我國蘋果種植投入產(chǎn)出波動特征及影響因素實證研究

陶 源， 史建民

(山東農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，山東泰安 271018)

?

我國蘋果種植投入產(chǎn)出波動特征及影響因素實證研究

陶 源， 史建民*

(山東農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，山東泰安 271018)

根據(jù)1991～2014年我國蘋果種植投入和產(chǎn)出的年度數(shù)據(jù)，在對蘋果種植投入產(chǎn)出波動特征進行描述性分析的基礎上，選取單位面積產(chǎn)量、農(nóng)藥費、勞動力用工數(shù)量、肥料費等4個變量對蘋果種植投入產(chǎn)出影響因素進行協(xié)整分析。結(jié)果表明：農(nóng)藥費和勞動力用工數(shù)量能夠增加蘋果產(chǎn)量，肥料費則會抑制蘋果產(chǎn)量的增長。對此，提出了建立蘋果產(chǎn)業(yè)投入保障機制，加強勞動力技能培訓，適當加強農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的管理和使用等對策建議。

蘋果投入；蘋果產(chǎn)出；影響因素；協(xié)整分析

蘋果是全球食用最廣泛的、名副其實的世界性水果,栽培遍及全球80多個國家和地區(qū)，其中亞洲、歐洲和美洲是世界蘋果主產(chǎn)區(qū)[1]。同時，蘋果也是我國的第一大水果。特別是近20年來，蘋果產(chǎn)業(yè)飛速發(fā)展，蘋果生產(chǎn)已經(jīng)成為主產(chǎn)區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟的支柱產(chǎn)業(yè)，在出口創(chuàng)匯、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整及增加農(nóng)民收入等方面發(fā)揮了非常重要的作用[2]。2014年我國蘋果種植面積達227.22萬hm2，占果園面積的18.37%，蘋果產(chǎn)量4 092.32萬t，占水果總產(chǎn)量的15.65%。由此可見，蘋果在我國水果產(chǎn)業(yè)中有著舉足輕重的地位。

對于農(nóng)產(chǎn)品投入與產(chǎn)出的影響因素，學者們已取得一定的研究成果。黃季餛等[3]對蔬菜生產(chǎn)和種植結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響因素分別進行了定性分析和定量分析，結(jié)果表明:交通設施完善和市場基礎設施改進是影響農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)性調(diào)整的主要決定因素,現(xiàn)代零售市場的崛起和農(nóng)民組織還沒有對農(nóng)戶的生產(chǎn)結(jié)構(gòu)調(diào)整產(chǎn)生積極有效的推動作用。李彤等[4]運用實地調(diào)查數(shù)據(jù)分析了影響河北省糧食總體生產(chǎn)潛力的主要因素，結(jié)果表明，河北省糧食總體生產(chǎn)潛力的關鍵影響因素是化肥投入，勞動投入并非河北省糧食生產(chǎn)的影響因素，它對糧食生產(chǎn)的貢獻率呈現(xiàn)負增長。楊增旭等[5]選取 1996～2009 年的面板數(shù)據(jù)，以小麥和玉米為例，分析了化肥施用技術效率的影響因素，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，化肥價格、種植規(guī)模、農(nóng)業(yè)技術及農(nóng)民收入水平是影響化肥施用技術效率的主要因素。但目前來說，運用協(xié)整檢驗來分析投入產(chǎn)出影響因素的文獻還較少。鑒于此，筆者在分析全國蘋果種植投入產(chǎn)出波動特征的基礎上，運用協(xié)整檢驗對其影響因素進行實證分析，提出了保證蘋果種植投入與產(chǎn)出合理有效的對策建議。

1　我國蘋果種植投入產(chǎn)出變動特征分析

1.1總投入變動特征分析蘋果總成本包括生產(chǎn)成本和土地成本2個部分。一般來說，生產(chǎn)成本是總成本的主要組成部分，所占比重較大，土地成本所占比重則相對較小。1991～2014年我國蘋果種植總投入構(gòu)成情況見圖1。

