中國糧食產(chǎn)量影響因素實證分析：１９７８—２００５

吳英杰

摘要：基于1978—2005年中國糧食產(chǎn)量及相關影響因素數(shù)據(jù)，建立擴展的C-D生產(chǎn)函數(shù)模型。計量結(jié)果表明化肥使用量的增加一直是中國糧食增產(chǎn)的首要因素，而其他因素計量檢驗也顯露出大量的重要信息。這些信息表明，在技術水平有限，農(nóng)村勞動力素質(zhì)偏低的情況下，政府在保證種植面積和減少受災面積的條件下，要鼓勵有機肥料的使用，優(yōu)化農(nóng)業(yè)機械動力的配置，加大技術投入，同時把國家對農(nóng)村的支持政策落到實處。

關鍵詞：糧食產(chǎn)量；C-D生產(chǎn)函數(shù)模型；影響因素；中國

中圖分類號：F762.1 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2009）07-0024-03

2008年中國糧價上漲過快，通貨膨脹壓力明顯加大，不僅給低收入群體生活帶來很多困難，也給國民經(jīng)濟的快速發(fā)展帶來了極大的困擾，因此認真研究和加深了解中國糧食生產(chǎn)的規(guī)律和特點，對于穩(wěn)定發(fā)展糧食生產(chǎn)具有重要意義。

一、模型設計

（一）C-D生產(chǎn)函數(shù)（Cobb-Douglas Production Function）模型簡介

生產(chǎn)函數(shù)這一名詞是由美國數(shù)學家Charles.Cobb和經(jīng)濟學家Paul.Douglas提出來的。他們利用20世紀初美國的歷史統(tǒng)計資料，展開了資本投入（K） 和勞動投入（L）對產(chǎn)量（Y） 的影響研究， 得出了一種生產(chǎn)函數(shù)。這種生產(chǎn)函數(shù)可以很好地分析資源投入與產(chǎn)品產(chǎn)出之間的經(jīng)濟數(shù)量關系，因此被廣泛地運用。其基本模型為：

Y = AK α L β

其中A是常數(shù)項，代表一定的技術水平。α，β分別為資本投入和勞動投入的生產(chǎn)彈性。

（二）糧食產(chǎn)量數(shù)學模型的設立

1.數(shù)據(jù)來源與模型設立

為了基本涵蓋這4類因素， 本文選擇了L：種糧的勞動力數(shù)量（萬人）、M：糧食作物播種面積（萬公頃）、K：化肥用量（萬噸）、 P：農(nóng)業(yè)機械總動力（萬千瓦）、H：成災面積（萬公頃）、E：國家凈支農(nóng)支出（億元，這里用支援農(nóng)村生產(chǎn)支出和各項費用）為解釋變量。μ為隨機變量，Y是中國年糧食產(chǎn)量（萬噸），是被解釋變量。模型使用1978—2005年時間序列數(shù)據(jù)，全部數(shù)據(jù)來源于各年的中國統(tǒng)計年鑒，計量軟件是EVIEWS 5.0。

因此糧食產(chǎn)量的C-D模型可以寫成如下形式：

lnY = lnA（t） + β1lnL + β2lnM + β 3lnK + β 4lnP + β 5lnH

+β 6lnE + μ

其中A（t）代表技術進步，β i代表產(chǎn)出的彈性系數(shù)，μ是隨機變量。

2.模型優(yōu)化、參數(shù)估計與檢驗

首先用最小二乘法對數(shù)據(jù)進行回歸，得到以下回歸結(jié)果：

從回歸結(jié)果來看，擬合優(yōu)度為0.95，調(diào)整后的擬合優(yōu)度為0.94，說明模型模擬效果很好。F值較大，表明計量方程從整體上有較好的解釋能力。但是農(nóng)業(yè)勞動力變量沒有通過t檢驗，另外產(chǎn)出與播種面積、農(nóng)業(yè)機械動力和政府支農(nóng)的反向作用，在經(jīng)濟意義上有矛盾，可能解釋變量之間存在互相關。

通過對變量間簡單相關系數(shù)研究（見表2），發(fā)現(xiàn)各變量之間都存在相關關系，因此存在多重共線性，只能對變量逐步回歸，以求出最優(yōu)模型。

用Y的對數(shù)分別對L、M、K、P、H、E的對數(shù)作一元線性回歸，找出擬合狀況最好的回歸模型（表3）。經(jīng)過逐一回歸和比較，可以看出糧食產(chǎn)量Y與農(nóng)業(yè)勞動力L、化肥用量K、農(nóng)業(yè)機械動力P以及政府農(nóng)業(yè)支出E有顯著關系。但是通過綜合比較，發(fā)現(xiàn)糧食產(chǎn)量與化肥使用量的彈性關系最顯著，因此以Y=F（K）為初始模型，將其他變量分別引入基本回歸模型中，然后尋找最佳回歸方程。

