糧食產量影響因素的實證分析
——以山東省為例

王珺鑫

(山東女子學院 經濟學院，濟南 250300)

關于我國糧食生產波動問題，許多學者進行了研究。尹成杰[1]認為，糧食生產波動分為一般性波動和超常性波動，應當客觀認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象進行了分析，認為除自然因素的影響外，耕地面積和復種指數是影響糧食產量變化的重要因素。還有學者從勞動力數量、農民受教育程度、農業機械總動力等方面對糧食波動進行了分析。郭燕枝[4]通過對我國糧食綜合生產能力影響因素進行分析后認為，在不同階段對糧食綜合生產能力產生影響的主導因素是不同的，糧食綜合生產能力的提高是一個漸進的過程，既涉及耕地、水資源等基礎要素，也涉及資本、技術、生產者經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能力的長效機制。熊偉[5]采用模型模擬的方法，基于社會發展規劃將未來社會經濟發展情景與區域氣候模型、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業水資源、土地利用、氣候變化等要素對糧食生產狀況的影響。從核心文獻的梳理來看，目前對山東省糧食生產的波動周期及影響因素方面的研究尚較為薄弱。基于此，本文使用時間序列分析山東省糧食生產的波動周期，并運用計量分析方法分析影響山東省糧食生產的主要因素，在此基礎上提出促進山東省糧食產量持續穩定提高的對策建議。

一、糧食生產投入模型的建立

(一)糧食生產的計量模型構建及變量選擇

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

Y=AKαLβ

(1)

(1)式中Y為產出，K代表投入資本，L表示投入勞動，A為生產效率系數，α、β分別表示資本與勞動的產出彈性。由于對數據取自然對數不僅可以有效減小或消除異方差，而且具有明顯的經濟意義，因此本文采用擴展的C-D生產函數對數形式。

糧食產量波動是一系列生產要素發揮作用的結果，實踐表明，糧食產量與糧食種植面積、化肥施用總量、農業機械總動力三大物質要素的投入最為密切關聯[7]。因此，建立如下基本理論模型：

Q=AMαHβDχ

(2)

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

LnQ=A+αLnM+βLnH+χLnD+η

(3)

(二) 數據來源

本文數據來自《中國農村統計年鑒》(1988—2013)《新中國60年統計資料匯編》《山東統計年鑒》(1979—2013)。數據均為處理后的標準化數據。具體數據見表1。

表1 1978—2012年山東省糧食產量及各影響因素的統計數據

(三)變量平穩性檢驗

根據計量經濟學原理，只有平穩或具有協整關系的時間序列數據才可以直接進行回歸分析，否則易出現偽回歸現象，首先應對數據進行平穩性檢驗，檢驗時間序列平穩性廣泛采用的方法是單位根檢驗，大部分經濟時間序列非平穩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定性，檢驗單位根最常用的方法是擴展的迪基—富勒檢驗(ADF)[8]。下面通過計量軟件Eviews采用ADF方法對各變量進行平穩性檢驗，檢驗結果見表2。

表2 ADF檢驗結果

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

二、山東省糧食產量影響因素的實證分析

(一)糧食產量影響因素的整體性估計

由上述平穩性檢驗結果可以看出，LnQ、LnM、LnH、LnD分別在1%、1%、1%、1%顯著水平拒絕原假設，不存在單位根，即數列具有平穩性，可以直接進行回歸。通過 Eviews 軟件對數據進行處理，最小二乘法回歸分析的結果見表3。

表3 1978—2012年山東省糧食總產量影響因素的估計結果

估計的回歸方程為：

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

(4)

結果表明，可決系數R2=0.92，F值為115.6178，遠遠大于臨界值，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、農業機械總動力的系數均為正，說明糧食種植面積、化肥施用總量、農業機械總動力與糧食總產量呈正相關關系。由統計分析結果可知，糧食種植面積、化肥施用總量、農業機械總動力對糧食總產量增加的貢獻達到了極顯著水平(P<0.01)。由以上實證分析可得出以下結論，即播種面積對糧食總產量具有重要影響，前者每增加1個百分點，后者就會增加1.07個百分點；化肥的使用對糧食總產量具有較大的貢獻，化肥施用總量每增加1個百分點，糧食總產量將會增加0.31個百分點；農業機械總動力也會影響糧食總產量，前者每增加1個百分點，后者就提高0.18個百分點。這表明，在上述三個因素中對糧食總產量波動的影響：糧食種植面積最大，化肥施用總量次之，農業機械總動力最小。

(二)糧食產量影響因素的分階段估計

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

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

圖1 1978—2012年山東省糧食產量變動(單位：萬噸)