由圖1可知，1991～2014年我國蘋果種植單位面積生產(chǎn)成本總體上呈上漲趨勢，特別是2008年以來，增長速度較快，呈直線上升。而土地成本雖然也在上升，但增長較為平緩。1991～2014年我國蘋果種植單位面積生產(chǎn)成本、土地成本占總成本的比重為91.52%和8.48%?？梢姡O果單位面積生產(chǎn)成本占總成本的絕大部分，土地成本平均不足10%。

分階段來看，1991～2000年我國蘋果種植單位面積生產(chǎn)成本占總成本比重平均為87.81%，“十五”(2001～2005年)平均為90.57%，“十一五”(2006～2010年)平均為92.57%，2011～2014年平均為93.15%。土地成本占總成本的比重分別是12.19%、9.43%、7.43%和6.85%。蘋果種植單位面積生產(chǎn)成本占總成本比重“十五”平均比1991～2000年平均增加了2.76%，“十一五”平均比“十五”平均增加了2.00%，2011～2014年平均比“十一五”平均增加了0.58%。相應的，土地成本占總成本的比重“十五”平均比1991～2000年平均下降了2.76%，“十一五”平均比“十五”平均下降了2.00%，2011～2014年平均比“十一五”平均下降了0.58%。從發(fā)展趨勢來看，生產(chǎn)成本占總成本比重逐步擴大，土地成本則趨向縮小。

1.2生產(chǎn)投入變動特征分析蘋果的生產(chǎn)成本由物質(zhì)與服務費用和人工成本2大部分構(gòu)成。1991～2014年我國蘋果種植生產(chǎn)成本構(gòu)成情況見圖2。由圖2可知，1991～2014年我國蘋果種植生產(chǎn)成本平均為28 319.05元/hm2,其中物質(zhì)與服務費用為13 944.72元/hm2，占生產(chǎn)成本的比重為49.24%，人工成本為14 374.33元/hm2，占生產(chǎn)成本的比重為50.76%。由此可知，物質(zhì)與服務費用和人工成本基本持平。但從2005年開始，人工成本呈現(xiàn)出直線上升的趨勢，2014年高達47 802.45元/hm2，占生產(chǎn)成本的62.82%。1991～2014年，雖然蘋果種植中物質(zhì)與服務費用整體上是呈現(xiàn)出上升趨勢，但2009年以來基本上保持不變，并略有下降的趨勢。可見，在未來幾年內(nèi)，蘋果種植中人工成本所占比重將會不斷擴大。

圖1　1991～2014年我國蘋果種植總投入構(gòu)成情況Fig.1　Composition of total input of apple planting in China during 1991-2014

圖2　1991～2014年我國蘋果種植生產(chǎn)成本構(gòu)成情況Fig.2　Composition of input into apple planting and production in China during 1991-2014

1.3主產(chǎn)品單位面積產(chǎn)量變動特征分析由圖3可知，我國蘋果種植主產(chǎn)品單位面積產(chǎn)量總體上呈現(xiàn)出上升的態(tài)勢，由1991年的16 239 kg/hm2上升到2014年的28 146.6 kg/hm2，增加了11 907.6 kg/hm2，平均每年增加496.15 kg。除2002年蘋果單位面積產(chǎn)量存在明顯下降的趨勢外，其余年份產(chǎn)品趨于平穩(wěn)，從2004～2014年上下波動不超過10%，且一直保持在較高水平。分階段來看，全國蘋果種植主產(chǎn)品單位面積產(chǎn)量1991～2000年平均為21 623.4 kg/hm2，“十五”平均為24 399.3 kg/hm2，“十一五”平均為28 381.86 kg/hm2，2011～2014年平均為29 470.48 kg/hm2?！笆濉逼骄?991～2000年平均增長12.84%，“十一五”平均比“十五”平均增長16.32%，2011～2014年平均比“十一五”平均增長3.84%?？梢?，全國蘋果種植主產(chǎn)品單位面積產(chǎn)量增加較為穩(wěn)定。

圖3　1991～2014年我國蘋果種植主產(chǎn)品單位面積產(chǎn)量變動趨勢Fig.3　Changing trend of apple per unit area yield in China during 1991-2014

