我國農業發展的影響因素研究

摘 要：當前我國農業生產不斷取得新的突破，但糧食供求局面偏緊，近兩年糧食進口大幅增加，糧食對外依存度提高。同時，傳統的勞動密集型農業生產方式粗放，農民收入不高，導致農民放棄農業生產而轉向進入城市，農業勞動力正在逐漸減少，農村出現“空心化”現象。隨著農業勞動力的減少，我國農業生產將面臨勞動力短缺的局面，糧食安全將面臨嚴峻的問題，解決這個問題的途徑是減少農業對勞動力的依存度，發展技術密集型和投入密集型的現代農業。在這個背景下，本文在不考慮勞動力要素的情況下，研究了代表農業生產資料和農業綜合技術水平要素的農業機械化、農業水利建設和化肥使用三個非勞動力要素與我國農業生產之間的量化關系。

關鍵詞：柯布-道格拉斯生產函數；協整檢驗；勞動力短缺；非勞動力要素；農業發展

中圖分類號：F320.3 文獻標識碼：A 文章編號：1003-9031（2014）05-0083-06 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2014.05.18

一、引言

我國作為世界人口最多的國家，農業生產對于支持我國社會經濟發展作用至關重要，其中糧食供應問題更是關乎到民生社稷的重中之重。通常，在國內供給不足的情況下，國家會通過進口的方式滿足國內糧食需求。我國在糧食進口上一直采取較為保守的政策，在2011年以前我國僅允許進口少量的優質大米和小麥，玉米進口量近乎為零。然而，情況在2011年以后發生了變化。國務院發展研究中心的統計數據顯示，截至2012年11月，我國對三大谷物（稻谷、玉米、小麥）的凈進口量已達到940.4萬噸，三大主糧全部出現凈進口，而且進口均出現大幅增長。僅2012年上半年我國糧食進口就達4085萬噸，比上年增長41.2%，增長主要來自于玉米、小麥等谷物的大幅進口，其中玉米進口240.54萬噸，比上年增長6535.2%。這和2012年糧食增產量1836萬噸相比已十分可觀，盡管口糧進口量占國內生產量不足2%，但新增供給已經越來越難以滿足新增需求，這也意味著未來中國糧食對外依存度將逐步上升。2011年，我國進口大豆數量達5264萬噸，2012年大豆進口量約為6000萬噸，我國大豆對外依存度過高的負面影響早已凸顯。隨著玉米和小麥進口的大幅增加，對外依存度上升的風險進一步提高。

進口糧食大增將直接損害農民的利益，會進一步打擊農民種糧的積極性，形成我國糧食對外依賴的惡性循環。此外，在工業化、城鎮化加快的情況下，占地過多過快問題日益突出，不僅影響農村穩定，而且影響農業生產，威脅糧食安全。在耕地被占用的同時，收益過低也可能迫使農民將耕地轉作他用。在農業生產成本快速增長、農業生產資料價格持續攀升、農業土地租金和融資成本不斷上漲的大背景下，農業比較效益持續下降。

值得擔憂的是，城鎮化背景下的農村勞動力正在迅速縮減，大量農村剩余勞動力轉出，農業勞動力呈現老齡化、女性化及“空心化”趨勢，導致農業經營方式粗放型，對我國農業生產帶來了極大影響。客觀來看，農村空心化的加速蔓延是市場機制配置資源的直接體現，是我國現代化的必然結果，但也應看到，農村空心化給我國現代農業發展帶來了空前挑戰，其最嚴重的后果是“農民荒”的逐漸顯現。隨著農村勞動力的轉出，農業生產將逐漸面臨后繼無人的嚴峻局面，農村勞動力的缺乏將對我國農業可持續發展和糧食安全帶來了嚴重挑戰。

