楊麗霞

(浙江財經(jīng)學院 資源環(huán)境與城鄉(xiāng)規(guī)劃管理系，杭州310018)

0 引言

耕地是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)最基本的物質(zhì)條件，其在數(shù)量和質(zhì)量上的變化必將影響糧食生產(chǎn)，進而影響糧食有效供給及糧食安全水平［1］。近年來，耕地利用和糧食生產(chǎn)安全問題一直是國內(nèi)外學術(shù)界研究的熱點［2-5］，歐美地區(qū)很多研究注重耕地質(zhì)量及其生態(tài)環(huán)境變化對糧食生產(chǎn)的影響［6-7］，而國內(nèi)的研究比較注重耕地數(shù)量對糧食生產(chǎn)影響研究，并產(chǎn)生了3種觀點:(1)耕地資源的數(shù)量直接并強烈影響著糧食生產(chǎn)安全［8-9］;(2)耕地資源的數(shù)量變化削弱了糧食生產(chǎn)能力［10-12］;(3)耕地資源的數(shù)量和糧食產(chǎn)量之間沒有關(guān)系［13］。已有關(guān)于耕地質(zhì)量對糧食生產(chǎn)影響的研究，由于受耕地質(zhì)量數(shù)據(jù)資料難以獲得或獲取成本較高、不便量化等局限而顯得不夠深入。鑒于此，本研究以浙江省為例，通過引入“耕地標準系數(shù)”來反映浙江省耕地質(zhì)量的動態(tài)變化，并構(gòu)建C-D函數(shù)(Cobb-Douglas production function)模型，運用偏估計的嶺回歸分析，從貢獻率方面就耕地質(zhì)量中各因素對糧食生產(chǎn)的影響進行分析，據(jù)此提出提高糧食單產(chǎn)的耕地質(zhì)量中各投入因素的對策建議。

1 研究區(qū)概況

浙江省土地面積10.18萬km2，丘陵山地占70.4%，平原占23.2%，水面占6.4%，素有“七山一水兩分田”之說。該區(qū)域?qū)俚湫偷膩啛釒Ъ撅L氣候區(qū)，年平均氣溫15.3 ℃ ～18.5 ℃，無霜期 225 ～280 d，年日輻射量101～116 kJ/cm2，年日照百分率40% ～50%，年降水量1 000～2 200 mm。作為中國高產(chǎn)綜合性農(nóng)業(yè)區(qū)，浙江省人均占有耕地不到全國平均水平的1/2，中低產(chǎn)田比例大幅度上升，標準農(nóng)田中70%是中低產(chǎn)田。這已嚴重影響到該區(qū)域的耕地綜合生產(chǎn)能力，出現(xiàn)了糧食產(chǎn)量不穩(wěn)定且多年減產(chǎn)的現(xiàn)象。浙江省土地資源有限，耕地資源相對匱乏，通過增加糧食播種面積來提高糧食產(chǎn)量是不可能的，1991年糧食播種面積為3 267.21 hm2，至2011年減少到1 254.13 hm2，20年減少了2.60倍，提高糧食單產(chǎn)成為解決農(nóng)產(chǎn)品供求偏緊的有效途徑。

2 數(shù)據(jù)來源及研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

選用浙江省1991—2011年時間序列數(shù)據(jù)進行分析，其中農(nóng)作物播種面積、糧食單產(chǎn)、農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量、農(nóng)用機械總動力、農(nóng)田有效灌溉面積、化肥施用量(折純)、農(nóng)藥施用量、地膜使用量、用電量和農(nóng)作物受災(zāi)面積等原始數(shù)據(jù)均來源于相應(yīng)年份的《浙江統(tǒng)計年鑒》及《新中國農(nóng)業(yè)60年統(tǒng)計資料》。

2.2 研究方法

2.2.1 耕地標準系數(shù)。耕地標準系數(shù)是指當年各地區(qū)平均耕地生產(chǎn)力相對于全國平均耕地生產(chǎn)力的比值，此處采用糧食單產(chǎn)與復(fù)種指數(shù)的乘積作為反映耕地生產(chǎn)力的指標。本研究對1991—2011年間的耕地標準系數(shù)進行了測算，以平均耕地生產(chǎn)力的平均值作為全省平均耕地生產(chǎn)力。耕地標準系數(shù)按公式Si=Xi/計算。式中:Si表示耕地標準系數(shù);Xi為耕地生產(chǎn)力為平均耕地生產(chǎn)力。

