陳宏偉

安徽財經(jīng)大學(xué)中國合作社研究院，安徽蚌埠，233030

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農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對糧食增產(chǎn)的影響
——基于我國省際面板數(shù)據(jù)的實證研究

陳宏偉

安徽財經(jīng)大學(xué)中國合作社研究院，安徽蚌埠，233030

利用2008-2012年全國30個省份農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和糧食產(chǎn)量的相關(guān)數(shù)據(jù)，建立面板數(shù)據(jù)模型。通過單位根檢驗和面板協(xié)整關(guān)系檢驗，對農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與糧食產(chǎn)量之間的長期均衡關(guān)系進(jìn)行實證分析。結(jié)果表明：東部、中部和西部地區(qū)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對糧食增產(chǎn)具有明顯的促進(jìn)作用，但省際之間存在顯著差異，中部最高、東部次之、西部最低。因此，要推進(jìn)農(nóng)業(yè)供給側(cè)改革，保證糧食產(chǎn)量，不僅要提高農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平，還要注重經(jīng)濟(jì)帶建設(shè)以及農(nóng)業(yè)組織化體系的完善。

供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革；農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化；糧食產(chǎn)量；面板協(xié)整分析

1　問題的提出

2015年全國糧食總產(chǎn)量為62143.5萬噸，實現(xiàn)“十二連增”，糧食播種面積和單產(chǎn)均有所提高。但我國傳統(tǒng)的糧食生產(chǎn)結(jié)構(gòu)存在范圍大、規(guī)模小、效率低下等問題，糧食生產(chǎn)依賴進(jìn)口、農(nóng)藥殘留高等糧食安全問題同樣也令人堪憂。2016年，中央一號文件提出了落實加快農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展理念，首先要轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)發(fā)展方式，加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)。因此，可以從農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的角度來調(diào)整糧食生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，提高糧食生產(chǎn)的質(zhì)量和效率。

農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化是一個廣義的概念，不僅指農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件現(xiàn)代化，還包括組織管理、市場經(jīng)營的現(xiàn)代化等[1]。關(guān)于農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對糧食增產(chǎn)影響的研究，范東君運用C-D函數(shù)模型得出農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施和糧食播種面積是影響糧食產(chǎn)量的主要因素[2]。肖國安等認(rèn)為，有效灌溉面積、化肥施用量、農(nóng)業(yè)機械化程度等三項投入影響糧食生產(chǎn)[3]。王祖力等人的研究發(fā)現(xiàn)，1978-2006年化肥投入量與糧食產(chǎn)量具有很強的正相關(guān)性[4]。但陳秧分認(rèn)為化肥施用量的影響并不顯著且呈現(xiàn)邊際遞減，機械化投入的影響顯著為正[5]。杜宇能認(rèn)為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化會帶來從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動力的減少和土地的規(guī)?；?jīng)營[6]。蔣俊毅認(rèn)為，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化可以改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件和提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力，帶來農(nóng)民收入的增加[7]。

總的來說，相關(guān)研究較多地圍繞時間序列進(jìn)行分析，對面板數(shù)據(jù)模型的關(guān)注不足；同時相關(guān)研究在分析影響糧食產(chǎn)量的因素時傾向于一一羅列，分析各個變量對糧食產(chǎn)量的作用。本文則將影響糧食產(chǎn)量的因素整合為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，引入省際的面板數(shù)據(jù)模型，分析農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對糧食增產(chǎn)的影響，以期為加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、推進(jìn)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革提供理論參考。

2　研究方法

2.1指標(biāo)選取

衡量農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的水平有多種指標(biāo)體系，本文采用馬成文[8]構(gòu)建的指標(biāo)體系，并進(jìn)一步簡化為農(nóng)業(yè)化學(xué)化、農(nóng)業(yè)電力化、農(nóng)業(yè)水利化、農(nóng)業(yè)機械化等幾個部分。根據(jù)數(shù)據(jù)獲取的難易度和完整度，分別選取30個省、自治區(qū)、直轄市2008-2012年的農(nóng)藥使用量、農(nóng)村發(fā)電量、有效灌溉面積、農(nóng)業(yè)機械總動力等相關(guān)數(shù)據(jù)予以反映。另選取同樣時點和地區(qū)維度的糧食產(chǎn)量(L)作為被解釋變量。數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站以及2008、2009、2010、2011、2012年《中國統(tǒng)計年鑒》。對所有原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，標(biāo)準(zhǔn)化公式為x2=(x1-μ)/σ(注：由于臺灣省的數(shù)據(jù)統(tǒng)計資料難以獲取，上海市農(nóng)村發(fā)電量的相關(guān)數(shù)據(jù)缺失，故將臺灣省和上海市除外)。