在經濟領域中著名的柯布—道格拉斯生產函數模型中，決定工業系統發展水平的要素是投入的勞動力數、固定資產和綜合技術水平。這一模型同樣適用于農業生產系統，即可以通過增加勞動力數，增加農業生產資料和改進農業綜合技術水平的方式提高農業生產水平。但當前農業勞動力數量正在縮減，更為可行的方式是增加農業生產資料和改進農業綜合技術水平，如改善土地灌溉水利狀況、增加土壤肥力，提高土地單產，尤其應當提高農業機械化水平，增加農機的使用，提高單位勞動力的生產效率，能夠有效對沖農業勞動力縮減帶來的影響。在這樣的背景下，本文在不考慮勞動力要素的情況下，研究代表農業生產資料和農業綜合技術水平要素的農業機械化、農業水利建設和化肥使用三個要素與我國農業生產之間的量化關系，以為后續的研究和應用提供借鑒。

二、文獻綜述

農業機械化、農業水利建設和化肥的使用這三個生產要素與農業發展水平和農業的生產有著極其密切的關系，前三者發展水平的提高對農業的發展有著極大的推動作用。Turner（2010）從人口城市化角度研究農業機械化對城市化的作用，認為隨著城鎮化進程的推進，農業人口減少，需要不斷提高單位土地面積的生產力，工業技術，特別是機械化，也很大程度上提高了人類勞動生產率，從而實現前所未有的城市人口數量，人口的急劇增長帶來的食物需求也沒有被轉化為對耕地的需求[1]。Ikerd（1993）研究認為農業生產機械化一直是農業產業發展的一個基本戰略，農業產業化能夠實現大規模工業化生產所固有的經濟效率、專業化和常規化[2]。Altieri（1992）研究發現，拉丁美洲政府補貼旨在通過補貼和信貸提高高粱種植的機械化程度，使得種植高粱所需的勞動力少于玉米但產量卻高于玉米，使得個人生產者和大中型生產者獲益[3]。在水利建設問題上，Deng等（2006）認為中國的水資源短缺，特別是在中國的北部和西北部，是非常嚴重的，增加農業用水利用效率是緩解水資源短缺和減少環境問題的重要途徑[4]。對于這類情況，Pretty（2003）認為提高自然資源利用率，尤其是水資源的收集和灌溉調度，可以新增旱地作物或增加新的水灌溉作物，提高種植密度，從而增加農業產量[5]。齊麟（2013）認為，我國作為農業大國，人多地少、水資源短缺、降雨時空分布不均、水旱災害頻繁的基本國情都突出了農田水利基礎設施體系建設在農業基礎設施建設中舉足輕重的地位，農田水利建設，直接關系農業生產特別是糧食生產，直接關系農民增收[6]。就化肥使用對農業產量增長的作用而言，Kelly（2007）列舉了非洲的例子，認為化肥一直對農業生產力的增長影響占了非常重要份額，并引述了相關的研究，發現化肥促進良種高達50%的產量增長，1995年糧農組織指出全球范圍內谷物產量增長的三分之一是使用肥料的結果[7]。高祥照等人（2004）研究了從1981年開始布置的52個10年以上長期肥料定位試驗點的試驗資料統計結果表明，施用化肥對糧食產量的貢獻率全國平均40.8%。全國化肥用量與作物產量兩者之間有著良好的相關性[8]。

三、模型構建與數據說明

（一）模型

根據經典的柯布-道格拉斯生產函數有如下模型：

Y=AK？琢L？茁

其中，Y表示生產總值，A表示技術進步推動因子，K表示固定資產投資，L表示勞動力投入。參照該模型建立農業生產系統模型，考慮本文研究對象的實際需要，不考慮農業勞動力要素，在柯布-道格拉斯生產函數中導入農業機械化、水利建設和化肥使用三個因子與農業發展，本文的農業發展模型可以表述為：

