糧食產(chǎn)量影響因素的實證分析
——以山東省為例

王珺鑫

(山東女子學(xué)院 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，濟(jì)南 250300)

關(guān)于我國糧食生產(chǎn)波動問題，許多學(xué)者進(jìn)行了研究。尹成杰[1]認(rèn)為，糧食生產(chǎn)波動分為一般性波動和超常性波動，應(yīng)當(dāng)客觀認(rèn)識并以平常心對待一般性波動，但要盡量避免超常性波動。陳佑啟[2]、辛良杰等[3]從糧食播種面積變化方面對糧食波動現(xiàn)象進(jìn)行了分析，認(rèn)為除自然因素的影響外，耕地面積和復(fù)種指數(shù)是影響糧食產(chǎn)量變化的重要因素。還有學(xué)者從勞動力數(shù)量、農(nóng)民受教育程度、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力等方面對糧食波動進(jìn)行了分析。郭燕枝[4]通過對我國糧食綜合生產(chǎn)能力影響因素進(jìn)行分析后認(rèn)為，在不同階段對糧食綜合生產(chǎn)能力產(chǎn)生影響的主導(dǎo)因素是不同的，糧食綜合生產(chǎn)能力的提高是一個漸進(jìn)的過程，既涉及耕地、水資源等基礎(chǔ)要素，也涉及資本、技術(shù)、生產(chǎn)者經(jīng)營行為和扶持政策等保障要素。因此，必須采取綜合性措施，建立有利于提高糧食綜合生產(chǎn)能力的長效機(jī)制。熊偉[5]采用模型模擬的方法，基于社會發(fā)展規(guī)劃將未來社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展情景與區(qū)域氣候模型、水資源模型和作物模型相連接，綜合評估和分析未來我國農(nóng)業(yè)水資源、土地利用、氣候變化等要素對糧食生產(chǎn)狀況的影響。從核心文獻(xiàn)的梳理來看，目前對山東省糧食生產(chǎn)的波動周期及影響因素方面的研究尚較為薄弱?；诖?，本文使用時間序列分析山東省糧食生產(chǎn)的波動周期，并運(yùn)用計量分析方法分析影響山東省糧食生產(chǎn)的主要因素，在此基礎(chǔ)上提出促進(jìn)山東省糧食產(chǎn)量持續(xù)穩(wěn)定提高的對策建議。

一、糧食生產(chǎn)投入模型的建立

(一)糧食生產(chǎn)的計量模型構(gòu)建及變量選擇

用于分析投入產(chǎn)出關(guān)系的生產(chǎn)模型主要有四種：柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)(C-D生產(chǎn)函數(shù))、超越生產(chǎn)函數(shù)、超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)和斯皮爾曼生產(chǎn)函數(shù)[6]。本文擬用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)。其基本形式如下：

Y=AKαLβ

(1)

(1)式中Y為產(chǎn)出，K代表投入資本，L表示投入勞動，A為生產(chǎn)效率系數(shù)，α、β分別表示資本與勞動的產(chǎn)出彈性。由于對數(shù)據(jù)取自然對數(shù)不僅可以有效減小或消除異方差，而且具有明顯的經(jīng)濟(jì)意義，因此本文采用擴(kuò)展的C-D生產(chǎn)函數(shù)對數(shù)形式。

糧食產(chǎn)量波動是一系列生產(chǎn)要素發(fā)揮作用的結(jié)果，實踐表明，糧食產(chǎn)量與糧食種植面積、化肥施用總量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力三大物質(zhì)要素的投入最為密切關(guān)聯(lián)[7]。因此，建立如下基本理論模型：

Q=AMαHβDχ

(2)

(2)式中，Q表示糧食總產(chǎn)量，M表示糧食種植面積，H表示化肥施用總量，D表示農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力。對以上各變量取自然對數(shù)，其形式分為LnQ、LnM、LnH、LnD，η為隨機(jī)誤差項。因此得到本文的基本計量模型為：

LnQ=A+αLnM+βLnH+χLnD+η

(3)

(二) 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》(1988—2013)《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》《山東統(tǒng)計年鑒》(1979—2013)。數(shù)據(jù)均為處理后的標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)。具體數(shù)據(jù)見表1。

表1 1978—2012年山東省糧食產(chǎn)量及各影響因素的統(tǒng)計數(shù)據(jù)

