+BrXt-r+εt， t=1， 2，…，n

(1)

式(1)中，Yt是k維內(nèi)生變量向量；Yt-i(i=1， 2，…)是滯后內(nèi)生變量向量；Xt-i(i=0， 1， 2，…)是d維外生變量或滯后外生變量；p、r分別是內(nèi)生變量和外生變量的滯后階數(shù)。At是k×k維系數(shù)矩陣，Bt是k×d維系數(shù)矩陣，這些矩陣都是待估計的參數(shù)矩陣。εt是由k維隨機(jī)誤差項(xiàng)構(gòu)成的向量，其元素相互之間可以同期相關(guān)，但不能與各自的滯后項(xiàng)相關(guān)以及不能與模型右邊的變量相關(guān)。在建立VAR模型之后，可以利用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解來分析模型中每個內(nèi)生變量之間的相互影響關(guān)系，以了解變量之間相互作用的動態(tài)特征。

1.2 變量選取

(1)人口規(guī)模。人口變化對農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口的影響體現(xiàn)在兩個方面，一是人口總量變化引起食物消費(fèi)總量增加，二是人口結(jié)構(gòu)變化引起食物消費(fèi)總量和結(jié)構(gòu)發(fā)生變化[14]。事實(shí)上人口數(shù)量決定了市場容量，人口規(guī)模越大，對農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)量就越大，農(nóng)產(chǎn)品的供給量就越大，進(jìn)而影響虛擬土地進(jìn)口[11]。選擇人口總數(shù)作為一個地區(qū)或國家人口規(guī)模的量化指標(biāo)，記為P。

(2)經(jīng)濟(jì)增長。Turton[15]、Workl Water Council[16]研究報道稱，虛擬水戰(zhàn)略的實(shí)施要考慮該國的經(jīng)濟(jì)實(shí)力，經(jīng)濟(jì)強(qiáng)弱直接決定該國在國際上的地位以及掌握農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易話語權(quán)的能力。耕地資源與水資源一樣，作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)最基本的戰(zhàn)略性資源，同樣受到區(qū)域經(jīng)濟(jì)實(shí)力的影響。按照消費(fèi)價值理論，居民收入增加是改變消費(fèi)行為的直接驅(qū)動力，隨著居民收入的增加，將提高對農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)量，進(jìn)而影響虛擬土地進(jìn)口。選擇人均GDP來反映一個地區(qū)或國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)力的量化指標(biāo)，記為PGDP。

(3)資源稟賦。要素稟賦差異是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易重要的驅(qū)動因素[17]。虛擬土地貿(mào)易的產(chǎn)生取決于區(qū)域耕地資源的稟賦程度，尤其對于糧食、棉花、油料及糖料等土地密集型農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易而言，耕地資源的比較優(yōu)勢是影響其貿(mào)易的關(guān)鍵因素。選擇人均耕地面積來體現(xiàn)資源稟賦程度的量化指標(biāo)，記為PC。

(4)虛擬土地進(jìn)口。一個地區(qū)或國家虛擬土地進(jìn)口量的計算公式可表達(dá)為：

VLE=Σ(Pi-Qi)/Xi

(2)

式(2)中，VLE為虛擬土地進(jìn)口量，Pi為第i類農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口量，Qi為i類農(nóng)產(chǎn)品出口量，Xi表示第i類農(nóng)產(chǎn)品單產(chǎn)。計算結(jié)果顯示*土地密集型農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)對耕地資源的需求量大，所以測算的虛擬土地資源包括：糧食(水稻、玉米、小麥、大麥)、棉花(未梳棉、已梳棉)、油料(大豆、油葵、花生、油菜籽)、糖料(甘蔗、甜菜)四大類土地密集型農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中隱含的耕地資源：我國虛擬土地進(jìn)口量在1992～2014年期間呈現(xiàn)出“波動緩慢增長(1992～2002年)—平穩(wěn)快速增長(2003～2014年)”兩個增長階段，上升態(tài)勢很明顯，增長速度較快，進(jìn)口量由1992年的401.05萬hm2波動增加到2014年的4 176.00萬hm2，年均漲幅11.24%(表1)。

1.3 數(shù)據(jù)來源

人口總數(shù)、人均GDP、糧食單產(chǎn)、棉花單產(chǎn)、油料單產(chǎn)、糖料單產(chǎn)的數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》； 耕地面積的數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國國土資源公報》； 糧食、棉花、油料及糖料進(jìn)出口量的數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。利用軟件Eviews7.2完成實(shí)證分析的計算過程。