AO=TPAM？琢EIA？茁CF？酌

其中，AO表示農業生產總值，TPAM表示農業機械化水平，EIA表示水利建設量，CF表示化肥使用量。

對上式進行對數化處理后，模型可以進一步變化為：

lnAO=c+？琢lnTPAM+？茁lnEIA+？酌lnCF

本文將以上式模型為基礎，運用經濟計量學技術，構造協整方程和脈沖響應函數等進行分析。

（二）數據

本文選擇的被解釋變量為農業總產值（Agricultural Output，單位億元），以此來衡量農業的發展狀況。而本文的解釋變量有農業機械化、水利建設和化肥使用量。農業機械化程度多使用人均農用機械占有量來衡量，但鑒于農機種類和型號差別難以綜合考量，故用能夠衡量農機使用程度的農用機械總動力（Total Power of Agricultural Machinery，單位萬千瓦）來作為農業機械化程度的替代變量。水利建設采用有效灌溉面積（Effective Irrigation Area，單位千公頃）來衡量水利建設的發展程度，因為有效灌溉面的擴大代表著水利建設的成效。化肥使用量（Fertilizer Use，單位萬噸）直接采用全國化肥施用總量來衡量。除化肥使用量來自《中國統計年鑒》以外，其他變量數據來源于中經網產業數據庫。為配合模型的建立，將所有數據AO、TPAM、EIA和CF取自然對數。在實證過程中，將以TPAM、EIA和CF這三個解釋變量共同對被解釋變量AO進行回歸分析。數據期間為1978年至2012年。

四、實證與分析

（一）平穩性檢驗

由于實際應用中大多數經濟時間序列是非平穩的，直接運用變量的水平值研究經濟變量間的均衡關系容易導致偽回歸的謬誤結論。因此，在利用回歸分析方法討論經濟變量有意義的經濟關系之前，必須對經濟變量時間序列的平穩性進行判斷，檢驗結果見表1。

由表1可知，在顯著性10%水平下，所有變量原序列的ADF統計量均大于t統計量，表示所有變量原序列是非平穩序列。因此，需對其一階差分序列作單位根檢驗。檢驗結果表明，dlnAO、dlnTPAM在顯著性5%的水平下為平穩序列，dlnEIA在10%的水平下為平穩序列，dlnCF在1%的水平下為平穩序列。因此上述序列為一階單整，即I（1），可能存在協整關系，可繼續構造協整方程。

（二）協整檢驗

1987年Engle和Granger提出的協整理論及其方法，為非平穩序列的建模提供了一種有效的途徑。雖然一些經濟變量本身是非平穩序列，如果時間序列為單整性，各變量之間就可能存在長期穩定的均衡關系，這種平穩的線性方程被稱為協整方程，變量之間的長期穩定關系稱為協整關系。關于協整關系的檢驗和估計有許多具體的技術模型，本文采用Johansen極大似然估計法進行估計。在構造協整方程時要確定滯后階數，根據AIC和SC最小原則，由于AIC最小值位于4階，SC最小值位于2階，折中選擇最優滯后階數P為3階；Johansen協整檢驗和滯后的VAR模型的滯后階數應取P-1階，故本文估計過程中的滯后階數取1—2。滯后階數檢驗表見表2，協整檢驗見表3。

從協整檢驗結果可以發現，跡統計量和最大特征根統計量均在5%顯著水平下拒絕了不存在協整關系的零假設，各序列之間至少存在一個協整關系。相應的標準化協整方程為：

ln AO=-27.15+0.41ln TPAM+1.53ln EIA+1.87lnCF

（-3.523） （0.1065） （0.413） （0.0923）（1）

所列協整關系表達式中協整系數下圓括號中的數字為標準誤。式（1）表明，長期來看，農業發展主要受水利建設和化肥使用的影響，農業機械化、水利建設和化肥使用量的彈性系數為0.41、1.53和1.87，即這三個變量每增加1%，農業總產值分別增長0.41%、1.53%和1.87%，三個變量均對農業發展有正向作用。機械化程度的提高對農業發展的推動作用相對偏小，可能與我國農村收入低，機械使用成本高和農業勞動力尚較為充足有關。水利建設和化肥使用的推動作用較強，原因應該在于我國農業以精耕細作和勞動密集型生產方式為主，輔以水利建設和化肥的使用，改良了土壤水肥狀況，更適合農作物生長，能夠較快的提高單產。

