農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素對(duì)湖南糧食產(chǎn)量影響的實(shí)證研究

摘 要：為探明湖南糧食產(chǎn)量增長(zhǎng)與主要農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入之間的關(guān)系，利用計(jì)量模型對(duì)1997～2015年湖南糧食產(chǎn)量增長(zhǎng)與各主要投入要素的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析。結(jié)果表明：化肥施用量和糧食種植面積對(duì)湖南糧食產(chǎn)量有一定的貢獻(xiàn)，彈性系數(shù)分別為1.135 3和0.771 6，而農(nóng)用塑料薄膜對(duì)湖南糧食產(chǎn)量有一定的負(fù)作用，彈性系數(shù)為-0.397 5，有效灌溉面積、農(nóng)藥使用量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力和第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)等4個(gè)要素的作用不夠明顯。提出了調(diào)整糧食種植面積、優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入、推行綠色生產(chǎn)方式等促進(jìn)湖南糧食生產(chǎn)的政策建議，增強(qiáng)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素；糧食產(chǎn)量；生產(chǎn)彈性；湖南

中圖分類號(hào)：F327 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1006-060X（2018）05-0092-04

An Empirical Study on the Influence of Agricultural Production Factors on Grain Output in Hunan

LIU Yuan-sheng， LUO Jian-bing， HE Ya

（Business School， Central South University of Forestry and Technology， Changsha 410004， PRC）

Abstract：In order to find out the relationship between the increase of grain output and the input of main agricultural production factors in Hunan， the econometric model was applied to analyze the grain output growth and the time series data of main input factors in Hunan from 1997 to 2015. The results showed that chemical fertilizer application and grain planting area contributed to grain yield in Hunan， the elastic coefficient was 1.135 3 and 0.771 6 respectively. While the agricultural plastic film had a negative effect on Hunan grain yield， and the elastic coefficient was -0.397 5. The effect of four factors was insufficient， such as effective irrigation area， pesticide use， total agricultural machinery power， and number of employees in the primary industry. The policy proposals for promoting grain production in Hunan were proposed， and the input of agricultural production factors was optimized to achieve steady growth of grain production.

Key words：factors of agricultural production； grain output； production elasticity； Hunan

糧食生產(chǎn)是關(guān)系到國(guó)計(jì)民生的重大戰(zhàn)略問(wèn)題，我國(guó)作為發(fā)展中農(nóng)業(yè)大國(guó)，保證糧食生產(chǎn)、糧食安全任重而道遠(yuǎn)。目前針對(duì)糧食生產(chǎn)的研究，主要集中于生產(chǎn)要素對(duì)糧食生產(chǎn)作用機(jī)理的探索，其中生產(chǎn)要素對(duì)糧食生產(chǎn)貢獻(xiàn)的衡量是最重要的一個(gè)方面。何蒲明等[1]研究發(fā)現(xiàn)，勞動(dòng)投入對(duì)糧食生產(chǎn)的作用顯著。栗云端[2]認(rèn)為農(nóng)藥對(duì)糧食生產(chǎn)具有負(fù)作用。宋春曉等[3]認(rèn)為水資源是制約糧食生產(chǎn)的主要瓶頸。張玲燕等[4]認(rèn)為發(fā)達(dá)地區(qū)土地和化肥的生產(chǎn)彈性和貢獻(xiàn)率顯著高于中等發(fā)達(dá)地區(qū)且呈正相關(guān)性，勞動(dòng)力、農(nóng)業(yè)機(jī)械、有效灌溉面積和農(nóng)村用電量對(duì)兩個(gè)地區(qū)糧食產(chǎn)量的影響差異也很大。王洛忠等[5]認(rèn)為科技進(jìn)步推動(dòng)下的糧食單產(chǎn)的增長(zhǎng)速度會(huì)逐漸放緩，同時(shí)耕地面積對(duì)糧食產(chǎn)量的約束作用將被強(qiáng)化。葉明華等[6]研究結(jié)果表明傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)投入要素依然是促進(jìn)糧食長(zhǎng)期增長(zhǎng)的重要變量，其中農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入的重要性下降，但是農(nóng)業(yè)機(jī)械和農(nóng)田灌溉面積的貢獻(xiàn)率上升。汪發(fā)元[7]研究結(jié)果表明，湖北地區(qū)農(nóng)田水利灌溉面積、氮肥施用量對(duì)糧食產(chǎn)量產(chǎn)生了顯著的正向影響，鉀肥施用量對(duì)糧食產(chǎn)量有顯著的負(fù)影響，而磷肥施用量、農(nóng)藥施用量、農(nóng)膜使用量和除澇面積對(duì)糧食產(chǎn)量不產(chǎn)生影響。柳芬等[8]的研究結(jié)果表明，單產(chǎn)是四川省糧食產(chǎn)量首要影響因素，糧食播種面積、化肥施用量、農(nóng)村用電量對(duì)四川省糧食產(chǎn)量影響不斷增強(qiáng)，耕地面積、有效灌溉面積對(duì)四川省糧食產(chǎn)量影響呈現(xiàn)減弱趨勢(shì)。