2.2.2 柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)(C-D生產(chǎn)函數(shù))。C-D生產(chǎn)函數(shù)以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營成果為目標，描述了農(nóng)業(yè)產(chǎn)出與生產(chǎn)要素之間的關(guān)系，在很大程度上能夠反映農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程的客觀實際，且具有可線化、計算方便等優(yōu)點［14］。由于對變量取對數(shù)不僅可以做到無量綱化，減少異方差，而且具有明確的經(jīng)濟含義，即投入要素變化1個百分點，導致糧食總產(chǎn)量變化的百分點數(shù)，本研究采用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的對數(shù)形式:

式中:Y表示糧食單產(chǎn)，反映產(chǎn)出;X1～X8分別表示單位播種面積農(nóng)業(yè)機械總動力、單位播種面積化肥施用量、有效灌溉率、單位播種面積勞動力投入量、農(nóng)作物受災(zāi)率、單位播種面積農(nóng)藥施用量、單位播種面積地膜使用量以及單位播種面積用電量;α1～α8為各變量的待估參數(shù)，分別表示各解釋變量的生產(chǎn)彈性，反映不同變量對因變量的貢獻程度;C為常數(shù)項;ε為隨機擾動。

參照柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)中各要素對經(jīng)濟增長的貢獻率=要素彈性系數(shù)×相應(yīng)要素增長率/經(jīng)濟增長率，那么各影響因素對糧食單產(chǎn)增長的貢獻率的相應(yīng)計算公式為:某因素的貢獻率=(因素的生產(chǎn)彈性值×因素的變化率)/︱糧食單產(chǎn)增長率︳。

3 結(jié)果與分析

3.1 糧食生產(chǎn)的動態(tài)變化

3.1.1 糧食總產(chǎn)量。1991—2011年間，浙江省糧食產(chǎn)量呈現(xiàn)波浪式降低的趨勢(圖1)。在此期間，糧食產(chǎn)量的變化以及隨后出現(xiàn)的“賣糧難，打白條”等問題可以歸納為3個階段:(1)1991—1995年，在繼糧食連年豐收后，有人認為我國的糧食過關(guān)了，然而1993、1994年由于糧食購銷政策和價格政策的調(diào)整，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)調(diào)整幅度較大，致使糧食播種面積減少，糧食總量下降［15］;(2)1996—1999年，由于前一階段糧食產(chǎn)量不穩(wěn)定且出現(xiàn)多年減產(chǎn)的趨勢，各級政府又加大了糧食生產(chǎn)的工作力度，保持了糧食生產(chǎn)的基本穩(wěn)定;(3)1999年至今，隨著工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的迅速推進，大量耕地轉(zhuǎn)為非農(nóng)用途，加上生態(tài)退耕、災(zāi)毀耕地等，使耕地數(shù)量急劇下降。與此同時，農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整使原來種植糧食作物的耕地改為種植經(jīng)濟作物、果樹或成為魚塘等，造成糧食種植面積大幅度減少，糧食產(chǎn)量下降較快，到2008年糧食產(chǎn)量為775.55×104t，達到歷史的最低點，從2009年到2011年，糧食產(chǎn)量稍有回升，但幅度不大。

3.1.2 糧食單產(chǎn)。1991—2011年間，由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)物質(zhì)的大量投入，使得糧食生產(chǎn)條件有所改善，致使浙江省糧食單位面積產(chǎn)量在波動中緩慢提高(圖1)。1991年為5 138 kg/hm2，2011 年為 6 232.21 kg/hm2，年均增長率1.01%，比全國同期平均增長率約低0.5個百分點，糧食單產(chǎn)水平總體比較低，有較大的增長潛力。

3.2 耕地質(zhì)量的動態(tài)變化

圖1 1991—2011年糧食總產(chǎn)量和單位面積產(chǎn)量的變化Fig.1 Total and per unit area grain yield from 1991 to 2011

耕地質(zhì)量是指耕地的狀況和條件，是耕地生產(chǎn)力的標度，單位耕地面積產(chǎn)出能力是衡量耕地質(zhì)量高低的重要標準。耕地標準系數(shù)通常用來衡量單位耕地面積產(chǎn)出能力的高低［16］。引入耕地標準系數(shù)對浙江省耕地質(zhì)量的動態(tài)變化進行分析(圖2)表明，1991—1993年間，耕地標準系數(shù)急速下降，在這一階段糧食生產(chǎn)經(jīng)歷了1990年以來的第一次大調(diào)整，糧食播種面積從327×104hm2滑落至280×104hm2，致使該區(qū)域的耕地生產(chǎn)能力降低;1993—1996年間，由于糧食購銷政策和價格政策的調(diào)整，以及耕地各生產(chǎn)要素的大量投入，使得這一階段耕地生產(chǎn)力得到明顯提高;1996—2011年間，由于高速的工業(yè)化、城鎮(zhèn)化以及目前城鄉(xiāng)差距的懸殊，吸引了大批農(nóng)村勞動力進城務(wù)工，棄耕現(xiàn)象嚴重，耕地復(fù)種指數(shù)下降，加上長期的生產(chǎn)要素的大量投入，致使土壤養(yǎng)分比例失調(diào)，造成耕地基礎(chǔ)地力下降。