通過逐步回歸發(fā)現(xiàn)（表4），第二到第五個方程的擬合優(yōu)度R2和F檢驗都通過了，D.W檢驗都在無法判定區(qū)域（查表得dL=1.03，dU=1.85）。通過比較，最后我們選擇第四個方程作為最優(yōu)方程：

lnY = 4.94 + 0.50lnK - 0.14lnP - 0.05lnE

（7.94） （8.53）（-2.00）（-1.99）

R2 = 0.92， F = 104， D.W = 1.51

通過有交叉項的White檢驗，得到表5。從表中看出，檢驗的相伴概率是0.259253，不能拒絕零假設，因此模型不存在異方差。

由D.W檢驗表明， 在5%的顯著性水平下， n=28， k=3（不包含常數(shù)項）， 查表得dL=1.18， dU=1.65，由于D.W=1.51，介于dL 、dU之間，因此無法斷定是否存在自相關，只能通過殘差散點圖來驗證，驗證發(fā)現(xiàn)該隨機誤差項存在輕微的正相關。于是利用Cochrane-Orcutt迭代法對模型進行修正，經(jīng)過數(shù)次迭代后，對殘差做輔助回歸，其系數(shù)ρ達到穩(wěn)定狀態(tài)，得到糧食產(chǎn)量回歸模型：

lnY=3.56+0.51lnK-0.10lnP-0.06lnE

（3.65）（6.03）（-1.00） （-1.32）

R2= 0.84， F= 47.6，D.W = 1.82

通過White檢驗，得知該時間序列數(shù)據(jù)不存在異方差（見表6）。并且DW=1.82位于dU 與4-dU之間，因此通過Cochrane-Orcutt迭代后消除了模型的自相關，但是后兩項的t檢驗效果變差。

（三）模型結(jié)果分析

在所考察的6個影響因素中化肥使用量的生產(chǎn)彈性系數(shù)最大為0.51，農(nóng)業(yè)勞動力的彈性不高，表明農(nóng)民素質(zhì)有待提高，才能使勞動力的產(chǎn)出彈性增大。農(nóng)業(yè)機械動力和國家農(nóng)業(yè)支出的彈性系數(shù)為負表明中國農(nóng)業(yè)機械動力沒有得到有效利用，國家農(nóng)業(yè)支出的增加可能很多資金沒有真正用在改良農(nóng)村基礎建設上。耕作面積與產(chǎn)出的關聯(lián)性小是因為盡管中國耕地在不斷的減少，但單位產(chǎn)量在不斷增加，體現(xiàn)了科技進步的作用，計量結(jié)果所產(chǎn)生的反向關系并不表示面積越少，產(chǎn)量越多的意思。成災面積會影響產(chǎn)出增長，但彈性影響并不大。

二、結(jié)論與政策建議

從上述計量結(jié)果來看，化肥使用量對中國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增長一直起著不可替代的作用，但是因為化肥使用帶來污染，破壞生態(tài)環(huán)境，甚至危害人的生命安全，所以我們對此不容忽視，從長期來看，雖然要增加化肥投入，但是要減少無機化肥投入的比例，增加有機和微生物化肥投入的比例。其次是我們要科技興農(nóng)，提高農(nóng)民的農(nóng)作技術和個人素質(zhì)，使農(nóng)業(yè)勞動力的產(chǎn)出增長彈性變大，同時大力發(fā)展科技和創(chuàng)新經(jīng)營機制，促使農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移，實現(xiàn)規(guī)?；?jīng)營，提高生產(chǎn)率等。再次是我們要優(yōu)化配置農(nóng)業(yè)機械動力，一些適合規(guī)模經(jīng)營的農(nóng)業(yè)地帶應該配置更多的機械動力，而只適合小范圍經(jīng)營的丘陵地帶應減少機械動力。第四是增加糧食生產(chǎn)需要政府加大價格支持和生產(chǎn)資料補貼，加強抗自然災害和市場風險的能力，加大收入支持等措施，但是這些措施必須落到實處。最后增加糧食產(chǎn)量必須保證糧食種植面積不能大幅度地減少，因此必須抑制政府隨意出賣土地增加財政收入的行為，同時要回歸糧食真實價格，不能人為過分壓低糧食價格，造成農(nóng)民棄地不種的現(xiàn)象發(fā)生。

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[責任編輯吳高君]