我國(guó)玉米生產(chǎn)空間布局變遷及其影響因素分析*

楊宗輝，蔡鴻毅，陳玨穎，劉合光

(中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與發(fā)展研究所，北京 100081)

0 引言

玉米是我國(guó)重要的糧食作物之一，其種植面積大及單位產(chǎn)量高，成為我國(guó)日?？诩Z、動(dòng)物飼料的主要來(lái)源[1]。2015年我國(guó)玉米產(chǎn)量達(dá)到2.246 0億t，連續(xù)3年產(chǎn)量超過(guò)水稻，成為我國(guó)第一大糧食作物，對(duì)我國(guó)糧食增產(chǎn)增收、糧食安全保障起到卓越貢獻(xiàn)[2]，同時(shí)玉米下游產(chǎn)業(yè)鏈開發(fā)用途廣、附加值高，在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中占據(jù)重要地位[3]，集經(jīng)濟(jì)、糧食和飼料三位于一體的作物。隨著我國(guó)城鎮(zhèn)化水平快速提升、人口基數(shù)不斷增加以及膳食結(jié)構(gòu)的調(diào)整[4]，糧食安全問(wèn)題引起政界和學(xué)界密切關(guān)注。但我國(guó)玉米播種面積分散性過(guò)大，而且各省域的內(nèi)部種植結(jié)構(gòu)不均衡，玉米質(zhì)量低下、省域之間的比較優(yōu)勢(shì)難以發(fā)揮等問(wèn)題日益嚴(yán)重[5]，加之近年來(lái)勞動(dòng)力價(jià)格大幅提升、老齡化趨勢(shì)明顯，“無(wú)人種地”和“誰(shuí)來(lái)種地”的問(wèn)題在“劉易斯”拐點(diǎn)到來(lái)之際，傳統(tǒng)以滿足口糧需要的玉米種植生產(chǎn)難以滿足我國(guó)玉米產(chǎn)業(yè)發(fā)展面臨的“新訴求”[6]。玉米產(chǎn)量的穩(wěn)定性差及年際間產(chǎn)量震蕩波動(dòng)劇烈[7]，導(dǎo)致玉米價(jià)格各年間起伏較大，傳導(dǎo)至上下游玉米產(chǎn)業(yè)，影響經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)發(fā)展。

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)于玉米產(chǎn)業(yè)發(fā)展問(wèn)題研究主要集中在產(chǎn)量和種植面積兩大視角，展開研究糧食(包括玉米)種植空間布局變化以及其影響因素等問(wèn)題。在研究糧食(包括玉米)產(chǎn)量空間布局變化的問(wèn)題上，我國(guó)學(xué)者以生產(chǎn)集中度(某地某產(chǎn)品占全國(guó)總產(chǎn)量的比重)為指標(biāo)，通過(guò)計(jì)算糧食生產(chǎn)重心在全國(guó)范圍內(nèi)的軌跡變動(dòng)，得出中國(guó)糧食生產(chǎn)中心逐漸“北移”的結(jié)論[8][9][10]。對(duì)于播種面積研究視角分析糧食(包括玉米)種植空間布局變化的問(wèn)題，我國(guó)學(xué)者認(rèn)為種植結(jié)構(gòu)調(diào)整以及布局變動(dòng)會(huì)影響農(nóng)作物之間的比較利益變化[11][12]； 除此之外，隨著城鎮(zhèn)化和工業(yè)化的進(jìn)一步推進(jìn)，城鄉(xiāng)關(guān)系越來(lái)越緊密，農(nóng)村的基礎(chǔ)交通便利程度得以改善，農(nóng)業(yè)科技也隨之進(jìn)步，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)選擇區(qū)位會(huì)逐漸趨向于自然資源稟賦條件較好以及容易發(fā)揮比較優(yōu)勢(shì)的區(qū)位集中[13]，同時(shí)亦要注意農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入以及市場(chǎng)供求關(guān)系亦是影響調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的重要因素[14]。

