張明如，殷善福

(長江大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北荊州434025)

0 引言

糧食是國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)。作為世界人口大國，中國居民食物消費仍然以糧食為主，糧食生產(chǎn)直接關(guān)系到社會的生存與發(fā)展。因此中國必須保障糧食生產(chǎn)的絕對安全，否則一旦全國出現(xiàn)大型自然災(zāi)害或其他緊急情況而導(dǎo)致糧食短缺，依靠國際糧食援助根本無法解決中國人的糧食安全問題。影響糧食生產(chǎn)的因素主要包括氣候、耕地數(shù)量、土地肥沃程度、種子、化肥農(nóng)藥、水利設(shè)施投入、自然災(zāi)害等等，其中，任何一個因素的變動都有可能導(dǎo)致糧食產(chǎn)量產(chǎn)生較大的波動。國內(nèi)學(xué)者圍繞不同因素對糧食產(chǎn)量的影響紛紛展開了研究，趙慧江［1］利用多元線性回歸模型研究了多種因素對糧食產(chǎn)量的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)化肥施用量、播種面積和成災(zāi)面積等因素對中國糧食生產(chǎn)影響較大;賈金榮等［2］分析了家庭承包責(zé)任制對糧食生產(chǎn)的短期與長期影響，認(rèn)為在短期內(nèi)家庭承包責(zé)任制刺激了農(nóng)民生產(chǎn)糧食的積極性，而在長期內(nèi)土地經(jīng)營的分散制約了糧食生產(chǎn)能力進(jìn)一步的提高;彭佳妮［3］、郭淑敏［4］等人也對影響糧食生產(chǎn)因素展開了相應(yīng)研究。

通過研究發(fā)現(xiàn)，這些學(xué)者在研究糧食生產(chǎn)影響因素時采取的方法主要有多元統(tǒng)計分析、主成分分析、灰色關(guān)聯(lián)分析、逐步回歸分析、協(xié)整分析等。他們研究的缺點在于，只是單一地使用一種方法分析影響糧食生產(chǎn)的因素，很少把各種方法結(jié)合綜合在一起研究影響糧食生產(chǎn)的因素。因此，本文將采用逐步回歸方法分析影響糧食生產(chǎn)的主要因素，然后對變量因素進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，利用協(xié)整方法檢驗各種因素與糧食產(chǎn)量之間是否具備長期均衡關(guān)系，利用誤差修正模型分析各種因素與糧食產(chǎn)量之間的短期均衡關(guān)系，最后利用狀態(tài)空間模型分析不同時期各種因素對糧食產(chǎn)量的影響程度。

1 變量選擇與數(shù)據(jù)來源

由于播種面積(X1)、農(nóng)用機(jī)械總動力(X2)、有效灌溉面積(X3)、化肥施用量(X4)、農(nóng)村用電量(X5)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)(X6)、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)(X7)、農(nóng)業(yè)財政支出(X8)、糧食受災(zāi)面積(X9)、糧食成災(zāi)面積(X10)都有可能對糧食產(chǎn)量(Y)產(chǎn)生影響，因此本文選擇Y作為因變量，X1、X2、……X10為自變量，研究這10因素種對糧食產(chǎn)量的影響。本文所有變量數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒、農(nóng)村統(tǒng)計年鑒以及財政統(tǒng)計年鑒，數(shù)據(jù)時間為1978－2010年。為了保證數(shù)據(jù)的可比性和消除異方差，除了時間序列X6與X7外，其他時間序列數(shù)據(jù)均進(jìn)行了自然對數(shù)處理。

2 實證分析

2.1 多元線性回歸模型

為了分析播種面積(X1)、農(nóng)用機(jī)械總動力(X2)等10種因素對糧食產(chǎn)量(Y)的影響，我們先建立一個包含10個自變量的多元線性回歸方程:

方程(1)中:α0為常數(shù)項;βi為變量Xi的系數(shù);μi為誤差。

運用Eviews軟件進(jìn)行最小二乘回歸分析，回歸結(jié)果如表1中數(shù)據(jù)所示。

表1 最小二乘參數(shù)估計結(jié)果

可決系數(shù)R2=0.981，表明模型總體回歸效果很好，即糧食產(chǎn)量變化中有98.1%可由這10個自變量的變化解釋，調(diào)整的可決系數(shù)R2=0.973，表明模型擬合度很高。但是X2、X5、X6、X7、X8、X9、X10這7個自變量的系數(shù)T檢驗值并不顯著，表示模型中存在嚴(yán)重的多重共線性。由于多重共線性的存在導(dǎo)致統(tǒng)計檢驗失效，為了消除共線性的影響，采用逐步回歸方法尋找影響糧食產(chǎn)量的主要因素。運用逐步回歸的方法得到修正后的模型結(jié)果如下:

經(jīng)過逐步回歸分析，我們發(fā)現(xiàn)X1、X2、X3、X4、X10是影響糧食產(chǎn)量的主要因素，但是X2沒有通過T檢驗，而X3的系數(shù)為負(fù)數(shù)，與實際經(jīng)濟(jì)意義不相符合，因此，我們再刪除X2與X3，利用Eviews軟件重新進(jìn)行最小二乘回歸分析，回歸結(jié)果如下:

方程(3)的可決系數(shù)R2=0.966，表明糧食產(chǎn)量變化中有96.6%可由自變量糧食播種面積、化肥的施用量與自然災(zāi)害成災(zāi)的糧食播種面積的變化來解釋。變量X1、X4、X10與常數(shù)項都通過了T檢驗，因此我們認(rèn)為影響糧食產(chǎn)量的因素主要有播種面積、化肥的施用量與糧食成災(zāi)面積。

回歸結(jié)果表明，播種面積每增加1%，中國糧食產(chǎn)量就增產(chǎn)1.15%，而化肥施用量每增加1%，糧食產(chǎn)量增產(chǎn)0.367%，自然災(zāi)害成災(zāi)面積每增加1%，糧食減產(chǎn)0.09%。由于中國可耕種的土地面積是有限的，依靠增加播種面積大幅度增加糧食產(chǎn)量是不可能的。因此增加糧食產(chǎn)量主要就依靠增加化肥的施用量，提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的抗災(zāi)防災(zāi)能力，降低自然災(zāi)害對糧食生產(chǎn)的影響。

2.2 協(xié)整檢驗與誤差修正模型

方程(3)反映了糧食產(chǎn)量與播種面積、化肥施用量以及自然災(zāi)害的成災(zāi)面積的長期關(guān)系，因此要分析這3種因素對糧食生產(chǎn)的短期影響，我們需要對各個變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗與協(xié)整分析。

本文采用ADF檢驗方法檢驗時間序列的平穩(wěn)性，結(jié)果如表2所示。

從表2我們可以看出，在5%顯著水平下，變量糧食產(chǎn)量(Y)、播種面積(X1)、化肥施用量(X4)是不平穩(wěn)序列，一階差分后，它們都是平穩(wěn)時間序列，因此糧食產(chǎn)量(Y)、播種面積(X1)、化肥施用量(X4)都是一階單整時間序列，即Y、X1與X4都是I(1)序列。在5%顯著水平下，糧食成災(zāi)面積(X10)是平穩(wěn)的時間序列，即變量X10是I(0)序列。

表2 平穩(wěn)性檢驗(ADF檢驗)

由于原始平穩(wěn)時間序列一般不會對不平穩(wěn)序列的線性組合可能構(gòu)造出平穩(wěn)序列產(chǎn)生不利影響［5］，所以將X10一并納入Y、X1、X4進(jìn)行協(xié)整檢驗。本文采用Johansen協(xié)整檢驗對變量Y、X1、X4與X10序列進(jìn)行協(xié)整檢驗來判斷這4個變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗結(jié)果表3所示。

表3 變量的協(xié)整檢驗結(jié)果

由于方程(3)反映的是了糧食產(chǎn)量與播種面積、化肥施用量以及自然災(zāi)害的成災(zāi)面積的長期關(guān)系。下面我們建立一個誤差修正模型研究播種面積、化肥施用量以及自然災(zāi)害的成災(zāi)面積這3種因素變動對糧食生產(chǎn)的短期影響。