(三)變量平穩(wěn)性檢驗

根據(jù)計量經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，只有平穩(wěn)或具有協(xié)整關(guān)系的時間序列數(shù)據(jù)才可以直接進(jìn)行回歸分析，否則易出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，首先應(yīng)對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，檢驗時間序列平穩(wěn)性廣泛采用的方法是單位根檢驗，大部分經(jīng)濟(jì)時間序列非平穩(wěn)的原因是包含單位根，因此可以通過檢驗是否存在單位根來檢驗時間序列過程的穩(wěn)定性，檢驗單位根最常用的方法是擴(kuò)展的迪基—富勒檢驗(ADF)[8]。下面通過計量軟件Eviews采用ADF方法對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果見表2。

表2 ADF檢驗結(jié)果

注：化肥施用總量按折純法計算，檢驗類型中字母含義： C常數(shù)項、T趨勢項和K滯后階數(shù)。

二、山東省糧食產(chǎn)量影響因素的實證分析

(一)糧食產(chǎn)量影響因素的整體性估計

由上述平穩(wěn)性檢驗結(jié)果可以看出，LnQ、LnM、LnH、LnD分別在1%、1%、1%、1%顯著水平拒絕原假設(shè)，不存在單位根，即數(shù)列具有平穩(wěn)性，可以直接進(jìn)行回歸。通過 Eviews 軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，最小二乘法回歸分析的結(jié)果見表3。

表3 1978—2012年山東省糧食總產(chǎn)量影響因素的估計結(jié)果

估計的回歸方程為：

LnQ=-1.70+1.07LnM+0.31LnH+0.18LnD

(4)

結(jié)果表明，可決系數(shù)R2=0.92，F(xiàn)值為115.6178，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于臨界值，方程整體擬合較好，各變量均通過顯著性檢驗。從方程(1)可以看出，糧食種植面積、化肥施用總量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力的系數(shù)均為正，說明糧食種植面積、化肥施用總量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力與糧食總產(chǎn)量呈正相關(guān)關(guān)系。由統(tǒng)計分析結(jié)果可知，糧食種植面積、化肥施用總量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力對糧食總產(chǎn)量增加的貢獻(xiàn)達(dá)到了極顯著水平(P<0.01)。由以上實證分析可得出以下結(jié)論，即播種面積對糧食總產(chǎn)量具有重要影響，前者每增加1個百分點(diǎn)，后者就會增加1.07個百分點(diǎn)；化肥的使用對糧食總產(chǎn)量具有較大的貢獻(xiàn)，化肥施用總量每增加1個百分點(diǎn)，糧食總產(chǎn)量將會增加0.31個百分點(diǎn)；農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力也會影響糧食總產(chǎn)量，前者每增加1個百分點(diǎn)，后者就提高0.18個百分點(diǎn)。這表明，在上述三個因素中對糧食總產(chǎn)量波動的影響：糧食種植面積最大，化肥施用總量次之，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力最小。

(二)糧食產(chǎn)量影響因素的分階段估計

由于選取的被解釋變量即1978—2012年糧食總產(chǎn)量，其時間跨度長達(dá)35年，在此期間糧食產(chǎn)量波動較大，因此，在不同階段，三大主要影響因素的作用有所不同。

根據(jù)山東省糧食產(chǎn)量增減的波動(圖1)，可將山東省1978—2012年這35年的糧食生產(chǎn)歷史分成三個階段：

圖1 1978—2012年山東省糧食產(chǎn)量變動(單位：萬噸)

第一階段：1978—1987年。1987年山東省糧食總產(chǎn)量達(dá)3394萬噸，為改革開放后的第一個糧食產(chǎn)量高峰。這一階段糧食產(chǎn)量增加速度快，增產(chǎn)幅度大，是山東省糧食生產(chǎn)快速增長期。

第二階段：1988—2002年。1987年以后，山東省糧食總產(chǎn)量出現(xiàn)了較大幅度的波動，雖然在1996年糧食產(chǎn)量到達(dá)了新的歷史高點(diǎn)，但到2002年糧食產(chǎn)量又退回到80年代中后期的水平。①這一階段視為山東省糧食生產(chǎn)增長徘徊期。

第三階段：2003—2012年。這一階段山東省糧食持續(xù)十年增產(chǎn)，2012年達(dá)到歷史最高水平，是山東省糧食生產(chǎn)持續(xù)增長期。

1.1978—1987年山東省糧食產(chǎn)量影響因素的估計

通過Eviews軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，估計結(jié)果見表4。

表4 1978—1987年山東省糧食產(chǎn)量影響因素的估計結(jié)果

估計的回歸方程為：

LnQ=0.31LnM+0.17LnH+0.68LnD+3.30

(5)