2 實(shí)證分析

2.1 單位根檢驗(yàn)

對VLE、P、PDGP、PCL時間序列做對數(shù)處理，消除時間序列可能存在的異方差，處理后的數(shù)據(jù)分別記為LNVLE、LNP、LNPDGP、LNPCL，然后進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示：LNVL、LNP和LNPCL在5%顯著水平通過檢驗(yàn)，LNPDGP在10%顯著水平上通過檢驗(yàn)，拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為原時間序列不存在單位根，時間序列滿足平穩(wěn)性條件，可以構(gòu)建VAR模型。

2.2 Granger因果檢驗(yàn)

Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的原假設(shè)是“X不是引起Y變化的Granger原因”，用來確定變量之間是否存在因果關(guān)系及影響方向，檢驗(yàn)結(jié)果(表3)顯示：LNP、LNPGDP以及LNPCL是引起LNVLE的格蘭杰原因，且通過1%顯著水平檢驗(yàn)，表明，我國人口擴(kuò)張、經(jīng)濟(jì)增長以及耕地資源的短缺是導(dǎo)致我國虛擬土地進(jìn)口量增加的驅(qū)動因素。LNVLE不是引起LNP、LNPCL的格蘭杰原因，但LNVLE是引起LNPGDP的格蘭杰原因，通過5%顯著水平檢驗(yàn)，表明，虛擬土地進(jìn)口在一定程度上帶動了我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展，其原因是虛擬土地進(jìn)口可以在很大程度上節(jié)約國內(nèi)的要素資源，利用這些要素資源投入到二、三產(chǎn)業(yè)中，而二、三產(chǎn)業(yè)對于經(jīng)濟(jì)的拉動往往遠(yuǎn)高于農(nóng)業(yè)部門。

表1 1992～2014年我國凈進(jìn)口的虛擬土地資源 萬hm 2

表2 LNVEL、LNP、LNPGDP、LNPCL單位根檢驗(yàn)

變量ADF值概率值P5%臨界值10%臨界值檢驗(yàn)結(jié)果LNVL-4.0356400.0228-3.632896-3.254671平穩(wěn)LNP-3.9780310.0265-3.644963-3.261452平穩(wěn)LNPDGP-3.2918860.0976-3.673616-3.270364平穩(wěn)LNPCL-4.2875550.0160-3.673616-3.277364平穩(wěn)

表3 LNP、LNPGDP、LNPCL與LNVLE的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

原假設(shè)統(tǒng)計值F概率值P滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)論LNP不是引起LNVLE的格蘭杰原因16.1615*0.00071拒絕原假設(shè)LNPGDP不是引起LNVLE的格蘭杰原因8.4866*0.00891拒絕原假設(shè)LNPCL不是引起LNVLE的格蘭杰原因10.9204*0.00371拒絕原假設(shè)LNVLE不是引起LNP的格蘭杰原因0.59830.44881接受原假設(shè)LNVLE不是引起LNPGDP的格蘭杰原因6.4417**0.02011拒絕原假設(shè)LNVLE不是引起LNPCL的格蘭杰原因0.18450.67241接受原假設(shè) 注:*和**分別表示在5%和1%顯著水平下通過檢驗(yàn)

2.3 VAR模型建立

先建立VAR模型初步判斷變量是否適合做脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析。經(jīng)過多次試驗(yàn)和模擬最終將各變量滯后階數(shù)定為二期，得到下面的VAR模型估計方程。

R2=(0.970 2 0.999 9 0.979 1 0.998 5)

F=(48.966 2 149.344 9 70.304 9 980.548 5)

計算結(jié)果顯示：方程均通過了F檢驗(yàn)，擬合優(yōu)度R2接近于1，各變量的T檢驗(yàn)值大部分通過了檢驗(yàn)，僅有少數(shù)T檢驗(yàn)值不顯著，整體上說明模型擬合結(jié)果較好。LNVLE與LNPGDP、LNP、LNVLE的回歸方程殘差之間的相關(guān)系數(shù)均較小，表明方程的殘差之間的自相關(guān)性較小，滿足假設(shè)條件。VAR模型的AR特征多項(xiàng)式根的模都小于1，判斷出所估計的VAR模型滿足穩(wěn)定性條件，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析與方差分解分析。