由于空間區(qū)域布局的變化是由于微觀眾多農(nóng)戶種植行為變化的集體表現(xiàn)[15]，因此學(xué)者還從宏觀到局部，分解作物空間布局變化的影響因素，從微觀角度探究哪些因素起主要作用。解析糧食(包括玉米)種植空間布局的變遷的內(nèi)在原因，包括其他作物凈收益引起的替代效應(yīng)，自然資源稟賦要素、農(nóng)業(yè)投入的生產(chǎn)要素、市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)效益、當(dāng)?shù)胤寝r(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)以及政策變化等[16][17][18]。農(nóng)戶種植不同糧食比較凈收益的差距基于市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)和集聚效應(yīng)，從而導(dǎo)致不同區(qū)域水稻布局變化[19]，而自然資源稟賦的約束只在部分地區(qū)起到顯著作用[20]； 基于人文社會(huì)、自然環(huán)境的差異，不同區(qū)域種植農(nóng)作物的比較優(yōu)勢(shì)不盡相同[21][22]。與此同時(shí)，在農(nóng)作物種植空間布局轉(zhuǎn)移的過(guò)程中，一定程度上能夠使得農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)市場(chǎng)得以發(fā)育成長(zhǎng)，有如農(nóng)業(yè)產(chǎn)前產(chǎn)后服務(wù)公司、交通物流運(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)、科技研發(fā)及農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)金融貸款服務(wù)等，從而進(jìn)一步服務(wù)于農(nóng)業(yè)，穩(wěn)定和提高糧食產(chǎn)量[23]。但我國(guó)糧食(包括玉米)種植空間布局的變動(dòng)亦可能帶來(lái)潛在的負(fù)面影響，隨著糧食生產(chǎn)重心的北移，將進(jìn)一步加劇開墾我國(guó)北部天然草地資源及過(guò)度開采地下水資源等生態(tài)問(wèn)題，從而增加糧食生產(chǎn)的波動(dòng)性和脆弱性[24]，同時(shí)“北糧南運(yùn)”將加重我國(guó)沿海地區(qū)的糧食種植規(guī)模的萎縮[25]。

縱觀現(xiàn)有文獻(xiàn)，鮮有研究將我國(guó)糧食(包括玉米)產(chǎn)量的變化因素和糧食發(fā)展的空間格局聯(lián)系起來(lái)。在探討糧食種植空間格局的文獻(xiàn)中，盡管發(fā)現(xiàn)了我國(guó)糧食種植在空間布局上存在的明顯變化，同時(shí)亦刻畫了區(qū)域?qū)用嫔系目臻g變化特征，但局限于簡(jiǎn)單的描述性統(tǒng)計(jì)分析。另外，學(xué)者在探討糧食種植面積的影響因素分析中，較少增加空間效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)，亦未用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法實(shí)證分析糧食(包括玉米)種植空間布局變遷的原因。

文章在前人研究的基礎(chǔ)上，針對(duì)1997—2015年我國(guó)各省域玉米種植生產(chǎn)布局，嘗試采用全局Moran′sI指數(shù)檢驗(yàn)各省域玉米播種面積的空間相關(guān)性，并進(jìn)一步建立空間動(dòng)態(tài)面板模型(DynamicPanelModel，DPM)與空間杜賓模型(SpatialDurbinModel，SDM)，描述出各變量對(duì)玉米種植的直接、間接影響。由于玉米價(jià)格行情的起伏，我國(guó)玉米主產(chǎn)區(qū)亦隨之發(fā)生變化[26]。玉米種植布局的變化除了對(duì)國(guó)內(nèi)玉米市場(chǎng)的供求價(jià)格及供需關(guān)系產(chǎn)生影響之外，并在更深層次對(duì)我國(guó)玉米產(chǎn)業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生影響。因而研究我國(guó)玉米種植布局變化的特征及厘清其內(nèi)在規(guī)律，探討影響其具體的因素，有利于發(fā)揮我國(guó)不同區(qū)域之間的自然資源稟賦，進(jìn)一步提高我國(guó)區(qū)域之間糧食生產(chǎn)的比較效益，對(duì)于調(diào)整我國(guó)玉米種植布局的農(nóng)業(yè)資源區(qū)位配置，協(xié)調(diào)社會(huì)和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的關(guān)系具有現(xiàn)實(shí)意義，為我國(guó)政府部門制定出臺(tái)玉米種植布局提供實(shí)證可靠的支撐證據(jù)。

1 研究方法及數(shù)據(jù)來(lái)源

1.1 空間計(jì)量模型的選取

計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為如果樣本數(shù)據(jù)違背觀測(cè)值獨(dú)立同分布假設(shè)，此時(shí)模型參數(shù)的估計(jì)值是有偏的，則需要采用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法來(lái)識(shí)別空間效應(yīng)的存在[27]。經(jīng)典模型空間杜賓模型(spatial Durbin model，SDM)不僅能優(yōu)化遺漏變量問(wèn)題和修正模型的不確定性[28]，同時(shí)還能將空間計(jì)量模型修改為無(wú)偏系數(shù)估計(jì)?？臻g杜賓模型的一般形式為：

y=λWy+Xβ+WXδ+ε

(1)