2　我國蘋果種植影響因素實證分析

2.1研究方法根據(jù)1991～2014年全國蘋果種植統(tǒng)計數(shù)據(jù)，對蘋果種植投入與產(chǎn)出影響因素進行協(xié)整檢驗，進一步分析各要素之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

2.2變量確定與數(shù)據(jù)來源蘋果種植投入要素主要有生產(chǎn)成本和土地成本，生產(chǎn)成本又由物質(zhì)與服務費用和人工成本構(gòu)成。由于在我國現(xiàn)行土地制度和零稅收環(huán)境下，耕地事實上已成為國家給農(nóng)民的社會福利品，具有免費的使用權，這就極大地增加了農(nóng)地流轉(zhuǎn)的難度；目前我國耕地使用權流轉(zhuǎn)市場仍未建立和完善起來，耕地使用權的轉(zhuǎn)讓交易不夠活躍，尚未形成比較公允的市場交易價格；目前官方統(tǒng)計的土地成本數(shù)據(jù)帶有比較濃厚的主觀色彩，數(shù)據(jù)質(zhì)量不夠理想[6]。鑒于此，該研究未將土地成本列入投入與產(chǎn)出的主要影響因素。綜上所述，該研究選取人工成本中的勞動力用工數(shù)量，物質(zhì)與服務費用中的農(nóng)藥費和肥料費作為投入指標，為解釋變量。主產(chǎn)品產(chǎn)量作為產(chǎn)出指標，為被解釋變量。

數(shù)據(jù)均來自1991～2014年《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》。特別說明的是，2004年以來，我國實施新農(nóng)產(chǎn)品成本調(diào)查核算指標體系，為了統(tǒng)一口徑，對1998年版農(nóng)產(chǎn)品成本核算指標均按照“新舊農(nóng)產(chǎn)品成本核算指標轉(zhuǎn)換方法說明”進行了轉(zhuǎn)換。考慮到時間序列數(shù)據(jù)取對數(shù)后可以有效地消除異方差[7]，因此對所以數(shù)據(jù)做對數(shù)化處理后得到主產(chǎn)品產(chǎn)量(OP)、農(nóng)藥費(PC)、勞動力用工數(shù)量(LN)、肥料費(FC)。

2.3結(jié)果分析

2.3.1單位根檢驗?，F(xiàn)代計量經(jīng)濟學研究表明，大多數(shù)時間序列數(shù)據(jù)，尤其是宏觀經(jīng)濟中的時間序列數(shù)據(jù)多是非平穩(wěn)的。為了避免存在偽回歸問題，該研究運用Eviews7.0對各個變量進行ADF單位根檢驗，結(jié)果見表1。各變量的水平序列均為非平穩(wěn)序列，然而，這些序列的一階均是穩(wěn)定的，都是一階單整，均在1%的顯著性水平下通過了平穩(wěn)性檢驗，可以進行協(xié)整檢驗分析。

2.3.2協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗有2種基本方法，一種是Johansen協(xié)整檢驗，另一種是Engle-Granger兩步檢驗法，該研究首先用Johansen協(xié)整檢驗來驗證變量之間是否存在協(xié)整關系。在進行Johansen協(xié)整檢驗工作之前，首先應該要確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，從而合理確定Johansen協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后階數(shù)。按照應選擇盡可能大的滯后階數(shù)的原則,從表2中可看出，F(xiàn)PE、AIC和HQ這3個評價指標全部表明VAR模型的最優(yōu)滯后期均應為3期,從而可以確定Johansen協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后階數(shù)應為2階。

表1　變量的ADF單位根檢驗結(jié)果

注：檢驗形式前兩項“C”和“T”分別代指“含有常數(shù)項”和“含有時間趨勢項”，“0”表示“不含有”；檢驗形式的第三項為滯后階數(shù)；**表示在1%的顯著性水平下通過了平穩(wěn)性檢驗。

Note: The first two terms of test form “C” and “T” stand for “containing constant terms” and “containing time trend terms”; “0” means “not containing”; the third term of test form is lagging order.** means passing the stationary test at 0.01 level.

表2　VAR模型滯后階數(shù)的檢驗結(jié)果

注：*代表從每列標準中選擇出的最優(yōu)滯后階數(shù)。

Note: * stands for the optimal lagging order.