2.3.1 脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)可以反映出VAR模型中每個內(nèi)生變量對其他內(nèi)生變量擾動做出的反應(yīng)，從而了解各變量之間相互影響的動態(tài)特征。這里著重分析LNP、LNPCL、LNPGDP擾動對LNVLE的影響。

圖1反映出：LNVLE對其自身一個標(biāo)準(zhǔn)信息立即做出了響應(yīng)，在第1期這種沖擊力度很小，之后這種沖擊對LNVLE的影響有波動增強(qiáng)的趨勢且為正向，持續(xù)時間較長，表明虛擬土地進(jìn)口前期的累積效應(yīng)對后期有一定的促進(jìn)作用。

圖2反映出：LNVLE對LNP擾動并沒有立即做出響應(yīng)，直到第5期才有較弱的響應(yīng)，大約在0.001 2，之后這種沖擊呈不斷增強(qiáng)的趨勢且為正向，在第20期大約為0.018 2。表明，在短期內(nèi)人口對虛擬土地進(jìn)口的影響不顯著，從長期來看，人口對虛擬土地進(jìn)口的驅(qū)動作用不斷增強(qiáng)，且影響力度的持續(xù)時間較長。說明，在初期人口增長并沒有促進(jìn)我國虛擬土地進(jìn)口增長，但由于我國人口基數(shù)大，人口的繼續(xù)增長在一定程度上會促進(jìn)虛擬土地進(jìn)口。

圖3反映出：LNVLE對LNPGDP擾動并沒有立即做出響應(yīng)，但比對人口擾動做出響應(yīng)的速度快，到第3期才有較弱的響應(yīng)，之后這種沖擊力度呈不斷增強(qiáng)的趨勢且為正向，在第20期大約為0.837 5。表明在短期內(nèi)，人均GDP對虛擬土地進(jìn)口的作用不顯著，從長期來看，人均GDP對虛擬土地進(jìn)口的作用不斷增強(qiáng)，且影響力度的持續(xù)時間較長。一方面我國人均GDP的上升會增加國民的消費(fèi)水平，提高對農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)量，促進(jìn)虛擬土地進(jìn)口； 另一方面，我國經(jīng)濟(jì)實(shí)力不斷增強(qiáng)提升了國家外匯儲備能力，進(jìn)一步增強(qiáng)了購買虛擬土地的實(shí)力，也在一定程度上促進(jìn)了虛擬土地進(jìn)口。

圖4反映出：LNVLE對LNPCL擾動立即做出了極弱的響應(yīng)，比對LNP和LNPGDP做出響應(yīng)的時間要短很多。在第2期后，這種沖擊力度對虛擬土地進(jìn)口的影響有波動增強(qiáng)的趨勢且為負(fù)向，在第20期大約為0.301 3。表明人均耕地面積對虛擬土地進(jìn)口一直存在負(fù)向驅(qū)動作用，這種作用有波動增強(qiáng)的態(tài)勢，且影響力度的持續(xù)時間較長。我國人口將會繼續(xù)增長，人地矛盾會進(jìn)一步加劇，人均耕地面積擁有量會繼續(xù)減少，耕地資源短缺將成為我國農(nóng)業(yè)發(fā)展面臨的一個常態(tài)問題，可判斷出人均耕地面積的不斷減少會繼續(xù)促進(jìn)虛擬土地進(jìn)口的不斷攀升。

圖1 LNVLE對自身擾動的響應(yīng) 圖2 LNVLE對LNP擾動的響應(yīng)

圖3 LNVLE對LNPGDP擾動的響應(yīng) 圖4 LNVLE對LNPCL擾動的響應(yīng)

圖5 變量LNVLE方差分解結(jié)果注：以第5期為例，從上到下的曲線依次為LNVLE、LNPCL、LNPGDP、LNP

2.3.2 方差分解

方差分解可以分析每個信息擾動對內(nèi)生變量的貢獻(xiàn)度，從而了解各信息對VAR模型內(nèi)生變量的相對重要程度。這里著重分析LNP、LNPCL、LNPGDP擾動對LNVLE的貢獻(xiàn)度。