（三）誤差修正模型

前面通過協整分析驗證了農業總產值與三個生產要素之間長期穩定的均衡關系，但是短期內各變量之間可能存在失衡關系，為此本文利用向量誤差修正模型來考察各個時間序列間的短期動態關系，擬合誤差修正模型如式（2）所示

lnNAOt-1=0.19+0.34lnTPAMt-1-0.61lnEIAt-1+1.34ln CFt-1

（1.01） （3.69） （1.56） （1.03）

-0.21ECM（-1）

（2.15） （2）

誤差修正項的系數表示各變量向長期均衡的調整速度。如果變量系數在t統計上是顯著的，意味著變量在一個時期里的失衡有多大比例可在下一期里得到修正。從式（2）可以看出，農業總產值的誤差修正項的系數符號為負且在統計上是顯著的，表明在每一個期間里的實際值與長期均衡值的差距約有21%得到修正，說明受到如自然災害、價格波動等短期干擾后能以較快的速度調整到長期均衡的路徑上。

（四）基于VAR模型的脈沖響應函數

脈沖響應函數能夠描述一個內生變量對誤差沖擊的反應，即在隨機誤差項上施加一個標準差大小的新息沖擊后對內生變量的當期值和未來值帶來的影響，由此來判斷變量間的動態關系。通過建立VAR模型，用脈沖函數來刻畫機械化、水利建設和化肥使用對農業總產值的動態影響，同時運用方差分解的方法來確定機械化、水利建設和化肥使用三種生產要素變化對農業總產值變化的貢獻率。

通過圖1中lnTPAM的脈沖響應值軌跡可以看出農業機械化的一個沖擊在第6期會對農業總產值負的影響，響應值約為-0.02，其后第10期開始影響轉為正向，響應值約為0.02，并且這種正向的沖擊將一直持續下去，這說明農業機械化水平的提高會滯后引起農業總產值的變化，這種影響隨著時間推移而穩定持續。在lnEIA的脈沖響應值軌跡中，水利建設在第2期會對農業總產值負的影響，響應值約為-0.015，其后第6期開始轉為正向，響應值約為0.005，之后水利建設的沖擊收斂，水利建設能夠滯后引起農業總產值的變化，這種變化隨著時間推移會收斂趨于平穩。lnCF的脈沖響應函數軌跡顯示化肥的使用一直對農業總產值產生正向沖擊，并在第4期達到最大，響應值約為0.04，之后化肥使用量的沖擊在較長的一段時間內逐漸趨于收斂，表明化肥使用能夠較長時間地對農業總產值的增加產生影響。

（五）方差分解

為了考察各解釋變量對農業總產值的貢獻度，本文引入方差分解分析方法分析機械化、水利建設和化肥使用三種生產要素變化共同作用下對農業總產值變化貢獻率的相對比例。方差分解就是通過將一個變量沖擊的均方誤差分解成各個變量沖擊對內生變量的貢獻度，用于衡量各變量沖擊的相對重要性。方差分解結果如表4所示。

從表4可以發現，在本文所討論的要素和變量范圍中，農業總產值自身的變化解釋了農業總產值增加的大部分，隨著時間地推移，其解釋能力所占的比例從逐漸從95%向71.5%遞減。而三種生產要素對農民農業總產值的影響初期很小，農業機械化水平和化肥使用量的解釋能力在隨后幾期開始逐步增加，農業水利建設的解釋能力較為穩定。農業總產值變動來自農業機械化水平的擾動逐年上升，在長期均衡時機械化水平的沖擊能解釋農業總產值變動的10%；農業水利建設對農業總產值的解釋比例始終維持在1.5%上下，對農業總產值增加的貢獻較小；化肥使用量對農業總產值的擾動在迅速上升后穩定在17%～19%之間，在三個生產要素中解釋能力最強。總體而言，三種生產要素對農業總產值的貢獻隨著時間的推移而增加，貢獻比例最大時能達到近30%。

（六）格蘭杰因果檢驗

以上實證分析表明，機械化、水利建設和化肥使用對農業生產存在數量上的動態關系，但并不明確因果方向和引起變化的方向，為進一步證實結論和確認引起數量變化的方向，采用基于向量自回歸（VAR）模型的格蘭杰因果關系檢驗法進行檢驗，檢驗結果見表5。