綜上所述，當(dāng)前研究在生產(chǎn)要素對(duì)糧食生產(chǎn)貢獻(xiàn)衡量這一方面存在較大的分歧。其原因主要?dú)w結(jié)于變量的選擇、研究尺度（時(shí)空尺度）及采取的計(jì)量方法。但研究現(xiàn)狀中有關(guān)影響湖南糧食產(chǎn)量因素分析的文獻(xiàn)少之又少。湖南是傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)大省和糧食生產(chǎn)大省，在全國(guó)糧食生產(chǎn)中具有舉足輕重的地位。在其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)取得較大成績(jī)的同時(shí)，主要農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的使用量也在急劇增加。因此，為了探明湖南糧食產(chǎn)量增長(zhǎng)與主要農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入之間的相互關(guān)系，筆者在相關(guān)文獻(xiàn)研究的基礎(chǔ)上，選擇了糧食增長(zhǎng)測(cè)評(píng)的7個(gè)主要相關(guān)生產(chǎn)要素投入的指標(biāo)，分析了1997～2015年間湖南農(nóng)業(yè)各生產(chǎn)要素對(duì)糧食產(chǎn)量增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率，探究了促進(jìn)湖南省糧食產(chǎn)量增長(zhǎng)的根本因素，對(duì)促進(jìn)區(qū)域糧食生產(chǎn)、穩(wěn)定糧食市場(chǎng)供給以及保障國(guó)家糧食安全具有重大意義。

1 數(shù)據(jù)來(lái)源與研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

各變量數(shù)據(jù)采用的樣本選取1997～2015年湖南歷年的有關(guān)糧食生產(chǎn)活動(dòng)的相關(guān)數(shù)據(jù)（表1），數(shù)據(jù)來(lái)源于《湖南省統(tǒng)計(jì)年鑒》。其中，2006年農(nóng)藥使用量、農(nóng)用塑料薄膜，2009年糧食產(chǎn)量數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。

1.2 研究方法

1.2.1 計(jì)量模型 糧食產(chǎn)量增長(zhǎng)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入之間存在著相互依賴而又緊密的聯(lián)系，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)值會(huì)受到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素使用的數(shù)量、質(zhì)量及效率影響[9]。與此同時(shí)，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)值在結(jié)構(gòu)上的變化以及數(shù)量上的變動(dòng)，也會(huì)反作用于各生產(chǎn)要素投入中的數(shù)量、結(jié)構(gòu)、規(guī)模等?；诖?，筆者構(gòu)建了湖南主要農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入與湖南糧食產(chǎn)量增長(zhǎng)關(guān)系的模型。

（1）

式中，y是因變量，表示湖南糧食產(chǎn)量；β0是常數(shù)項(xiàng)，xi是自變量，表示湖南各種農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入量；u是隨機(jī)誤差項(xiàng)，包括被忽略的影響因素、已知但數(shù)據(jù)無(wú)法獲得的影響因素、數(shù)據(jù)搜集時(shí)產(chǎn)生的誤差、模型關(guān)系設(shè)定誤差及變量?jī)?nèi)在隨機(jī)因素的影響等。