由圖5可以看到：在初期，LNVLE預(yù)測方差全部是由LNVLE自身擾動所引起的，但隨著預(yù)測期的推移，LNP、LNPCL、LNPGDP擾動將對LNVLE預(yù)測方差產(chǎn)生不同程度的影響。在第2期，LNVLE預(yù)測方差有5.96%的部分是由LNP擾動引起的，有6.67%的部分是由LNPCL擾動引起的，有15.48%的部分是由LNPGDP擾動引起的，有71.89%是由LNVLE自身擾動引起的。之后，在第30期，LNVLE分解結(jié)果趨于平穩(wěn)，LNP擾動對LNVLE的貢獻(xiàn)度上升至9.22%，LNPCL擾動對LNVLE的貢獻(xiàn)度上升至51.73%，上升速度很快； 而LNVLE擾動對自身的貢獻(xiàn)率下降至35.43%，LNPGDP擾動對LNVLE的貢獻(xiàn)率下降至3.63%，下降趨勢明顯。

進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)：在預(yù)測期前期，虛擬土地進(jìn)口增長主要受到人均GDP擾動和其自身擾動的影響，自身擾動影響占主導(dǎo)地位； 在預(yù)測期后期，虛擬土地進(jìn)口的增長主要受到人均耕地面積擾動和其自身擾動的影響，人均耕地面積擾動影響占主導(dǎo)地位。在整個預(yù)測期內(nèi)，人均GDP擾動對虛擬土地進(jìn)口增長的貢獻(xiàn)作用小，貢獻(xiàn)率下降趨勢明顯； 人口擾動對虛擬土地進(jìn)口增長的貢獻(xiàn)作用也較小，貢獻(xiàn)率增長速度很慢； 人均耕地面積擾動對虛擬土地進(jìn)口增長的貢獻(xiàn)作用大，貢獻(xiàn)率增長速度較快。人口擾動、人均GDP擾動以及人均耕地面積擾動對虛擬土地進(jìn)口增長的貢獻(xiàn)率及變化趨勢表現(xiàn)出截然不同的特征，原因可能有以下幾點(diǎn)。

(1)雖然我國人口將繼續(xù)保持增長，但在未來一段時間內(nèi)增長速度將會大大放緩，所以在預(yù)測期內(nèi)人口擾動對虛擬土地進(jìn)口增長的貢獻(xiàn)作用不是很大，且上升速度較慢。

(2)在預(yù)測期初期，我國居民剛步入小康社會，居民收入增加的大部分會用來改善生活質(zhì)量，增加農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)量，進(jìn)而人均GDP擾動在初期對虛擬土地進(jìn)口增長的貢獻(xiàn)度稍大，有短暫的上升態(tài)勢，但隨著預(yù)測期的不斷延長，居民收入進(jìn)一步大幅度上升，此時，居民收入增加的相當(dāng)一部分將轉(zhuǎn)移到非農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)上，如旅游、體育、娛樂等，而使得人均GDP擾動在后期對虛擬土地進(jìn)口增長的貢獻(xiàn)作用表現(xiàn)出不斷下降的特征。

(3)我國工業(yè)化和城市化進(jìn)程的速度會不斷加快，建設(shè)用地需求量大幅度增加，一部分將占用農(nóng)用地來滿足其需求。在未來相當(dāng)長的一段時間內(nèi)，耕地資源會越來越緊缺，人均耕地面積擾動將成為影響虛擬土地進(jìn)口增長的主導(dǎo)因素，使得人均耕地面積擾動對虛擬土地進(jìn)口增長的貢獻(xiàn)作用大，影響時間長，且貢獻(xiàn)率呈快速上升趨勢。

3 結(jié)論與政策啟示

3.1 結(jié)論

通過建立VAR模型，對我國人口規(guī)模、經(jīng)濟(jì)增長、資源稟賦與虛擬土地進(jìn)口的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明：我國人口規(guī)模擴(kuò)張、經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展以及耕地面積銳減是我國虛擬土地進(jìn)口持續(xù)增長的驅(qū)動因素，三者對虛擬土地進(jìn)口增長的驅(qū)動作用持續(xù)時間較長，而且人口和人均耕地面積對虛擬土地進(jìn)口增長的貢獻(xiàn)率呈不斷增強(qiáng)的趨勢，人均耕地面積對虛擬土地進(jìn)口增長貢獻(xiàn)率的貢獻(xiàn)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于人口，但人均GDP對虛擬土地進(jìn)口增加的貢獻(xiàn)率呈不斷下降的趨勢。通過實(shí)證，得到結(jié)論：在未來一段時間內(nèi)，雖然我國人口和人均GDP將繼續(xù)保持雙增長，但對促進(jìn)虛擬土地進(jìn)口增長的貢獻(xiàn)率較小，而人均耕地面積的不斷減少對虛擬土地進(jìn)口增長的貢獻(xiàn)作用大，且貢獻(xiàn)率有不斷上升的趨勢，耕地資源緊缺將成為我國虛擬土地進(jìn)口不斷攀升的主要影響因素，如何有效保護(hù)和利用耕地資源將是我國農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展面臨的現(xiàn)實(shí)問題。