2.2研究方法

為消除多重共線性、不遺漏信息、抓住主要成分，同時使問題得到簡化，本文在面板數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上采用主成分分析法。主成分分析法采用降維的思想，將所有解釋變量綜合成若干個互不相關(guān)的主成分Fi，i=1，…，n，用選定的主成分Fi(i=1，…，n)來描述原來眾多解釋變量的特征。由于面板數(shù)據(jù)的主成分分析法尚不完善[9]，本文分別對各個年份作主成分分析，以構(gòu)造反映農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的綜合指標(biāo)。

面板數(shù)據(jù)的一般模型為：yit=C1+C2+αixit+εit，C1、C2為截距項，其中C1反映整體水平，C2反映個體差異，εit為隨機誤差項，i為截面跨度，t為時間跨度。根據(jù)是否存在個體效應(yīng)和時點效應(yīng)(即截距和系數(shù)是否發(fā)生改變)，將面板數(shù)據(jù)模型分為截距系數(shù)均不變的混合回歸模型、變截距模型以及同時影響模型截距和斜率的變系數(shù)模型三種類型。下文將根據(jù)判定方法(F統(tǒng)計量的大小)，針對不同的樣本選取不同的模型進(jìn)行分析。

2.3理論假設(shè)

農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對糧食增產(chǎn)的促進(jìn)作用包括直接和間接兩種，取決于農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化方式。直接作用主要指農(nóng)業(yè)化學(xué)化、水利化等對農(nóng)作物產(chǎn)生直接影響，即通過提高化肥使用量、提供充足的灌溉來提高糧食產(chǎn)量；間接作用包括農(nóng)業(yè)電力化、機械化等，大幅減少勞動力的使用，采用機械化耕作、集約化經(jīng)營來提高糧食產(chǎn)量。因此，提出如下假設(shè)：提高農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平可以增加糧食產(chǎn)量。

3　實證分析

3.1主成分分析

本文運用SPSS軟件首先對標(biāo)準(zhǔn)化后的2008-2012年各省橫截面數(shù)據(jù)的4個解釋變量作主成分分析，并分別得出兩個主成分得分；再根據(jù)方差貢獻(xiàn)率算出各年度兩個主成分的綜合得分，即農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平(N)，如表1所示，具體計算步驟省略。

表1　農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平綜合得分表

本文沿用傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)帶劃分方法，將全國30個省、自治區(qū)、直轄市分為東部、中部、西部三個地區(qū)，各包括10、8和12個省級行政區(qū)。從表1可以看出，從全國范圍看，山東省農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平最高，其次是河南、河北；除北京、天津外，寧夏、青海、西藏的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平最低。東部地區(qū)中山東省的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平最高；中部地區(qū)河南省最高；西部地區(qū)四川省最高。從時間跨度來看，雖然農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平上下波動，總體呈現(xiàn)上升趨勢。

3.2模型的建立

使用Eviews軟件對三個地區(qū)以及全國的數(shù)據(jù)單獨建立面板數(shù)據(jù)模型并進(jìn)行比較分析。根據(jù)F1與F2的關(guān)系，可以判定三個地區(qū)以及全國數(shù)據(jù)模型的形式(其中F1=[(s2-s1)(NT-N(k+1))]/[s(N-1)(k+1)]，F(xiàn)2=[(s3-s1)(NT-N(k+1))]/[s1(N-1)(k+1)]，s1為變系數(shù)模型的殘差平方和，s2為變截距模型的殘差平方和，s3為混合模型的殘差平方和，T為時期長度，N為截面?zhèn)€體的個數(shù)，k為模型中的解釋變量個數(shù))。計算結(jié)果如下表2。因此，三個地區(qū)以及全國樣本模型均采用變截距模型形式。