式(1)中，y表示被解釋變量，X表示解釋變量，W表示空間權(quán)重，β表示待估參數(shù)，λ表示空間滯后效應(yīng)系數(shù)，WXδ表示來(lái)自鄰居自變量的影響，δ表示相應(yīng)的系數(shù)變量，ε為誤差項(xiàng)。如果λ、δ當(dāng)中有一個(gè)系數(shù)為零，表示空間杜賓模型不穩(wěn)定，當(dāng)λ、δ都等于零，則說(shuō)明該模型不存在空間效應(yīng)，可以采取普通的計(jì)量方法即可[29]。

該研究選擇模型具體形式如下：

(2)

其中，Wit表示空間權(quán)重矩陣的元素；WitlnAit表示省域之間玉米播種面積存在的空間相關(guān)性；WijlnPij、WijlnGij、WijlnDij、WijlnCij、WijMij、WijYij、WijNij、WijFij、WijIij、WijTij代表鄰近省域玉米種植面積的空間滯后因變量；a、b、c、d、e、f、g、h、i、j、λ1、λ2、λ3、λ4、λ5、λ6、λ7、λ8、λ9、λ10為待估及參數(shù)；μ表示個(gè)體效應(yīng)；ε表示殘差項(xiàng)。

1.2 實(shí)證模型的構(gòu)建及變量的選擇

根據(jù)農(nóng)業(yè)區(qū)域要素理論、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)布局理論、資源稟賦比較優(yōu)勢(shì)理論以及相關(guān)空間經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，可以認(rèn)為我國(guó)玉米種植過(guò)程中揉合了經(jīng)濟(jì)社會(huì)再生產(chǎn)和自然再生產(chǎn)，其中自然、經(jīng)濟(jì)、市場(chǎng)、技術(shù)、政策等影響因素相互交叉、綜合影響，從而形成現(xiàn)今我國(guó)獨(dú)特的玉米種植生產(chǎn)布局。同時(shí)仍需考慮理性農(nóng)戶行為假設(shè)，農(nóng)戶往往以最大化純收入作為主要目標(biāo)，因此影響農(nóng)民收入的因素亦會(huì)對(duì)玉米種植區(qū)域布局產(chǎn)生一定影響?；谏鲜隼碚摵娃r(nóng)戶決策的理論，該研究主要從以下五大方面分析各因素的影響機(jī)理：自然資源稟賦條件、社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度、市場(chǎng)供求價(jià)格因素、農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步條件、國(guó)家個(gè)人決策因素以及空間溢出效應(yīng)。具體的變量設(shè)置以及定義見表1。

表1 玉米生產(chǎn)空間布局變遷模型的變量設(shè)置和指標(biāo)定義

變量符號(hào)含義被解釋變量玉米播種面積Area(A)某省某一時(shí)期的玉米播種面積(萬(wàn)hm2)解釋變量農(nóng)戶以往決策Prearea(P)某省前一年玉米播種面積(萬(wàn)hm2)單位面積產(chǎn)量Yield(Y)某省某一時(shí)期玉米單位面積產(chǎn)量(kg/hm2)非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)Nonagriincome(N)某省某一時(shí)期非農(nóng)收入占家庭收入的占比(%)有效灌溉面積Irrigation(G)某省某一時(shí)期玉米有效灌溉面積(萬(wàn)hm2)有效受災(zāi)面積Disaster(D)某省某一時(shí)期玉米有效受災(zāi)面積(萬(wàn)hm2)化肥投入量Fertilizer(F)某省某一時(shí)期農(nóng)戶種植玉米投入的化肥總量(萬(wàn)t)種植玉米總成本Cost(C)某省某一時(shí)期農(nóng)戶種植玉米投入總成本(元)種植玉米凈利潤(rùn)Margin(M)某省某一時(shí)期農(nóng)戶種植玉米獲得凈利潤(rùn)(元)市場(chǎng)價(jià)格指數(shù)Index(I)某省某一時(shí)期農(nóng)村糧食零售價(jià)格指數(shù)農(nóng)業(yè)稅Tax(T)2006年以前取值為“1”, 2006年以后取值為“0”