結(jié)果顯示，可決系數(shù)R2=0.92，F(xiàn)值遠(yuǎn)大于臨界值，方程整體擬合較好，各變量均通過顯著性檢驗。由統(tǒng)計分析結(jié)果可知，糧食種植面積、化肥施用總量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力對糧食總產(chǎn)量增加的貢獻(xiàn)達(dá)到了顯著水平(P<0.05)。以上實證分析結(jié)果表明：這一階段，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力對糧食總產(chǎn)量的影響最大，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力每增加1個百分點(diǎn)，糧食總產(chǎn)量增加0.68個百分點(diǎn)；糧食種植面積對糧食總產(chǎn)量具有較大的貢獻(xiàn)，種植面積每增加1個百分點(diǎn)，糧食總產(chǎn)量增加0.31個百分點(diǎn)；化肥對糧食產(chǎn)量的影響最小，化肥施用總量每增加1個百分點(diǎn)，糧食總產(chǎn)量增加0.17個百分點(diǎn)。

通過表1可以發(fā)現(xiàn)，這一階段糧食種植面積呈小幅減少的趨勢，而化肥的使用總量和農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力大幅增加?；屎娃r(nóng)業(yè)機(jī)械動力的持續(xù)大量投入使糧食單產(chǎn)提高，進(jìn)而使糧食總產(chǎn)量大幅度增加。②

2.1988—2002年山東省糧食產(chǎn)量影響因素的估計

通過 Eviews 軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，估計結(jié)果見表5。

估計結(jié)果顯示，模型的整體擬合程度較好，但LnD未能通過t檢驗，剔除變量LnD后再進(jìn)行回歸分析，最終估計結(jié)果見表6。

表5 1988—2002年山東省糧食產(chǎn)量影響因素的估計結(jié)果

表6 1988—2002年山東省糧食產(chǎn)量影響因素的最終估計結(jié)果

估計的回歸方程為：

LnQ=-1.82+1.20LnM+0.37LnH

(6)

估計結(jié)果顯示，可決系數(shù)R2=0.85，F(xiàn)值大于臨界值，方程整體擬合較好，變量均通過顯著性檢驗。通過該分析結(jié)果可得出以下結(jié)論：這一階段，糧食種植面積對糧食總產(chǎn)量的貢獻(xiàn)最大，面積每增加1個百分點(diǎn)，糧食總產(chǎn)量會增加1.20個百分點(diǎn)；化肥施用總量每增加1個百分點(diǎn)，糧食總產(chǎn)量會增加0.37個百分點(diǎn)。

通過表1的數(shù)據(jù)也可以印證這一點(diǎn)，在這一階段的前十年糧食種植面積一直穩(wěn)定在800萬公頃左右，而化肥的施用量逐年大幅增加。因此，1988—1999年的糧食總產(chǎn)量整體上持續(xù)增長。而在2000、2001、2002三年由于糧食價格的下跌導(dǎo)致糧食種植面積的迅速減少，雖然化肥的施用總量依舊逐年增加，但不能抵消糧食種植面積的迅速減少所帶來的損失，最終使糧食總產(chǎn)量減少。

3.2003—2012年山東糧食生產(chǎn)影響因素的模型估計與計量分析

通過 Eviews軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，估計結(jié)果見表7。

輸出方程得：

LnQ=7.33+0.82LnM+0.50LnH+0.54LnD

(7)

估計結(jié)果顯示，可決系數(shù)R2=0.98，F(xiàn)值遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于臨界值，方程整體擬合較好，糧食種植面積、化肥、農(nóng)業(yè)機(jī)械動力對糧食產(chǎn)量增加的貢獻(xiàn)均達(dá)到了顯著水平(P<0.05)。得到的結(jié)論是：2003—2012年糧食種植面積對糧食產(chǎn)量的影響最大，糧食種植面積每增加1個百分點(diǎn)，糧食總產(chǎn)量就會增加0.82個百分點(diǎn)；農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力重新成為糧食總產(chǎn)量的重要影響因素，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力每增加1個百分點(diǎn)，糧食總產(chǎn)量將會增加0.54個百分點(diǎn)；化肥施用總量對糧食總產(chǎn)量具有較大的貢獻(xiàn)，化肥施用總量每增加1個百分點(diǎn)，糧食總產(chǎn)量將會增加0.50個百分點(diǎn)。