表2　模型形式選取

為了分析農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對糧食增產(chǎn)的地區(qū)性差異，下面對模型進(jìn)行估計(根據(jù)Hausman檢驗的結(jié)果，應(yīng)采用變截距固定效應(yīng)模型)。其中個體固定效應(yīng)模型中變量系數(shù)相同，取決于截距項C1(常數(shù))、C2。C2為效率參數(shù)，反映個體之間的差異水平。其值越大，表明自變量對因變量的促進(jìn)作用越大，實際上反映糧食增產(chǎn)受農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化以外的綜合因素影響越大。變量系數(shù)αi將在最后討論。C2估計值見表3。

表3　個體固定效應(yīng)模型估計結(jié)果/C2

在自變量系數(shù)一致的前提下，從全國整體來看，黑龍江省的截距最大，其次是吉林省。表明在糧食產(chǎn)量上受農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化之外的綜合因素影響較大。黑龍江、吉林地處東北平原，是糧食生產(chǎn)大省，糧食作物種植基數(shù)大，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化程度已很高，因此對糧食增產(chǎn)效果不顯著。截距最小的是青海，其次是西藏，兩地糧食產(chǎn)量受農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的限制較大。由于高原地區(qū)以放牧為主，且多為梯田，土壤貧瘠、可耕地面積較少，糧食產(chǎn)量受農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的影響較大。

從東部看，山東省截距最大。山東省地勢平坦，灌溉充足，適宜糧食生產(chǎn)，受農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化影響較小。從中部看，黑龍江省截距最大。從西部看，四川省截距最大。四川平原糧食生產(chǎn)條件好，又是西部經(jīng)濟(jì)中心，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化程度已經(jīng)很高，因而受農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的影響較小。

3.3單位根檢驗

數(shù)據(jù)不平穩(wěn)可能會導(dǎo)致偽回歸的出現(xiàn)，因而在回歸分析之前先進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗區(qū)別于時序數(shù)據(jù)的ADF檢驗法，分為同質(zhì)和異質(zhì)兩類，主要包括LLC檢驗(LevinLin&Chu)、費雪t檢驗(Fisher-ADF)、費雪PP檢驗(Fisher-PP)等方法。采用多種檢驗方法的檢驗結(jié)果更加可信。LLC、Fisher-ADF、Fisher-PP檢驗的原假設(shè)為各截面數(shù)據(jù)均有單位根。檢驗結(jié)果如表4所示。

表4　單位根檢驗結(jié)果

注：檢驗形式為含時間項、不含趨勢項；*、**、***分別表示通過10%、5%、1%的顯著性水平檢驗。

通過單位根檢驗可以發(fā)現(xiàn)，全國的L水平值拒絕“存在單位根”的零假設(shè)，N水平值沒有拒絕“存在單位根”的零假設(shè)，不為同階單整，因此不滿足協(xié)整關(guān)系的前提條件；東部、中部和西部地區(qū)的變量L和N的水平值均不平穩(wěn)，差分后均平穩(wěn)，因此為同階單整，滿足進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗的前提條件。以下只對東部、中部和西部三個地區(qū)的變量L、N作進(jìn)一步協(xié)整關(guān)系分析。

3.4協(xié)整關(guān)系檢驗

采用Pedroni協(xié)整關(guān)系檢驗，根據(jù)回歸殘差構(gòu)造了7個統(tǒng)計量來衡量長期協(xié)整關(guān)系，分別為面板方差率統(tǒng)計量(Panelv-Stat)、面板ρ統(tǒng)計量(Panelrho-Stat)、面板PP統(tǒng)計量(PanelPP-Stat)、面板t統(tǒng)計量 (PanelADF-Stat)、組間ρ統(tǒng)計量(Grouprho-Stat)、組間PP統(tǒng)計量(GroupPP-Stat)、組間t統(tǒng)計量 (GroupADF-Stat)。三個地區(qū)樣本模型的檢驗結(jié)果如表5所示。