1.2.2 變量的選擇與說(shuō)明 現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是自然再生產(chǎn)和技術(shù)再生產(chǎn)的有機(jī)結(jié)合，在生產(chǎn)過(guò)程中必然會(huì)受到自然條件、技術(shù)條件的雙重影響和制約，其中包括糧食生產(chǎn)[10]。糧食生產(chǎn)中最基本的物質(zhì)條件是土地資源、水資源，這兩種資源也是糧食生產(chǎn)中最主要的投入要素[11]。土地的面積和質(zhì)量直接與糧食的產(chǎn)出情況相關(guān)，而水資源的可用總量、時(shí)空分布在很大程度上決定了糧食作物的生長(zhǎng)和產(chǎn)出的狀況。

生產(chǎn)技術(shù)是另一項(xiàng)影響糧食生產(chǎn)的重要因素[12]。在經(jīng)濟(jì)學(xué)中，技術(shù)進(jìn)步有廣義和俠義之分。這里指的是俠義的技術(shù)進(jìn)步，是指經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的物質(zhì)技術(shù)或自然技術(shù)的變化，通常包括生產(chǎn)裝備技術(shù)水平的提高，先進(jìn)工藝替代老工藝，新產(chǎn)品、新材料、新能源的開(kāi)發(fā)等。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，技術(shù)進(jìn)步包括農(nóng)業(yè)機(jī)械裝備水平的提高，新的農(nóng)業(yè)優(yōu)良品種、新型農(nóng)業(yè)薄膜、農(nóng)藥、肥料等生產(chǎn)資料的出現(xiàn)[13]。

綜合以上分析，筆者選擇以下7個(gè)方面考察湖南糧食生產(chǎn)：（1）糧食生產(chǎn)播種面積；（2）糧食生產(chǎn)勞動(dòng)力投入；（3）糧食生產(chǎn)的機(jī)械投入；（4）糧食生產(chǎn)的化肥投入；（5）糧食生產(chǎn)的農(nóng)藥投入；（6）糧食生產(chǎn)的塑料薄膜投入；（7）農(nóng)田水利設(shè)施狀況。

根據(jù)上述模型，結(jié)合選取的8個(gè)變量，構(gòu)建具體的回歸模型結(jié)構(gòu)。

模型結(jié)構(gòu)中的y、x1、x2、x3、x4、x5、x6、x7依次表示湖南糧食產(chǎn)量、有效灌溉面積、化肥施用折純量、農(nóng)藥使用量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)用塑料薄膜使用量、第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員和糧食種植面積等測(cè)算指標(biāo)； β1～β7表示各解釋變量的偏回歸系數(shù)；β0為常數(shù)項(xiàng)，表征回歸方程的截距項(xiàng)； 為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

1.2.3 數(shù)據(jù)變量處理 從各統(tǒng)計(jì)年鑒中搜集到的是原始統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，為了便于研究，對(duì)被解釋變量和解釋變量統(tǒng)一作對(duì)數(shù)化處理，處理后的模型記為以下。

2 結(jié)果與分析

2.1 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入對(duì)湖南糧食產(chǎn)量增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)

在相關(guān)測(cè)算指標(biāo)的選取和數(shù)據(jù)處理的基礎(chǔ)上，利用STATA 13.1統(tǒng)計(jì)軟件做各主要農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入與糧食產(chǎn)量的多元線性模型作最小二乘法（OLS）回歸估計(jì)。為了提高回歸的質(zhì)量，需考察各要素變量間的Pearson相關(guān)系數(shù)（見(jiàn)表2），以檢驗(yàn)各變量間是否存在多重共線性問(wèn)題。由表2可知，各要素變量間存在比較強(qiáng)的共線性，故采用傳統(tǒng)的最小二乘法回歸不能準(zhǔn)確地測(cè)算出各主要農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入對(duì)湖南糧食產(chǎn)量的貢獻(xiàn)程度，因此，需對(duì)模型中各變量間的多重共線性問(wèn)題給予修正。通常情況下，變量間的多重共線性問(wèn)題修正方法有增加樣本容量法、更改解釋變量形式法和逐步回歸法等，選用STATA 13.1軟件中的逐步回歸法對(duì)各變量進(jìn)行修正，得到湖南主要農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入與糧食產(chǎn)量的逐步回歸結(jié)果，由表3可知，剩余變量之間的相關(guān)性比較小，即變量之間不存在較強(qiáng)的共線性問(wèn)題。

2.2 異方差與序列相關(guān)性檢驗(yàn)