圖2 1991—2011年耕地標準系數(shù)的變化Fig.2 The cultivated land standard coefficiency from 1991 to 2011

3.3 耕地質(zhì)量變化對糧食生產(chǎn)的影響

由自然屬性決定的耕地質(zhì)量稱為耕地本底質(zhì)量，是相對穩(wěn)定、不易改變的，而且在發(fā)生逆轉(zhuǎn)之后不易短期內(nèi)恢復(fù)的;而在人為投入或改造、改善管理的社會經(jīng)濟特性下決定的耕地質(zhì)量，即為耕地追加質(zhì)量，是欠穩(wěn)定的、易變的，并可以較快且長時期地作用于糧食生產(chǎn)。無論是前者還是后者，它們對糧食生產(chǎn)的影響均是通過糧食單產(chǎn)而發(fā)生作用的［17］。通過分析耕地追加質(zhì)量即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)物質(zhì)投入對糧食單產(chǎn)的影響，探討耕地質(zhì)量對糧食生產(chǎn)的影響。

借助SPSS 19.0軟件對浙江省1991—2011年各指標的相關(guān)數(shù)據(jù)進行最小二乘法回歸(OLS)，建立糧食生產(chǎn)C-D函數(shù)(表1)。結(jié)果表明，模型整體檢驗十分顯著(F為18.125，零假設(shè)條件成立的概率為0.000 0)，并且擬合程度較好(調(diào)整后的R2為0.867)。然而，深入分析這9個變量的t檢驗值中，存在多個變量的p都大于0.05，即系數(shù)不顯著，這表明自變量之間可能存在一定的多重共線性。進一步計算各自變量的方差膨脹因子(variance inflation factor，VIF)，表中7個變量的方差膨脹因子VIF值均遠遠大于10，而且有些系數(shù)的符號與預(yù)期的相反，這進一步表明回歸方程變量間存在著嚴重的多重共線性，不適用普通最小二乘法進行無偏估計。

表1 糧食單產(chǎn)的OLS估計結(jié)果Tab.1 The OLS estimated results of per unit area grain yield

為了克服變量間多重共線性的影響，采用有偏估計的嶺回歸分析進行模型擬合。嶺回歸估計是最小二乘估計的一種改進算法，可以解決最小二乘法求解系數(shù)向量時遇到的矩陣無法求逆的問題［18］。嶺回歸算法在自變量標準化矩陣的主對角線元素上人為地加入一個非負因子K，從而使回歸系數(shù)的估計稍有偏差，而估計的穩(wěn)定性卻能明顯提高［19］。對全部的8個解釋變量作嶺跡分析(圖3)。其中橫軸表示嶺參數(shù)K，縱軸表示嶺回歸系數(shù)。

通過嶺跡圖對8個變量進行篩選。嶺回歸分析選擇解釋變量的基本原則有:剔除嶺跡圖上標準化嶺回歸系數(shù)比較穩(wěn)定且絕對值很小的解釋變量、嶺回歸系數(shù)不穩(wěn)定且振動趨于0的解釋變量以及標準化嶺回歸系數(shù)很不穩(wěn)定的解釋變量［20］。根據(jù)這些基本原則，剔除變量ln X4，ln X5，ln X6，ln X8，進一步分析剩余變量的嶺跡圖(圖4)。可以看出，當嶺參數(shù)K從0到0.2時，各回歸系數(shù)值變化較大，這就是多重共線性所引起的異常變化。當K達到0.2之后，嶺回歸系數(shù)值趨于穩(wěn)定，并且 R2=0.876 0，因此可選取嶺參數(shù)K=0.2時的標準化回歸方程:ln Y=0.248 5 ln X1+0.262 8ln X2+0.213 3 ln X3+0.224 9 ln X7，即 Y=

由嶺回歸方程的標準化回歸系數(shù)的符號和大小可知，單位播種面積農(nóng)業(yè)機械總動力、單位播種面積化肥施用量、有效灌溉率和單位播種面積地膜使用量對糧食單產(chǎn)的提高都有正向作用，且4個解釋變量對糧食單產(chǎn)水平提高的解釋力高達87.60%。4個解釋變量的彈性系數(shù)集中在0.25左右，說明在其他因素不變的情況下，任一變量增加1%，都會促使糧食單產(chǎn)提高0.25%左右。通過計算各影響因素對糧食單產(chǎn)增長的貢獻率，發(fā)現(xiàn)在不同時期，4個解釋變量對糧食單產(chǎn)增產(chǎn)的貢獻率有所差異(表2)。