在方程(4)中:DYt、DX1t、DX4t與DX10t表示變量的差分，ECMt為方程(3)的殘差，ECMt－1表示殘差的一期滯后項。

誤差修正模型表明，短期內(nèi)當(dāng)糧食播種面積增加1%時，糧食產(chǎn)量增長1.287%，當(dāng)自然災(zāi)害成災(zāi)面積每增加1%，糧食產(chǎn)量減產(chǎn)0.079%，化肥施用量每增加1%，糧食產(chǎn)量增長0.324%。當(dāng)糧食產(chǎn)量短期波動偏離長期均衡時候，將以0.298的調(diào)整速度將非均衡狀態(tài)拉回到長期均衡狀態(tài)。

2.3 狀態(tài)空間模型

方程(3)與方程(4)雖然能夠反映出糧食播種面積、化肥施用量以及自然災(zāi)害的成災(zāi)面積對糧食生產(chǎn)的長短期影響，但是自變量系數(shù)為常數(shù)，不能反映出不可觀測的變量對糧食產(chǎn)量的影響，因此本文在研究方程(3)與方程(4)之后，將建立一個狀態(tài)空間模型來研究不可觀測的變量對中國糧食生產(chǎn)的影響。狀態(tài)空間模型如下:

方程(5)是量測方程，表示糧食增產(chǎn)量與糧食播種面積、化肥施用量與自然災(zāi)害成災(zāi)面積的關(guān)系。(6)、(7)與(8)是狀態(tài)方程，描述了狀態(tài)變量的生成過程。參數(shù)sv1、sv2與sv3稱為狀態(tài)變量，反映了各個時點上播種面積、化肥施用量與自然災(zāi)害成災(zāi)面積對糧食產(chǎn)量的影響程度，即糧食產(chǎn)量對各個變量的彈性系數(shù)。利用KALMAN濾波算法可以計算出sv1、sv2與sv3的估計值。vt、e1t、e2t與e3t為誤差項，服從均值為0，方差為常數(shù)的正態(tài)分布。

運用KALMAN濾波算法可以得到狀態(tài)空間模型估計結(jié)果。

表4 狀態(tài)空間模型KALMAN濾波估計出的一些統(tǒng)計量

接下來，對狀態(tài)空間模型的殘差進(jìn)行單位根檢驗，結(jié)果見表5。

表5 狀態(tài)空間模型的殘差序列平穩(wěn)性檢驗(ADF檢驗)

由表5可知在1%的顯著性水平下估計出的狀態(tài)空間模型的殘差是平穩(wěn)時間序列。因此狀態(tài)空間模型的KALMAN濾波估計結(jié)果是可靠的。

圖1 sv1、sv2與sv3時變圖

由圖1中所示曲線可以看出，在1978－2010年期間，糧食產(chǎn)量對耕種面積的彈性系數(shù)(時變參數(shù)sv1)皆為正值，說明增加耕種面積將使糧食產(chǎn)量增加，減少播種面積將降低糧食產(chǎn)量，這與靜態(tài)分析的結(jié)果是一致的。sv1的值在1978－1982年呈現(xiàn)快速增加趨勢，1982年達(dá)到最大值1.22，隨后大致保持在1.08～1.18區(qū)間波動。這說明在1982年以后，播種面積每增加1%能夠帶動中國糧食生產(chǎn)增加1.08%～1.18%的水平。

糧食產(chǎn)量對化肥施用量的彈性系數(shù)(時變參數(shù)sv2)為正值，說明增加化肥施用量將使糧食產(chǎn)量增加，減少增加化肥施用量將降低糧食產(chǎn)量。從圖1我們可以看出在1978－1988年之間，sv2呈現(xiàn)較大波動，在1980年sv2達(dá)到最大值0.72，說明當(dāng)年化肥施用量每增加1%，糧食產(chǎn)量增加0.72%。而在1982年sv2僅為0.25，說明當(dāng)年化肥施用量每增加1%，糧食產(chǎn)量僅增加0.25%。在1988年后，糧食產(chǎn)量對化肥施用量的彈性系數(shù)呈現(xiàn)緩慢下降趨勢，大致保持在0.37～0.47區(qū)間，這說明化肥施用量每增加1%，糧食產(chǎn)量增加0.37%～0.47%。

時變參數(shù)sv3除了1979與1980年為正值外，其他年份均為負(fù)數(shù)，表明自然災(zāi)害成災(zāi)面積對糧食生產(chǎn)產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，自然災(zāi)害成災(zāi)面積增加將使糧食產(chǎn)量減產(chǎn)，而減少自然災(zāi)害所造成的成災(zāi)面積將提高糧食產(chǎn)量，這與前面模型分析的結(jié)果是一致的。由圖1可以看出，在1981后，sv3的值在－0.082～－0.13區(qū)間上下波動。這表明自然災(zāi)害成災(zāi)面積每增加1%，中國的糧食產(chǎn)量將減產(chǎn)0.082%～0.13%。