1.3 數(shù)據(jù)的來(lái)源及處理

選取前述我國(guó)1997—2015年31個(gè)省(市、自治區(qū))的玉米生產(chǎn)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行模型的實(shí)證檢驗(yàn)。其中，玉米播種面積、單位面積產(chǎn)量、農(nóng)村糧食零售價(jià)格指數(shù)來(lái)源于《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》(1997—2015年)，玉米種植成本和凈利潤(rùn)來(lái)源于《全國(guó)農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》(1997—2015年)，非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)為家庭非農(nóng)收入占家庭總收入的比重，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》(1997—2015年)，由于我國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒中并沒(méi)有收錄各省份歷年的玉米生產(chǎn)有效受災(zāi)面積和灌溉面積以及實(shí)際的化肥投入情況，因此該研究參考大多數(shù)學(xué)者的研究方法，對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理：

表2 1997—2015年我國(guó)玉米種植面積的Moran′s I檢驗(yàn)結(jié)果

年份Moran′s IZ統(tǒng)計(jì)量P值19970.2692.2650.02420000.2382.0480.04120030.3062.5150.01220060.3662.9120.00420090.3712.9940.00320120.3733.1200.00220150.4003.3220.001

表3 空間依賴性及固定效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

2 玉米種植空間面板模型實(shí)證檢驗(yàn)

2.1 空間自相關(guān)檢驗(yàn)

“莫蘭指數(shù)”(Moran′s I)是常見的衡量空間自相關(guān)的方法，運(yùn)用STATA12.0計(jì)量軟件對(duì)1997—2015年中國(guó)省域的玉米生產(chǎn)在地理空間上的相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)?？臻g相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果見表2。從表2可知， 1997—2015年間，我國(guó)玉米種植面積全局Moran′s I指數(shù)的P值在5%的水平上顯著性，通過(guò)檢驗(yàn)說(shuō)明過(guò)去近20年間我國(guó)省域玉米種植面積存在明顯的正向空間自相關(guān)性。并且Moran′sI指數(shù)值逐年提升，進(jìn)一步表明我國(guó)省域之間玉米種植的空間效應(yīng)逐漸加強(qiáng)，玉米種植將逐漸往某一地區(qū)集中。因此在后續(xù)研究中需要考慮空間效應(yīng)給玉米種植布局帶來(lái)的影響。

2.2 空間依賴性及固定效應(yīng)檢驗(yàn)

空間依賴性檢驗(yàn)結(jié)果見表3。從表3可知，LM-lag、LM-lag-R、LM-sem、LM-sem-R數(shù)值分別為15.463、13.457、5.872和4.519，均在1%的水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明我國(guó)玉米種植明顯存在空間依賴性。同時(shí)，根據(jù)空間杜賓模型的豪斯曼檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量(Hausman Test=55.690)在1%的水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，則說(shuō)明該研究實(shí)證模型應(yīng)該選取固定效應(yīng)的空間杜賓面板模型較為合理。

該研究實(shí)證方面采用QMLE(極大似然估計(jì)法)對(duì)空間杜賓模型(SDM)進(jìn)實(shí)證參數(shù)估計(jì)，模型系數(shù)回歸結(jié)果表4。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，方差(lgt_theta)及(sigma2_e)值分別為-8.89和5.88，均在1%平上拒絕θ=0和θ+ρβ=0的原假設(shè)，這說(shuō)明模型不能進(jìn)一步簡(jiǎn)化成空間誤差模型(SEM)或者空間滯后模型(SLM)。因此空間杜賓模型(SDM)適合分析我國(guó)玉米種植布局的空間變化影響因素。