3.2 政策啟示

該文的分析結(jié)果和結(jié)論符合我國的現(xiàn)實(shí)情況，不管從短期還是長期來看，我國人多地少的現(xiàn)實(shí)難以改變，人增地減的趨勢難以扭轉(zhuǎn)，資源短缺、地區(qū)分布不均衡的形勢更加嚴(yán)峻。

同時，在我國農(nóng)業(yè)比較優(yōu)勢減弱、消費(fèi)需求剛性增長和耕地資源約束三重壓力增大的情況下，虛擬土地進(jìn)口量持續(xù)上升的趨勢和可能性很明顯，如何科學(xué)制定和實(shí)施虛擬土地戰(zhàn)略顯得尤為重要，合理利用“兩個市場”和“兩種資源”依然是未來解決我國耕地資源緊缺的主要舉措。

一方面，充分考慮國內(nèi)情況。(1)保障耕地數(shù)量和質(zhì)量。加大耕地保護(hù)力度，嚴(yán)格執(zhí)行基本農(nóng)田保護(hù)及耕地占補(bǔ)平衡等政策，加強(qiáng)農(nóng)村土地整理、積極開展工礦廢棄地復(fù)耕、合理開發(fā)宜耕后備土地以有效增加耕地面積； 同時要改造中低產(chǎn)農(nóng)田，大力開展農(nóng)田水利建設(shè)和水土保持工程建設(shè)以提高耕地質(zhì)量。(2)優(yōu)化資源空間配置結(jié)構(gòu)。雖然土地資源的固定性決定了其無法像水資源、能源那樣可以進(jìn)行實(shí)體的調(diào)度(如南水北調(diào)工程、西氣東輸工程等)，但可以合理利用國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品市場資源配置的調(diào)劑作用，間接地促進(jìn)土地資源由豐富的省市向貧乏的省市流動(如北糧南運(yùn)工程)，最終實(shí)現(xiàn)耕地資源在國內(nèi)省際的相對動態(tài)平衡。

另一方面，積極利用國際市場。(1)合理進(jìn)口非糧土地密集型農(nóng)產(chǎn)品。在保證糧食基本供給率的基礎(chǔ)上，適當(dāng)進(jìn)口棉花、油料、糖料等非糧土地密集型農(nóng)產(chǎn)品來調(diào)劑國內(nèi)市場，為農(nóng)業(yè)戰(zhàn)略性結(jié)構(gòu)調(diào)整、保障糧食安全提供空間和余地。(2)繼續(xù)實(shí)施農(nóng)業(yè)“走出去”戰(zhàn)略。一是在耕地資源豐富的國家(如哈薩克斯坦、澳大利亞以及非洲等土地資源豐富的國家或地區(qū))進(jìn)行農(nóng)業(yè)投資。借力“一帶一路”戰(zhàn)略，繼續(xù)大力支持具有國際競爭力的糧棉油大型企業(yè)，在海外建立棉花、油料等重要戰(zhàn)略物資的生產(chǎn)基地，利用國際上的水、土資源生產(chǎn)農(nóng)產(chǎn)品，同時加強(qiáng)與投資國高層的協(xié)商工作，使得我國企業(yè)在投資國生產(chǎn)的農(nóng)產(chǎn)品可以通過合法合理的途徑運(yùn)回國內(nèi)，以滿足國內(nèi)市場的消費(fèi)需求； 二是農(nóng)業(yè)技術(shù)輸出。輸出先進(jìn)的農(nóng)業(yè)技術(shù)(農(nóng)作物良種育種技術(shù)、節(jié)水灌溉技術(shù)、土壤改良技術(shù)等)到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平較低的國家或地區(qū)，如非洲、中亞等國家，提高當(dāng)?shù)剞r(nóng)產(chǎn)品單位面積的產(chǎn)量，當(dāng)?shù)丶Z食安全得到保障后，會促使更多的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)入國際市場，為我國虛擬土地進(jìn)口提供更多機(jī)會，促使國際上的土地資源合理向我國流動。

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