在實(shí)際的社會(huì)經(jīng)濟(jì)、要素生產(chǎn)計(jì)量模型中，由于模型函數(shù)中解釋變量的缺失，數(shù)據(jù)誤差、模型函數(shù)形式設(shè)置錯(cuò)誤、異常值的出現(xiàn)等原因容易使多元線性回歸模型存在異方差，從而使得用傳統(tǒng)的最小二乘法得到的參數(shù)估計(jì)量不是最有效估計(jì)量，在這種情況下也無(wú)法對(duì)模型參數(shù)進(jìn)行有關(guān)顯著性檢驗(yàn)，基于上述原因在解釋之前需做異方差的White檢驗(yàn)。檢驗(yàn)中，原假設(shè)為：回歸方程的隨機(jī)誤差滿足同方差性；被選擇假設(shè)為：回歸方程的隨機(jī)誤差滿足異方差性。利用STATA 13.1就回歸方程序列進(jìn)行異方差檢驗(yàn)。

根據(jù)分析結(jié)果（見(jiàn)表4），由于P值為0.102 5>0.05顯著的接受了原假設(shè)，即回歸方程不存在異方差現(xiàn)象。

除此之外，由于模型函數(shù)形式設(shè)置錯(cuò)誤或數(shù)據(jù)誤差等原因，還會(huì)引起多元線性回歸方程序列相關(guān)性問(wèn)題，出現(xiàn)無(wú)法就模型回歸結(jié)果給出科學(xué)的解釋（如果參差序列存在序列相關(guān)，那么顯著水平、擬合優(yōu)度和F統(tǒng)計(jì)量將不再可信）。通常，序列相關(guān)性檢驗(yàn)的方法是拉格朗日乘數(shù)（Lagrange Multiploer，LM）檢驗(yàn)，該方法不僅可檢驗(yàn)一階序列相關(guān)，還可以檢驗(yàn)高階序列相關(guān)。LM檢驗(yàn)原假設(shè)為：直到P階滯后不存在序列相關(guān)， 為預(yù)先定義好的整數(shù)；被擇假設(shè)：存在 階自相關(guān)。利用STATA 13.1就回歸方程序列進(jìn)行序列相關(guān)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，P值為0.863 7>0.05，接受了原假設(shè)，即回歸方程不存在序列相關(guān)現(xiàn)象。

因此，通過(guò)一系列檢驗(yàn)可以說(shuō)明所選回歸方程形式較為合理。

2.3 對(duì)回歸結(jié)果的解釋

從上述實(shí)證分析的結(jié)果來(lái)看，湖南糧食產(chǎn)量深受農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的投入的影響，化肥施用量、農(nóng)用塑料薄膜使用量以及糧食種植面積對(duì)湖南糧食產(chǎn)量的彈性系數(shù)分別為1.135 3、-0.397 5和0.771 6，其中化肥使用量和糧食種植面積發(fā)揮正向的顯著作用，而農(nóng)用塑料薄膜使用量卻產(chǎn)生負(fù)向的顯著作用。

由此看出，化肥施用量對(duì)湖南農(nóng)業(yè)的發(fā)展有著重要的作用，這與湖南地處亞熱帶氣候區(qū)的氣候條件相符合。氣溫升高使得部分地區(qū)農(nóng)作物種植制度改變，增加一茬種植所帶來(lái)的化肥使用增加量遠(yuǎn)超過(guò)由于作物生長(zhǎng)期縮短而減少的化肥投入使用量；降水量的增加對(duì)化肥作用的效果主要表現(xiàn)在肥力的流失上，降水量增加會(huì)導(dǎo)致所需化肥投入更多[14]。因而，總體效應(yīng)表現(xiàn)為化肥使用量的增加。

1997～2015年，湖南農(nóng)作物種植面積總體平穩(wěn)，波動(dòng)幅度較?。ㄒ?jiàn)圖1）。其中，糧食作物播種面積呈下降趨勢(shì)，經(jīng)濟(jì)作物種植面積總體呈上升趨勢(shì)。農(nóng)用塑料薄膜使用的增長(zhǎng)大量用于設(shè)施農(nóng)業(yè)、經(jīng)濟(jì)作物上，在糧食作物上反而產(chǎn)生了負(fù)相關(guān)的作用。