表4 空間杜賓模型(SDM)估計(jì)結(jié)果

解釋變量系數(shù)Z值解釋變量系數(shù)Z值農(nóng)戶以往決策(lnprearea)0.824???(0.000)15.26農(nóng)戶以往決策空間滯后項(xiàng)(lnprearea)-0.222???(0.000)-5.75有效灌溉面積(lnirrigation)0.087??(0.021)2.31有效灌溉面積空間滯后項(xiàng)(lnirrigation)-0.003(0.905)-0.12有效受災(zāi)面積(lndisaster)0.018???(0.002)3.12有效受災(zāi)面積空間滯后項(xiàng)(lndisaster)-0.008(0.519)-0.65玉米種植成本(lncost)-0.001(0.978)-0.03玉米種植成本空間滯后項(xiàng)(lncost)-0.013(0.699)-0.39單位面積產(chǎn)量(yield)0.000(0.111)-1.59單位面積產(chǎn)量空間滯后項(xiàng)(yield)0.000??(0.034)2.12非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)(nonagriincome)-0.209???(0.001)-3.41非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)空間滯后項(xiàng)(nonagriincome)0.109(0.263)1.12化肥投入量(fertilizer)0.001??(0.021)2.31化肥投入量空間滯后項(xiàng)(fertilizer)0.001?(0.086)1.72市場(chǎng)價(jià)格指數(shù)(index)0.001(0.110)1.6市場(chǎng)價(jià)格指數(shù)空間滯后項(xiàng)(index)0.001(0.369)0.9農(nóng)業(yè)稅(tax)-0.025??(0.019)-2.34農(nóng)業(yè)稅空間滯后項(xiàng)(tax)-0.018(0.125)-1.53玉米種植利潤(rùn)(profit)0.000(0.073)0.38玉米種植利潤(rùn)空間滯后項(xiàng)(profit)0.000(0.193)-1.3_cons0.057(0.789)0.27rho0.156???(0.000)3.64lgt_theta-2.158???(0.000)-8.89sigma2_e0.002???(0.000)5.88Log-likelihood531.0922Hausman587.21 注:???、??、?表示1%、5%、10%的顯著性水平,括號(hào)內(nèi)數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)誤

從表4可以看出，空間自回歸系數(shù)rho在1%的水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)且為正，因此可以得知我國(guó)玉米種植面積在省域之間存在明顯的空間集聚效應(yīng)，并且不同省份之間存在空間溢出效應(yīng)，進(jìn)一步驗(yàn)證前文所做的Moran′s I指數(shù)的結(jié)論。從模型解釋變量的空間滯后項(xiàng)來(lái)看，以往決策(prearea)、單位面積產(chǎn)量(yield)、化肥投入量(fertilizer)的W·X的估計(jì)系數(shù)分別在1%、5%和10%的水平上顯著，說(shuō)明農(nóng)業(yè)技術(shù)、農(nóng)戶的以往決策通過(guò)能夠通過(guò)空間溢出效應(yīng)來(lái)影響玉米種植布局的變遷。進(jìn)一步通過(guò)直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng)分析解釋變量對(duì)被解釋變量的影響。

3 玉米種植布局影響因素的空間計(jì)量結(jié)果分析

與普通的計(jì)量模型不同，空間杜賓模型(SDM)的解釋變量估計(jì)系數(shù)并不是反映解釋變量對(duì)被解釋變量的影響。在空間計(jì)量的模型中解釋變量對(duì)被解釋變量的影響需要參照總效應(yīng)、直接效應(yīng)以及間接效應(yīng)[30]。總效應(yīng)表示某解釋變量的每變化一個(gè)單位對(duì)所有省份造成影響的平均值； 直接效應(yīng)表示某解釋變量的每變化一個(gè)單位，對(duì)該省份的被解釋變量造成影響的平均值，而間接效應(yīng)則表示某個(gè)解釋變量對(duì)鄰近省份的被解釋變量造成影響的平均值[31]。以下為對(duì)計(jì)量結(jié)果的具體分析。

表5 我國(guó)玉米生產(chǎn)布局變化的影響因素影響效應(yīng)評(píng)估

直接效應(yīng)間接效應(yīng)總效應(yīng)農(nóng)戶以往決策(lnprearea)0.596???(0.000)0.106???(0.000)0.702???(0.000)有效灌溉面積(lnirrigation)0.213???(0.000)0.040??(0.019)0.253???(0.000)有效受災(zāi)面積(lndisaster)0.018???(0.004)0.003?(0.06)0.021???(0.005)玉米種植成本(lncost)-0.042??(0.012)-0.008?(0.066)-0.050??(0.014)單位面積產(chǎn)量(yield)0.000??(0.049)0.000???(0.004)0.000?(0.058)非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)(nonagriincome)-0.105(0.146)-0.019(0.206)-0.124(0.147)化肥投入量(fertilizer)0.001???(0.001)-0.001(0.202)0.001(0.287)市場(chǎng)價(jià)格指數(shù)(index)0.002???(0.000)0.000??(0.017)0.002???(0.000)農(nóng)業(yè)稅(tax)-0.025??(0.014)-0.005(0.103)-0.030??(0.02)玉米種植利潤(rùn)(profit)0.000?(0.066)0.000(0.125)0.000?(0.068) 注:???、??、?表示1%、5%、10%的顯著性水平,括號(hào)內(nèi)數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)誤