依據(jù)各變量的ADF單位根檢驗的結(jié)果，經(jīng)過一階差分后的變量均是平穩(wěn)的，同時也確定出最優(yōu)滯后階數(shù)。在上述設定的基礎上，可以得到Johansen協(xié)整檢驗的特征根跡檢驗和最大特征值檢驗的結(jié)果(表3～4)。由表3～4可知，OP、PC、LN、FC之間具有協(xié)整關系，即存在長期穩(wěn)定的均衡關系，并且得到3個協(xié)整方程，其中以OP作為被解釋變量的標準化協(xié)整方程為：

OP=0.055 070PC+0.292 277LN-0.210 200FC

(1)

(0.068 57) (0.024 86) (0.044 20)

Log likelihood=102.448 3為了驗證Johansen協(xié)整檢驗得出結(jié)果的可信度，運用Engle-Granger兩步檢驗法對各變量之間的關系進行進一步確認。從協(xié)整理論上講，假設因變量與自變量之間存在協(xié)整關系，那么，因變量就不能被自變量所解釋的部分構(gòu)成的殘差序列應該是平穩(wěn)的[7]。首先用最小二乘法OLS估計OP、PC、LN、FC之間的回歸方程，然后計算出非均衡誤差序列RESID,并檢驗這個序列的單整性，如果RESID為穩(wěn)定序列I(0)，則蘋果種植產(chǎn)量與農(nóng)藥費、勞動力用工數(shù)量和肥料費存在長期穩(wěn)定的均衡關系。檢驗結(jié)果顯示，非均衡誤差序列RESID在1%的顯著性水平下通過了檢驗，為穩(wěn)定序列I(0)，表明著4個變量之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系。

表3　特征根跡檢驗結(jié)果

注：*代表在5%的顯著水平下拒絕原假設。

Note:*means rejecting the null hypothesis as 0.05 level.

表4　最大特征值檢驗結(jié)果

注：*代表在5%的顯著水平下拒絕原假設。

Note:*means rejecting the null hypothesis as 0.05 level.

2.4計量結(jié)果的經(jīng)濟解釋根據(jù)得到的協(xié)整方程(1)，可以得到如下的經(jīng)濟解釋：

第一，在其他影響因素保持不變的情況下，單位面積農(nóng)藥費每提高1個百分點，全國蘋果種植產(chǎn)量會增加0.06個百分點，這代表農(nóng)藥的投入會增加蘋果的產(chǎn)量。但是由于人們對農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量要求日益提高，對農(nóng)藥的施加應該要適度，避免出現(xiàn)2012年令人驚慌的“毒藥袋”事件。

第二，如果其他影響因素穩(wěn)定，單位面積勞動力用工數(shù)量每提高1個百分點，蘋果種植產(chǎn)量會增加0.29個百分點，這在3個因變量中影響系數(shù)是最高的，說明勞動力用工數(shù)量對全國蘋果種植產(chǎn)量有較大的積極的影響。從理論層次來講，蘋果種植本身就是勞動密集型產(chǎn)業(yè)，在蘋果種植過程中多投入勞動力也不會出現(xiàn)產(chǎn)出下降的情況。目前，我國勞動力多由農(nóng)村轉(zhuǎn)向城市，農(nóng)業(yè)種植出現(xiàn)缺乏勞動力的狀況。因此，增加對勞動力的投入對提高產(chǎn)量是積極有效的。

3　對策與建議

為了保證投入與產(chǎn)出的合理有效，應該建立健全蘋果產(chǎn)業(yè)投入保障機制。目前由于我國氣候多樣，受自然災害的沖擊較大，再加上長期以來忽視農(nóng)田水利設施的建設和維護，抵御自然災害的能力較弱，每年都有相當比例和規(guī)模的農(nóng)作物因災減產(chǎn)甚至絕收。因此,通過提高科研水平來增加單產(chǎn)水平,以及通過加強農(nóng)田水利基礎設施建設來增強農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力,從而較大幅度提升單產(chǎn)水平[9]。