由格蘭杰因果檢驗可以看出，農業機械化是造成農業總產值增長的原因；水利建設和農業總產值增長之間存在雙向的促進關系，二者互為因果；化肥使用量不是農業總產值增長的原因，但農業增長是化肥使用量增長的原因，這表示農業總產值的增長單向拉動了化肥使用量的增長。

五、結論與啟示

本文討論了當前我國糧食供求呈現緊張的局面，而在這種局面下又面臨農業勞動力縮減并將逐漸走向短缺的問題，在這樣的背景下通過將工業生產系統中的柯布—道格拉斯生產函數模型應用于農業生產系統，并剔除勞動力數量因素，研究非勞動要素對農業發展的影響。在研究中通過應用經濟計量學方法，構造農業機械化、水利建設和化肥使用三個現代農業生產要素推動農業總產值增長的經濟計量模型，實證分析上述三個生產要素對農業總產值的動態影響。通過協整分析發現，各變量在長期內存在穩定的均衡關系，長期來看，農業發展主要受水利建設和化肥使用的影響，三個變量均對農業發展有正向作用。根據誤差修正模型中的分析可知，農業總產值受到短期干擾后能以較快的速度調整到長期均衡的路徑上。通過對脈沖響應函數的分析可以發現，農業機械化和化肥使用對農業總產值的影響主要體現為長期持續性效應，而水利建設的影響偏小。方差分解的結果表明，三種生產要素在解釋農業總產值變化的相對比例大小排序依次是化肥使用、農業機械化水平和農業水利建設，其中農業水利無論是在長期還是短期內對農業總產值的解釋能力都偏小。而格蘭杰因果檢驗認為，農業機械化和水利建設都是造成農業總產值變化的原因，但化肥使用量不是農業總產值變化的原因，農業總產值的增長單向拉動了化肥使用量的增長。

應當意識到，在當前的背景下，勞動力密集型的產業道路并不是我國農業發展的出路。通過上述分析結果可得到如下啟示：國家應大力發展技術和投入密集型的現代農業，構建集約化、專業化、組織化、社會化相結合的新型農業經營體系。政府要鼓勵和引導社會資本到農村發展適合企業化經營的現代農業，向農村輸入農機、水利、肥料、生物技術和種植技術等現代農業生產要素和經營模式，為大規模專業化生產創造有利條件，增強非勞動力數量要素在農業生產要素在農業生產中的作用，實現傳統農業的勞動密集型向現代農業的技術和投入密集型轉變。

（責任編輯：于明）

參考文獻：

[1]Turner B L， Fischer-Kowalski M. Ester Boserup： An

interdisciplinary visionary relevant for sustainability[J]. Proceedings of the National Academy of Sciences， 2010， 107（51）.

[2]Ikerd J E.The need for a system approach to sustainable

agriculture[J]. Agriculture， Ecosystems Environment， 1993， 46（1）： 147-160.

[3]Altieri M A. Sustainable agricultural development in

Latin America： exploring the possibilities[J]. Agriculture， ecosystems environment， 1992， 39（1）： 1-21.

[4]Deng X P， Shan L， Zhang H，et al. Improving agricultural water use efficiency in arid and semiarid areas of China[J]. Agricultural Water Management， 2006， 80（1）： 23-40.

[5]Pretty J N， Morison J I L， Hine R E. Reducing food

poverty by increasing agricultural sustainability in developing countries[J]. Agriculture， ecosystems environment， 2003， 95（1）： 217-234.

[6]齊麟.當代中國農業基礎設施建設問題研究[D].長春：吉林大學，2013.

[7]Kelly V A， Morris M， Kopicki R J， et al. Fertilizer

use in African agriculture： Lessons learned and good practice guidelines[M]. Washington， DC： World Bank， 2007.

[8]高祥照，馬常寶，杜森.我國農業發展現狀與化肥需求趨勢[A].中國土壤學會第十次全國會員代表大會暨第五屆海峽兩岸土壤肥料學術交流研討會論文集 （面向農業與環境的土壤科學綜述篇），2004.