1991—2011 年間，單位播種面積地膜使用量和化肥施用量對糧食單產(chǎn)水平提高都有正向效益，這主要是由于糧食播種面積持續(xù)下降的情況下地膜和化肥等農(nóng)資的投入是解決糧食和經(jīng)濟作物增產(chǎn)的有效途徑之一。2011年，浙江省單位播種面積地膜使用量為46.56 kg/hm2，單位播種面積化肥量為 733.97 kg/hm2，分別是1991年的10.92倍和1.58倍。農(nóng)用地膜和化肥等大量投入，極大地改善了農(nóng)作物的生長環(huán)境，從而大大提高了糧食單產(chǎn)水平。1991—2001年間，二者的貢獻率分別是3.50%和1.20%，但在2002—2011年間貢獻率都有所下降。由此表明，農(nóng)用地膜和化肥等農(nóng)資要素的投入已處于邊際產(chǎn)出遞減階段。

農(nóng)業(yè)機械化是保障糧食安全的“穩(wěn)定器”。但浙江省地形地貌多樣，平原、丘陵、山地相互交錯分布，而且農(nóng)業(yè)規(guī)?；?、產(chǎn)業(yè)集聚度不高，發(fā)展農(nóng)業(yè)機械化并沒有明顯的比較優(yōu)勢。但一直以來，省委省政府始終高度重視農(nóng)業(yè)機械化發(fā)展，堅持把發(fā)展農(nóng)機化作為建設(shè)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的重要依托，提升農(nóng)機裝備，從而提高糧食生產(chǎn)機械化水平。2011年，全省糧食生產(chǎn)耕種收機械化作業(yè)面積超過220×104hm2，機械化耕作、收獲、植保和排灌率分別達89%，78%，92%和99%，糧食生產(chǎn)耕種收綜合機械化水平從1991年的18.5%提高到64.8%?？梢?，在農(nóng)村勞動力加快向城市、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的背景下，穩(wěn)定糧食生產(chǎn)，保障糧食安全，“減人、增機”是一條現(xiàn)實而必然的路子。1991—2001年間貢獻率達到 2.57%，但在2002—2011年間貢獻率下降到1.22%。由此表明，農(nóng)業(yè)機械總動力的投入已處于邊際產(chǎn)出遞減階段。

表2 不同時期各因素對糧食單產(chǎn)增長的貢獻率%Tab.2 Contribution rate of 4 factors to per unit area grain yield during different stages

1991—2011 年間，有效灌溉對糧食單產(chǎn)水平的提高出現(xiàn)逐步增強的趨勢，這主要是由于浙江省主要的糧食作物是水稻，水稻對農(nóng)田水利要求很高。因此，浙江省始終把搞好農(nóng)田水利建設(shè)作為重要工作來抓，先后建成了一大批防洪、排澇、灌溉等工程設(shè)施。2011年，浙江省農(nóng)用水泵擁有量為110.28萬臺，比1991年增長了3倍之多。該地區(qū)的鄉(xiāng)村辦水電站裝機容量由1991年的33.5×104kW發(fā)展到2011年的463.4×104kW，增長了11倍，農(nóng)田水利工程建設(shè)的加強使灌溉條件明顯改善，從而大大提高了糧食單產(chǎn)水平。1991—2001年間貢獻率僅為0.03%，但在2002—2011年間，貢獻率增長到0.11%。由此表明，有效灌溉率對糧食單產(chǎn)的影響正處于邊際產(chǎn)出遞增階段。

4 結(jié)論與建議

浙江省耕地資源短缺，通過增加糧食播種面積來提高糧食產(chǎn)量是非常困難的，提高糧食單產(chǎn)水平成為確保糧食生產(chǎn)穩(wěn)定發(fā)展的有效途徑。目前，浙江省糧食生產(chǎn)的基礎(chǔ)設(shè)施還較為薄弱，地膜和化肥等農(nóng)資的投入較為盲目，缺乏技術(shù)指導，機械動力偏低，農(nóng)業(yè)機械化配套基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)滯后，農(nóng)業(yè)主導產(chǎn)業(yè)機械化水平較低等。針對這些問題，提出3點建議:(1)完善農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施，加強農(nóng)田水利設(shè)施的建設(shè)，增強糧食作物抵御自然災(zāi)害的能力;(2)制定切實可行的地膜覆蓋技術(shù)和推廣精準施肥技術(shù)，提高地膜和化肥等農(nóng)資的利用效率;(3)隨著農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移，農(nóng)村有效勞動力供給不足，因此應(yīng)進一步加快農(nóng)業(yè)機械替代勞動力的進程，加強新技術(shù)、新機具進村入戶，提升農(nóng)機裝備，從而提高糧食生產(chǎn)機械化水平。

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