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

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

第三階段：2003—2012年。這一階段山東省糧食持續十年增產，2012年達到歷史最高水平，是山東省糧食生產持續增長期。

1.1978—1987年山東省糧食產量影響因素的估計

通過Eviews軟件對數據進行處理，估計結果見表4。

表4 1978—1987年山東省糧食產量影響因素的估計結果

估計的回歸方程為：

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

(5)

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

通過表1可以發現，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業機械總動力大幅增加。化肥和農業機械動力的持續大量投入使糧食單產提高，進而使糧食總產量大幅度增加。②

2.1988—2002年山東省糧食產量影響因素的估計

通過 Eviews 軟件對數據進行處理，估計結果見表5。

估計結果顯示，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后再進行回歸分析，最終估計結果見表6。

表5 1988—2002年山東省糧食產量影響因素的估計結果

表6 1988—2002年山東省糧食產量影響因素的最終估計結果

估計的回歸方程為：

LnQ=-1.82+1.20LnM+0.37LnH

(6)

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

通過表1的數據也可以印證這一點，在這一階段的前十年糧食種植面積一直穩定在800萬公頃左右，而化肥的施用量逐年大幅增加。因此，1988—1999年的糧食總產量整體上持續增長。而在2000、2001、2002三年由于糧食價格的下跌導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，最終使糧食總產量減少。

3.2003—2012年山東糧食生產影響因素的模型估計與計量分析

通過 Eviews軟件對數據進行處理，估計結果見表7。

輸出方程得：

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

(7)

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

表7 2003—2012年山東省糧食產量影響因素的估計結果

三、結論與提高糧食產量的對策建議

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

(一)穩定糧食種植面積

在影響糧食產量的因素中，糧食種植面積的影響作用最大。因此，穩定糧食種植面積是保證糧食安全的關鍵因素。一方面政府要做好城鄉土地利用規劃，嚴格控制各類非農建設用地，在工業化、城鎮化建設過程中，盡量少占、少用耕地，確保十八億畝耕地紅線。同時，應調整、優化耕地利用結構，進一步提高土地集約利用水平。另一方面要保護地力，持續改造中低產田，保證土地的可持續使用，并且要以提高糧食綜合生產能力為目標，繼續重視和加強農田水利設施建設；在國家實施的糧食高產創建項目中，加強農業機械與農藝結合，進一步強化標準化農業節水節肥高產示范區規范化農田建設，帶動中低產田實現高產高效，保證糧食旱澇保收，保障國家糧食安全。

(二)進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量呈正相關關系，說明通過施用化肥提高糧食產量是必要的農業生產手段。但是在最近一個時期，化肥的施用總量控制在比較穩定的水平，并沒有大幅增加或減少，說明化肥投入后的邊際產量逐步減小并有可能已經接近于零。基于可持續發展理念，控制化肥施用總量，提高化肥施用效率成為目前和今后農業生產過程中值得重視的問題。建議在以后的糧食生產過程中，繼續控制化肥施用總量，優化化肥品種，改進化肥施用技術,做到因地制宜，配方施肥，科學施肥,提高化肥利用率。

(三)加大適用性農業機械的研制與推廣

通過分析發現，只有在1978—1987年這一時期，農業機械總動力對糧食產量的貢獻達到顯著性水平，其他時期農業機械總動力的增加對糧食增產的作用并不是很顯著。究其原因可能是在農業機械研發過程中，并沒有與農業生產做到完全對接；另外，使用農業機械的主要目的是替代人力，所以對于糧食產量增加的貢獻度并不十分明顯。因此，要進一步增加農業機械方面的研發投入，加快研制和推廣符合農藝要求且可以提高勞動生產率和土地產出率的新型農業機械。

注釋：

①2002年山東省的糧食總產量比1987年低101萬噸。

②這一階段家庭聯產承包責任制的逐步推行，提高了農民生產積極性，糧食生產更加注重精耕細作，提高了糧食單產。

參考文獻：

[1]尹成杰.糧安天下[M].北京：中國經濟出版社，2009.

[2]陳佑啟，Peter H Verburg，唐華俊，等.我國土地利用變化及其對糧食生產影響的建模分析[J].中國土地科學，2000(4)：22-25.

[3]辛良杰，李秀彬，朱會義，等.農戶土地規模與生產率的關系及其解釋的印證:以吉林省為例[J].地理研究，2009(5)：1276-1284.

[4]郭燕枝，郭靜利，王秀東.我國糧食綜合生產能力影響因素分析[J].農業經濟問題，2007(S1)：24-27.

[5]熊偉，林而達，蔣金荷，等.中國糧食生產的綜合影響因素分析[J].地理學報，2010(4)：397-405.

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[8]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模[M].北京：清華大學出版社，2009.