1999～2003年，因?yàn)榧Z食價(jià)格低廉，而棉花種植實(shí)行最低收購(gòu)保護(hù)價(jià)，湖南糧食種植面積呈連年減少的格局。2004年，隨著國(guó)家棉花戰(zhàn)略的南移，糧食種植面積又逐年回升。2008年湖南省人民政府出臺(tái)《關(guān)于完善退耕還林政策的實(shí)施意見(jiàn)》，受退耕還林、經(jīng)濟(jì)作物面積增加的雙重影響下，糧食種植面積有減少，短期直接影響到糧食生產(chǎn)，但其中退耕還林對(duì)糧食產(chǎn)量影響甚小[15]。

有效灌溉面積、農(nóng)藥使用量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員4個(gè)要素在實(shí)證分析過(guò)程中偏回歸系數(shù)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。其中，有效灌溉面積、農(nóng)藥使用量是常規(guī)性農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素，其增長(zhǎng)可能是為了抵制環(huán)境向不利于農(nóng)作物生長(zhǎng)的方向（例如自然災(zāi)害等）惡化而投入的，或者是因?yàn)檫@些要素的投入結(jié)構(gòu)不合理而引起的過(guò)度使用由于湖南以山地丘陵為主、人均耕地僅為0.06 hm2，多采用傳統(tǒng)耕作方式，在這一背景下，湖南農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力的貢獻(xiàn)率沒(méi)有突顯出來(lái)；第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員可能是由于現(xiàn)有的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力資源的人力資本存量相對(duì)較低。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié) 論

實(shí)證分析結(jié)果表明：各農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源在湖南糧食產(chǎn)量增長(zhǎng)中的作用有一定差異，其中化肥施用量和糧食種植面積對(duì)湖南糧食產(chǎn)量增長(zhǎng)均呈顯著正向影響，作用彈性系數(shù)分別為1.135 3和0.771 6；農(nóng)用塑料薄膜對(duì)湖南糧食產(chǎn)量有負(fù)向影響，作用彈性系數(shù)為-0.397 5；第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)藥使用量、農(nóng)用塑料薄膜等生產(chǎn)資源的投入對(duì)湖南糧食產(chǎn)量增長(zhǎng)的作用并不明顯，但通過(guò)對(duì)各生產(chǎn)資源投入變量的深入分析也明確了湖南農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中存在著生產(chǎn)資料投入結(jié)構(gòu)不合理、農(nóng)業(yè)科技投入總量不足、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力素質(zhì)較低、對(duì)土地等資源依賴較大等問(wèn)題。

3.2 建 議

（1）調(diào)整糧食種植面積。對(duì)土地資源應(yīng)更加合理利用，提高現(xiàn)有耕地利用率，減少地產(chǎn)開(kāi)發(fā)對(duì)現(xiàn)有耕地面積的影響，增加土地對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的貢獻(xiàn)。地形對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展至關(guān)重要，突破地形障礙，促進(jìn)山區(qū)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平提高的同時(shí)，要因地制宜，綜合考慮土地和農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)等不同方面的因素，促進(jìn)湖南糧食產(chǎn)量長(zhǎng)期穩(wěn)定增長(zhǎng)。

（2）優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入。湖南農(nóng)業(yè)在技術(shù)、流通、社會(huì)化服務(wù)、科技教育等領(lǐng)域，政府應(yīng)加大財(cái)政資金的投入力度，不斷提高湖南糧食增長(zhǎng)的效率和科技含量。同時(shí)，政府應(yīng)引導(dǎo)市場(chǎng)增加有效供給以及拓展中高端供給，從而提升湖南糧食的質(zhì)量和安全水平。

（3）推行綠色生產(chǎn)方式，增強(qiáng)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展能力。加強(qiáng)科學(xué)施肥技術(shù)的培訓(xùn)，改善施肥方法，推廣平衡施肥、配方施肥和適時(shí)適量精確施肥技術(shù)；推廣作物專用肥、有機(jī)高效生物肥、無(wú)機(jī)復(fù)合肥等新型肥料；合理調(diào)控施肥總量，調(diào)整施肥結(jié)構(gòu)，提高肥料利用效率。

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（責(zé)任編輯：肖彥資）