3 結(jié)論與建議

隨著城鎮(zhèn)化與工業(yè)化的快速發(fā)展，中國可耕種的農(nóng)業(yè)用地在不斷減少，從事糧食生產(chǎn)的農(nóng)民也越來越少，然而人口總量還在不斷地呈現(xiàn)上升趨勢，以糧食為原料的工業(yè)需求也呈現(xiàn)增加趨勢，因此保證糧食安全至關(guān)重要。中國糧食生產(chǎn)大致可以分為四個階段:1978－1984年為第1個階段，中國糧食產(chǎn)量由1978年的30 477萬t上升到1984年的40 731萬t，糧食增產(chǎn)10 000萬t耗費了7年時間，糧食生產(chǎn)的快速增長主要是實行的家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制極大提高了農(nóng)民生產(chǎn)糧食的積極性。1985年至1999年為第2階段，糧食產(chǎn)量由40 000萬t上升到50 000萬t，增產(chǎn)10 000萬t糧食耗費了15年時間。在這個階段，國家改革重點由農(nóng)村轉(zhuǎn)向城市，糧食生產(chǎn)資料價格上漲，農(nóng)民賣糧難現(xiàn)象嚴(yán)重，自然災(zāi)害頻發(fā)等因素導(dǎo)致了中國糧食增產(chǎn)緩慢。2000年至2003年為第3階段，中國糧食生產(chǎn)呈現(xiàn)大幅下降趨勢，4年內(nèi)糧食減產(chǎn)將近7 800萬t。在這個階段，由于城鎮(zhèn)化與工業(yè)化的發(fā)展，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)人員不斷減少，政府對農(nóng)業(yè)投入不夠，農(nóng)民負(fù)擔(dān)較重等因素導(dǎo)致糧食大幅減產(chǎn)。2003年糧食產(chǎn)量僅為43 070萬t，低于1991年的43 529萬t，糧食生產(chǎn)倒退到12年前的水平。2004年以后為糧食生產(chǎn)的第4階段，糧食產(chǎn)量開始出現(xiàn)連續(xù)8年增產(chǎn)趨勢，2007年糧食產(chǎn)量重新突破50 000萬t大關(guān)，到了2011年，糧食產(chǎn)量達(dá)到了歷史最高點，產(chǎn)量為57 121萬t。在這個階段，政府連續(xù)出臺多項惠農(nóng)政策，加大農(nóng)業(yè)投資力度，取消農(nóng)業(yè)稅、實行糧農(nóng)補(bǔ)貼等措施，再次激發(fā)了農(nóng)民生產(chǎn)糧食的熱情，所以糧食產(chǎn)量連獲豐收。

中國要保持糧食產(chǎn)量的穩(wěn)定增長以滿足國內(nèi)糧食消費需求，必須研究各種因素可能對糧食生產(chǎn)的影響。本文從眾多影響糧食生產(chǎn)因素中挑選了10種可能與糧食生產(chǎn)有關(guān)的因素進(jìn)行了研究。研究結(jié)果表明，在這10種因素當(dāng)中，播種面積、化肥施用量與自然災(zāi)害成災(zāi)面積是影響中國糧食產(chǎn)量的主要因素，中國糧食產(chǎn)量變化的96.6%可由這三種因素的變化來解釋。協(xié)整檢驗與誤差修正模型表明這三種因素與糧食產(chǎn)量之間存在長期均衡與短期均衡關(guān)系。狀態(tài)空間模型表明在不同時期這三種因素對糧食產(chǎn)量的影響程度是不同的。

由于工業(yè)化與城市化的發(fā)展需要大量的土地，依靠無限擴(kuò)大糧食播種面積來保證糧食生產(chǎn)安全是不現(xiàn)實的，所以保證糧食生產(chǎn)的安全只能依靠農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的現(xiàn)代化，加大農(nóng)業(yè)科研投入，同時興建水利工程基礎(chǔ)設(shè)施，提升自然災(zāi)害防控能力。

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