(1)從表5可以得知SDM模型直接效應(yīng)中，農(nóng)戶以往決策(lnprearea)、有效灌溉面積(lnirrigation)、、化肥投入量(fertilizer)以及市場(chǎng)糧食價(jià)格指數(shù)(index)均在1%的水平上顯著，玉米生產(chǎn)成本(lncost)、單產(chǎn)(yield)及農(nóng)業(yè)稅(tax)均在5%的水平上顯著，上述解釋變量對(duì)我國(guó)的玉米種植布局均具有顯著的影響。農(nóng)民在開始決策新一年的種植行為計(jì)劃時(shí)，往往會(huì)參考上一年或過(guò)往多年的生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)及實(shí)際情況，因此農(nóng)戶以往的種植布局大多數(shù)會(huì)與本期種植情況存在慣性，會(huì)對(duì)本期的玉米種植面積產(chǎn)生正向的影響，同時(shí)，農(nóng)戶作為獨(dú)立的理性經(jīng)濟(jì)主體，在決定是否種和種多少時(shí)，需要考慮玉米的種植成本以及經(jīng)濟(jì)收益，玉米種植成本越低，農(nóng)戶傾向于種植玉米的積極性就會(huì)越高。玉米的種植依賴于自然資源、基礎(chǔ)設(shè)施及農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，當(dāng)灌溉條件完善、化肥施用量合理適中、農(nóng)業(yè)科技水平進(jìn)步帶來(lái)單產(chǎn)提升時(shí)，諸多因素的合力作用會(huì)使得玉米的播種面積增加，產(chǎn)量增加。此外，農(nóng)業(yè)稅變量對(duì)于玉米種植面積的影響為負(fù)，如果一個(gè)地區(qū)的農(nóng)業(yè)稅賦稅越高，即會(huì)對(duì)農(nóng)戶種植的積極性產(chǎn)生負(fù)的效應(yīng)，因此會(huì)導(dǎo)致玉米的種植面積減少。農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)(nonagriincome)回歸并不顯著，直接效應(yīng)為負(fù)，從農(nóng)戶的自身角度來(lái)說(shuō)，當(dāng)下玉米種植的社會(huì)化服務(wù)發(fā)達(dá)，使得農(nóng)戶能夠兼顧農(nóng)業(yè)生產(chǎn)及外出打工，同時(shí)賺取農(nóng)業(yè)的種植收益及非農(nóng)工作的工資性收入； 從國(guó)家層面來(lái)解釋，政府為了穩(wěn)定、鞏固和發(fā)展我國(guó)玉米產(chǎn)業(yè)，從而頒布了一些列強(qiáng)農(nóng)惠農(nóng)政策如臨時(shí)儲(chǔ)備政策，極大提高了農(nóng)戶種植玉米的積極性，因此在模型中模糊了外出打工頻率的增加對(duì)玉米種植面積產(chǎn)生的負(fù)效應(yīng)。值得注意的一點(diǎn)是受災(zāi)面積在本估計(jì)結(jié)果中顯示為正向的影響，該文認(rèn)為主要原因在于各地區(qū)的玉米受災(zāi)面積并不是呈現(xiàn)一種非常明顯的減少的趨勢(shì)，而是一種波動(dòng)的趨勢(shì)，當(dāng)這種波動(dòng)的趨勢(shì)同玉米種植面積增長(zhǎng)的趨勢(shì)結(jié)合時(shí)，會(huì)造成某些年份玉米受災(zāi)面積同玉米種植面積同時(shí)增多的情形，致使最終的估計(jì)結(jié)果中呈現(xiàn)玉米受災(zāi)面積對(duì)玉米種植面積有正向影響的現(xiàn)象，這也從側(cè)面說(shuō)明過(guò)去一段時(shí)期內(nèi)對(duì)于玉米受災(zāi)情況的應(yīng)對(duì)與重視并不夠，玉米的防災(zāi)治災(zāi)科技仍需不斷進(jìn)步。