表7 2003—2012年山東省糧食產(chǎn)量影響因素的估計結(jié)果

三、結(jié)論與提高糧食產(chǎn)量的對策建議

本文以山東省為例，對糧食產(chǎn)量波動的影響因素進(jìn)行了實證分析，得到以下結(jié)論：第一，在1978—2012年共35個生產(chǎn)年份中，山東省糧食總產(chǎn)量波動的主要影響因素是糧食種植面積、化肥施用總量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力。就其影響力而言，糧食種植面積最大，化肥施用總量次之，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力最小。第二，在不同階段，對糧食總產(chǎn)量產(chǎn)生影響的三大因素(糧食種植面積、化肥施用總量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力)發(fā)揮的作用存在較大的差異性。在各個階段，糧食種植面積對糧食總產(chǎn)量的貢獻(xiàn)均為最大，但化肥施用總量和農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力發(fā)揮的作用在不同階段則有所不同。1978—1987年，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力的持續(xù)大量投入使糧食總產(chǎn)量大幅度增加；1988—2002年，化肥的施用量逐年大幅增加促進(jìn)糧食總產(chǎn)量持續(xù)增加；2003—2012年農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力和化肥施用總量對糧食總產(chǎn)量增加均有較大貢獻(xiàn)。實證結(jié)果表明，糧食生產(chǎn)受到各種因素的影響，并且表現(xiàn)出不同的階段性特征，因而針對各種影響因素應(yīng)進(jìn)行“對癥下藥”。由此，我們提出以下政策建議。

(一)穩(wěn)定糧食種植面積

在影響糧食產(chǎn)量的因素中，糧食種植面積的影響作用最大。因此，穩(wěn)定糧食種植面積是保證糧食安全的關(guān)鍵因素。一方面政府要做好城鄉(xiāng)土地利用規(guī)劃，嚴(yán)格控制各類非農(nóng)建設(shè)用地，在工業(yè)化、城鎮(zhèn)化建設(shè)過程中，盡量少占、少用耕地，確保十八億畝耕地紅線。同時，應(yīng)調(diào)整、優(yōu)化耕地利用結(jié)構(gòu)，進(jìn)一步提高土地集約利用水平。另一方面要保護(hù)地力，持續(xù)改造中低產(chǎn)田，保證土地的可持續(xù)使用，并且要以提高糧食綜合生產(chǎn)能力為目標(biāo)，繼續(xù)重視和加強(qiáng)農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)；在國家實施的糧食高產(chǎn)創(chuàng)建項目中，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)機(jī)械與農(nóng)藝結(jié)合，進(jìn)一步強(qiáng)化標(biāo)準(zhǔn)化農(nóng)業(yè)節(jié)水節(jié)肥高產(chǎn)示范區(qū)規(guī)范化農(nóng)田建設(shè)，帶動中低產(chǎn)田實現(xiàn)高產(chǎn)高效，保證糧食旱澇保收，保障國家糧食安全。

(二)進(jìn)一步提高化肥施用效率

在大部分時期，化肥施用量與糧食產(chǎn)量呈正相關(guān)關(guān)系，說明通過施用化肥提高糧食產(chǎn)量是必要的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)手段。但是在最近一個時期，化肥的施用總量控制在比較穩(wěn)定的水平，并沒有大幅增加或減少，說明化肥投入后的邊際產(chǎn)量逐步減小并有可能已經(jīng)接近于零?；诳沙掷m(xù)發(fā)展理念，控制化肥施用總量，提高化肥施用效率成為目前和今后農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中值得重視的問題。建議在以后的糧食生產(chǎn)過程中，繼續(xù)控制化肥施用總量，優(yōu)化化肥品種，改進(jìn)化肥施用技術(shù),做到因地制宜，配方施肥，科學(xué)施肥,提高化肥利用率。

(三)加大適用性農(nóng)業(yè)機(jī)械的研制與推廣

通過分析發(fā)現(xiàn)，只有在1978—1987年這一時期，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力對糧食產(chǎn)量的貢獻(xiàn)達(dá)到顯著性水平，其他時期農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力的增加對糧食增產(chǎn)的作用并不是很顯著。究其原因可能是在農(nóng)業(yè)機(jī)械研發(fā)過程中，并沒有與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)做到完全對接；另外，使用農(nóng)業(yè)機(jī)械的主要目的是替代人力，所以對于糧食產(chǎn)量增加的貢獻(xiàn)度并不十分明顯。因此，要進(jìn)一步增加農(nóng)業(yè)機(jī)械方面的研發(fā)投入，加快研制和推廣符合農(nóng)藝要求且可以提高勞動生產(chǎn)率和土地產(chǎn)出率的新型農(nóng)業(yè)機(jī)械。

注釋：

①2002年山東省的糧食總產(chǎn)量比1987年低101萬噸。

②這一階段家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的逐步推行，提高了農(nóng)民生產(chǎn)積極性，糧食生產(chǎn)更加注重精耕細(xì)作，提高了糧食單產(chǎn)。

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