加強勞動力技能培訓，增加農(nóng)業(yè)高校和科研所對農(nóng)民的輔導，選派農(nóng)業(yè)專家到城郊或農(nóng)區(qū)進行調(diào)研和指導，免費向農(nóng)民傳授先進的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術，因地制宜開展農(nóng)業(yè)知識學習活動，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者對生產(chǎn)技能與機械化運作和農(nóng)業(yè)科技相結(jié)合的素質(zhì)和能力[10]。積極鼓勵大學生深入基層，從事農(nóng)村農(nóng)業(yè)項目，壯大農(nóng)民隊伍，提高農(nóng)業(yè)科技水平。

要適當?shù)丶訌娹r(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的管理和使用，引領農(nóng)戶適度地施加農(nóng)藥、化肥等生產(chǎn)要素。進一步加強蘋果生產(chǎn)管理和投資管理，努力做到投入要素合理化、有效化，實現(xiàn)產(chǎn)出的最優(yōu)化、最大化。

[1] 劉英杰.中國蘋果產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究[D].北京：中國農(nóng)業(yè)大學,2005.

[2] 楊易,陳瑞劍.中國蘋果生產(chǎn)成本收益現(xiàn)狀與趨勢[J].農(nóng)業(yè)展望,2012(12):29-31，36.

[3] 黃季焜,牛先芳,智華勇,等.蔬菜生產(chǎn)和種植結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響因素分析[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題,2007(7):4-10，110.

[4] 李彤,趙慧峰,劉宇鵬.糧食主產(chǎn)省糧食綜合生產(chǎn)能力影響因素研究：基于河北省168個行政村的調(diào)查[J].江蘇農(nóng)業(yè)科學,2010(4):442-443.

[5] 楊增旭,韓洪云.化肥施用技術效率及影響因素：基于小麥和玉米的實證分析[J].中國農(nóng)業(yè)大學學報,2011(1):140-147.

[6] 孫倩,穆月英.蔬菜價格變動、影響因素及價格預測：以北京市批發(fā)市場為例[J].中國蔬菜,2011(9):9-14.

[7] 李京棟,張吉國.中國小品種農(nóng)產(chǎn)品價格波動特征及其影響因素：基于2005-2014年大蒜價格數(shù)據(jù)的實證分析[J].湖南農(nóng)業(yè)大學學報(社會科學版),2015(4):8-15.

[8] 張懷西,史建民.山東省栽培蘋果的成本與收益[J].落葉果樹,2012(4):17-21.

[9] 李鵬,于淑敏,朱玉春.陜西糧食生產(chǎn)經(jīng)濟效益影響因素分析：以1984-2008年小麥為例[J].陜西農(nóng)業(yè)科學,2011(3):183-186.

[10] 李莉,史建民.城郊與農(nóng)區(qū)蔬菜投入產(chǎn)出效率比較及實證研究[J].廣東農(nóng)業(yè)科學,2014(18):182-187.

Empirical Study on Fluctuation Characteristics and Influencing Factors of Input-Output of Apple Planting in China

TAO Yuan,SHI Jian-min*

(College of Economics and Management,Shandong Agricultural University,Tai’an,Shandong 271018)

According to the annual data of input-output of apple planting in China from 1991 to 2014,the fluctuation characteristics of input-output of apple planting in China were analyzed,and then the influences of per unit area yield,pesticide cost,and quantity of labour force and fertilizer cost on input-output of apple planting were analyzed.The result showed that pesticide cost,quantity of labour force could enhance apple yield,but fertilizer cost would suppress the growth of apple yield.Finally,corresponding suggestions were proposed,such as establishing a safeguard mechanism for apple industry,strengthening training of labor skills,and appropriately reinforcing the management and use of agricultural production data.

Apple input; Apple output; Influencing factors; Co-integration analysis

山東省現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)技術體系創(chuàng)新團隊建設專項(SDAIT-03-022-13)。

陶源(1992- )，女，山東泰安人，碩士研究生，研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟理論與政策研究。*通訊作者，教授，博士生導師，從事農(nóng)業(yè)經(jīng)濟理論與政策研究。

2016-07-03

S -9

A

0517-6611(2016)23-194-04