表5　Pedroni協(xié)整檢驗結(jié)果

注：*、**、***分別表示通過10%、5%、1%的顯著性水平檢驗。

小樣本中，Group-PP、Group-ADF的檢驗效果較好。因此，根據(jù)統(tǒng)計量顯著性水平的大小，拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為東部、中部和西部地區(qū)的變量之間存在協(xié)整關(guān)系；而在上文的全國樣本中，變量整體不具有同階單整，因而不具有協(xié)整關(guān)系?？梢钥闯觯诘赜虿町愃纬傻臇|部、中部、西部經(jīng)濟(jì)區(qū)(例如長江經(jīng)濟(jì)帶、珠三角)，會使得農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與糧食產(chǎn)量具有長期均衡關(guān)系。因此，構(gòu)建區(qū)域經(jīng)濟(jì)帶的重要性不言而喻。

為了分析農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對糧食產(chǎn)量的影響程度，同時又鑒于小樣本普通最小二乘法存在的弊端，采用Pedroni變量FMOLS法進(jìn)行面板協(xié)整估計，估計結(jié)果如表6所示。

表6　農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對糧食產(chǎn)量的FMOLS估計

雖然以上已經(jīng)驗證了三個地區(qū)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與糧食產(chǎn)量具有長期均衡關(guān)系，但從西部地區(qū)模型可以看出，該地區(qū)的糧食產(chǎn)量對農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化變動的反應(yīng)并不敏感?？赡艿脑蚴牵鞑扛咴貐^(qū)土壤條件差，糧食種植稀少且分散，提高農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化對提高單位面積糧食產(chǎn)量的作用甚微。相反，東部和中部地區(qū)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化每變動1單位，會帶來糧食產(chǎn)量分別變動0.403、1.538個單位。因此，東部和中部地區(qū)要進(jìn)一步提高農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平。

4　結(jié)論與建議

本文利用面板數(shù)據(jù)模型對不同省份農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化影響糧食增產(chǎn)效果的差異進(jìn)行分析，得出以下結(jié)論：首先，不同省份之間的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平具有明顯差異，但整體水平在逐年上升。其次，通過對不同地區(qū)模型的協(xié)整關(guān)系分析得出，建立經(jīng)濟(jì)帶可以使農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與糧食產(chǎn)量之間建立長期均衡關(guān)系。再次，從模型截距上看，西部地區(qū)糧食產(chǎn)量受農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的影響在絕對量上較大，東部、中部地區(qū)則相反。最后，從FMOLS系數(shù)上看，東部、中部地區(qū)糧食產(chǎn)量對農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化變動的反應(yīng)在相對量上敏感，西部地區(qū)則相反。

根據(jù)以上結(jié)論，給出相應(yīng)的建議：要進(jìn)一步推進(jìn)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，加快農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程。總體上要從生產(chǎn)技術(shù)、組織管理、健全市場和社會服務(wù)等方面提高農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化整體水平。一方面，從制度和政策兩方面加大對農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展落后省份(寧夏、青海、西藏)的扶持力度，因地制宜地發(fā)展特色農(nóng)業(yè)。健全土地承包經(jīng)營、科研成果推廣、農(nóng)業(yè)貸款和農(nóng)民專業(yè)技術(shù)培訓(xùn)制度等，加大財政對農(nóng)業(yè)的支持保護(hù)補貼、對農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的投入。另一方面，完善農(nóng)業(yè)組織化體系建設(shè)。推進(jìn)一家一戶為單位的糧食生產(chǎn)現(xiàn)代化難度較大，受到資金、生產(chǎn)規(guī)模、自然條件等因素的局限。但要引導(dǎo)農(nóng)民加入專業(yè)合作社和農(nóng)業(yè)協(xié)會等組織，統(tǒng)一購買農(nóng)業(yè)機械、聘請技術(shù)員、申請農(nóng)業(yè)貸款等，使分散的農(nóng)戶快速提高農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平。另外，要繼續(xù)推進(jìn)城市群建設(shè)，提高城市間的一體化水平。在各個經(jīng)濟(jì)帶中優(yōu)先提高核心城市的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平，形成中心輻射周邊的格局。

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(責(zé)任編輯：周博)

10.3969/j.issn.1673-2006.2016.10.003

2016-04-28

安徽省高校人文社科重點研究基地項目“中國特色供銷合作社發(fā)展道路研究”(SK2015A091)。

陳宏偉(1994-)，安徽亳州人，在讀碩士研究生，主要研究方向：合作經(jīng)濟(jì)組織與制度。

F320.1

A

1673-2006(2016)10-0011-04