(2)同樣從表5中可以得知再SDM模型間接效應(yīng)中，農(nóng)戶往期決策對(duì)玉米種植布局的間接效應(yīng)在1%水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明農(nóng)戶以往的生產(chǎn)行為決策能夠?qū)ο乱荒甑纳a(chǎn)決策產(chǎn)生影響，農(nóng)戶在做決策的時(shí)候往往會(huì)參考上一期的經(jīng)驗(yàn)和決策。在當(dāng)前動(dòng)態(tài)開放的交換市場(chǎng)條件下，玉米播種面積會(huì)存在一定的空間溢出效應(yīng)，倘若某一地區(qū)的以往玉米播種面積的減少，則會(huì)消極影響鄰近地區(qū)該年的玉米播種面積。此外，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的間接效應(yīng)為正向且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，則說(shuō)明農(nóng)業(yè)技術(shù)的推廣運(yùn)用在玉米生產(chǎn)的過(guò)程中，并不局限于某一省內(nèi)傳播與應(yīng)用，而會(huì)通過(guò)空間溢出效應(yīng)，將該地區(qū)的農(nóng)業(yè)科技傳播到臨近地區(qū)，從而影響到臨近地區(qū)玉米播種面積的變化。市場(chǎng)糧食價(jià)格指數(shù)的間接效應(yīng)在5%水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，且方向?yàn)檎?，意味著在一定程度上農(nóng)作物公開市場(chǎng)價(jià)格的行情高低會(huì)影響農(nóng)戶擬定生產(chǎn)決策。同樣基于動(dòng)態(tài)開放的交換市場(chǎng)前提下，假設(shè)當(dāng)玉米的市場(chǎng)價(jià)格行情普遍較好的時(shí)候，當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶會(huì)第一時(shí)間反應(yīng)將部分其他農(nóng)作物改種為玉米，經(jīng)由市場(chǎng)信息的傳遞與擴(kuò)散效應(yīng)，鄰接省份的農(nóng)戶知悉市場(chǎng)行情之后亦會(huì)做出類似改種行為，從而影響到玉米播種面積的變化。值得關(guān)注的是，非農(nóng)就業(yè)(nonagriincome)的間接效應(yīng)方向?yàn)樨?fù)，雖然并未通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)，但從方向上可以知道外出打工將會(huì)消極影響對(duì)農(nóng)戶從事玉米生產(chǎn)工作，原因在于本地區(qū)外出務(wù)工的情況會(huì)通過(guò)一定的信息傳播影響到臨近地區(qū)農(nóng)民對(duì)于外出打工的選擇。

(3)從SDM模型總效應(yīng)結(jié)果來(lái)看，總效應(yīng)的結(jié)果與直接效應(yīng)的結(jié)果類似，農(nóng)戶往期決策的估計(jì)系數(shù)通過(guò)了顯著性水平檢驗(yàn)，并且方向?yàn)檎Ｒ馕吨覈?guó)玉米的播種面積正在逐年擴(kuò)張。有效灌溉面積、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步顯著為正，說(shuō)明農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施設(shè)備較好、農(nóng)業(yè)科技水平較高的區(qū)域，其玉米播種面積亦較多，因此可以推測(cè)得知玉米生產(chǎn)布局將會(huì)逐步移向基建較好、農(nóng)業(yè)科技水平高的地區(qū)，并且，隨著科學(xué)技術(shù)研發(fā)的投入，玉米從育種、栽培、耕作、收割、儲(chǔ)存、運(yùn)輸?shù)刃录夹g(shù)面世，將有效提高玉米產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，進(jìn)而對(duì)我國(guó)的玉米播種面積產(chǎn)生積極的影響，不僅從提高了單產(chǎn)的噸位，并且擴(kuò)大了玉米在我國(guó)的可種范圍。國(guó)家農(nóng)業(yè)政策對(duì)玉米播種面積布局影響的總效應(yīng)顯著且為負(fù)，即農(nóng)業(yè)稅越低，農(nóng)戶玉米種植面積越高，原因在于國(guó)家取消農(nóng)業(yè)稅費(fèi)減輕了農(nóng)戶的種植負(fù)擔(dān)，農(nóng)戶能夠在低廉的成本條件下種植，獲取更多的種植收入，極大地提高了農(nóng)戶種植的積極性，從而影響我國(guó)玉米產(chǎn)布局的變遷。

4 研究結(jié)論與政策建議

該研究基于1997—2015我國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，從玉米播種面積角度解析我國(guó)玉米生產(chǎn)布局的變化情況，并運(yùn)用全局Moran′s I指數(shù)檢驗(yàn)我國(guó)各省域玉米種植面積的空間相關(guān)性，進(jìn)一步構(gòu)建動(dòng)空間杜賓模型(SDM)，實(shí)證分析我國(guó)各省域玉米生產(chǎn)布局變動(dòng)的影響因素。得出主要結(jié)論如下。

(1)我國(guó)玉米空間集中趨勢(shì)明顯，并且隨著年份推進(jìn)效應(yīng)越來(lái)越明顯。究其原因，內(nèi)在變化主要由于我國(guó)各地城鎮(zhèn)化進(jìn)程不同步所致。如傳統(tǒng)玉米種植區(qū)四川，近年來(lái)省內(nèi)勞動(dòng)力大量外出務(wù)工致使“無(wú)人種地”問(wèn)題越發(fā)嚴(yán)重[32]，導(dǎo)致主產(chǎn)區(qū)地位逐漸下降。

(2)國(guó)家農(nóng)業(yè)政策、農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步及市場(chǎng)價(jià)格指數(shù)均對(duì)我國(guó)玉米種植布局具有顯著的影響。全面取消農(nóng)業(yè)稅，減少了農(nóng)戶種植成本的重?fù)?dān)； 農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化程度較高、灌溉等基礎(chǔ)設(shè)施完備、科技進(jìn)步水平高的省份不單單推進(jìn)動(dòng)本省范圍內(nèi)的玉米產(chǎn)業(yè)發(fā)展，而且會(huì)通過(guò)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的空間溢出效應(yīng)，進(jìn)一步積極拉動(dòng)鄰近傳統(tǒng)生產(chǎn)要素充裕、現(xiàn)代化生產(chǎn)要素缺乏省份的玉米種植布局。

(3)農(nóng)戶的以往決策會(huì)對(duì)當(dāng)前決策產(chǎn)生影響。該研究實(shí)證表明，農(nóng)戶在種植過(guò)程中上一期決策會(huì)影響本期決策行為，即農(nóng)戶決策表現(xiàn)為“依賴路徑”，存在自我強(qiáng)化效果及期望報(bào)酬遞增內(nèi)在機(jī)制，同時(shí)農(nóng)戶屬于“風(fēng)險(xiǎn)厭惡者”，難以改變?cè)蟹N植計(jì)劃。

(4)非農(nóng)收入比重對(duì)玉米產(chǎn)布局在10%水平上不顯著，說(shuō)明國(guó)家的臨時(shí)儲(chǔ)備玉米政策極大的拉動(dòng)農(nóng)戶種植玉米的積極性，使部分地區(qū)的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)對(duì)玉米種植的影響不敏感。

基于以上結(jié)論，該研究建議政府在調(diào)整中國(guó)總體玉米生產(chǎn)布局、制定優(yōu)化玉米產(chǎn)業(yè)政策時(shí)，需要額外關(guān)注地理空間因素的作用，著重探究我國(guó)省域之間玉米種植布局空間的聯(lián)動(dòng)性，注意各地自然資源稟賦的差異，因地制宜，出臺(tái)符合當(dāng)?shù)靥厣挠衩桩a(chǎn)業(yè)扶持政策。對(duì)于灌溉等基礎(chǔ)設(shè)施不完善的北方春播玉米區(qū)及黃淮海夏播玉米區(qū)，應(yīng)大力資助農(nóng)村基礎(chǔ)水利設(shè)施，開發(fā)智能化精準(zhǔn)灌溉技術(shù)及裝備； 提高玉米防災(zāi)治災(zāi)技術(shù)水平，增強(qiáng)玉米的抗災(zāi)能力，減少生產(chǎn)波動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)，確保主產(chǎn)區(qū)可持續(xù)發(fā)展； 對(duì)于東南沿海地區(qū)、西南山區(qū)等地的玉米產(chǎn)業(yè)萎縮現(xiàn)狀，應(yīng)提升農(nóng)業(yè)科技投入“質(zhì)”與“量”，節(jié)本增效以彌補(bǔ)農(nóng)村勞動(dòng)力外流帶來(lái)的減產(chǎn)效應(yīng)，同時(shí)加大力度調(diào)配跨區(qū)域糧食運(yùn)輸能力，穩(wěn)定糧食調(diào)入省的供求關(guān)系，確保糧食安全?？紤]農(nóng)戶種植行為“路徑依賴”，積極培養(yǎng)農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)良好外部環(huán)境，引導(dǎo)其正確的種糧行為，加強(qiáng)農(nóng)民職業(yè)教育及農(nóng)技推廣工作。