李苗

摘要：穩(wěn)定糧食產(chǎn)量，助力農(nóng)戶增收，為實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)興旺、鄉(xiāng)村振興打下基礎(chǔ)。利用協(xié)整方法分析了糧食產(chǎn)量與各影響因素之間有協(xié)整關(guān)系并存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的趨勢(shì)。研究發(fā)現(xiàn)，糧食產(chǎn)值與糧食播種面積、化肥施用量以及有效灌溉面積之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，在其他條件保持不變的情況下糧食播種面積、化肥施用量以及有效灌溉面積每增加1%，糧食產(chǎn)量增加1.311058%、0.202268%、0.501729%。最后，由實(shí)證分析結(jié)果提出糧食增產(chǎn)的對(duì)策措施。

Abstract： Stabilizing grain production and raising farmers' income are helpful to the implementation of rural revitalization strategy. The Cointegration method is used to analyze the existence of cointegration between the respective variables and the due variables and has a long-term stable relationship. The study shows that there is a long-term equilibrium relationship between grain yield and grain sowing area， fertilizer application amount and effective irrigation area， and every 1% increase in grain sowing area， fertilizer application amount and effective irrigation area under other conditions remains unchanged， the grain yield increases by 1.311058%， 0.202268%， 0.501729%. Finally， according to the results of co-integration analysis， the paper puts forward some policy suggestions to increase grain yield.

關(guān)鍵詞：新時(shí)代;糧食產(chǎn)量;影響因素;協(xié)整分析

Key words： new era;grain yield;influencing factors;co-integration analysis

中圖分類號(hào)：F316.1 ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?文章編號(hào)：1006-4311（2019）14-0150-03

0 ?引言

2019年中央一號(hào)文件提出打好農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)，保障糧食安全，有效提供市場(chǎng)所需農(nóng)產(chǎn)品供給。我國(guó)在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域發(fā)展加快，糧食產(chǎn)量居于高位，從2003年開始連續(xù)12年增產(chǎn)，在2015年達(dá)到12429億斤，但由于部分糧食作物相對(duì)短缺，需要進(jìn)口才能滿足龐大的市場(chǎng)需求和工業(yè)需求。連年攀升的糧食進(jìn)口量改變了我國(guó)糧食凈出口的狀況，令人擔(dān)憂，因此增產(chǎn)糧食，減少進(jìn)口量是目前我們需要攻堅(jiān)的任務(wù)。糧食產(chǎn)量的增加可以解決當(dāng)前從國(guó)外進(jìn)口糧食的需求，在某種程度上也可以提高農(nóng)戶生活的質(zhì)量，糧食加工的副產(chǎn)品可以用在發(fā)酵制作制造生物能源，進(jìn)一步實(shí)現(xiàn)資源整合，有效利用。因此，保障綠色糧食可持續(xù)發(fā)展對(duì)實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興、促進(jìn)農(nóng)業(yè)穩(wěn)定發(fā)展具有重要的意義。

目前，我國(guó)學(xué)者對(duì)糧食產(chǎn)量的主要影響因素有了一定的研究，王一杰等采用對(duì)比研究的分析方法指出化肥和農(nóng)藥過度使用會(huì)造成糧食主產(chǎn)區(qū)的生產(chǎn)水平存在差異性從而影響糧食的產(chǎn)量等問題[1]。楊宗輝等采用SDM模型實(shí)證研究了我國(guó)各省域糧食生產(chǎn)的主要影響因素，得出結(jié)論，我國(guó)各省域糧食生產(chǎn)的多少與單位實(shí)際澆水面積、化肥量的作用大小有正向關(guān)系[2]。王澤宇等以面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，利用Tobit模型研究分析了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)與化肥施用效率之間存在正向關(guān)系，有助于糧食的生產(chǎn)[3]。楊興洪等通過C-D生產(chǎn)函數(shù)分析化肥施用量與糧食產(chǎn)量增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率之間的關(guān)系，得出化肥施用量對(duì)糧食增產(chǎn)具有減弱的作用趨勢(shì)[4]。郭斯華等運(yùn)用Tobit 模型實(shí)證研究了早秈稻生產(chǎn)效率的作用因素，得出結(jié)論，化肥、農(nóng)藥等要素在投入方面存在實(shí)際損失的問題，不利于糧食產(chǎn)值增收[5]。楊貞等利用灰色關(guān)聯(lián)分析法研究農(nóng)田有效灌溉面積和糧食作物播種面積對(duì)糧食增產(chǎn)的影響，并得出農(nóng)田有效灌溉面積的影響程度最大[6]。王曙光等采用灰色關(guān)聯(lián)分析法分析了江蘇省糧食種植在不用時(shí)間段，變量之間的關(guān)聯(lián)程度。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，糧食產(chǎn)量與種植面積之間具有較強(qiáng)的關(guān)系;有效灌溉面積的影響力逐漸增強(qiáng)，大量施用化肥也會(huì)促進(jìn)糧食的增產(chǎn)[7]。

1 ?我國(guó)糧食的生產(chǎn)狀況

我國(guó)是一個(gè)擁有13億人口的大國(guó)，是糧食生產(chǎn)與消費(fèi)大國(guó)，同時(shí)也是一個(gè)農(nóng)業(yè)大國(guó)，糧食歷來(lái)都是我們國(guó)家長(zhǎng)治久安、百姓幸福生活的保障。隨著機(jī)械化的發(fā)展以及我國(guó)政府對(duì)三農(nóng)問題的重視，我國(guó)糧食產(chǎn)量出現(xiàn)增長(zhǎng)趨勢(shì)。

如圖1可知，在1990-2003年間我國(guó)糧食產(chǎn)量存在動(dòng)態(tài)變化，2003年以后，糧食產(chǎn)量呈現(xiàn)增長(zhǎng)方向。2000年我國(guó)糧食產(chǎn)量達(dá)到462180000噸，2001年達(dá)到了542490000噸，同比增長(zhǎng)17%。2003年我國(guó)糧食產(chǎn)量為430700000噸，跌入低谷。在2003-2015年間，我國(guó)糧食產(chǎn)值突破了12年的連續(xù)增長(zhǎng)，2016年糧食產(chǎn)量比2015年有所下降，達(dá)到62625萬(wàn)噸。

圖2是1990-2016年間我國(guó)糧食生產(chǎn)使用化肥的情況，從中可以得出，使用的化肥整體呈現(xiàn)上升方向。2015年使用化肥達(dá)到60230000噸，比1990年的最小值25900000噸上升了34330000噸。2016年化肥需求量有所下降，但是僅僅下降了390000噸。

2 ?影響糧食產(chǎn)量因素的實(shí)證分析

2.1 變量選擇及數(shù)據(jù)來(lái)源

糧食變量受多種因素影響，但由于某些因素具有抽象不可量化的特性，文章選取了糧食的播種面積、使用化肥值、有效灌溉面積、生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)4個(gè)指標(biāo)，作為實(shí)證研究中自變量選取，這些量化指標(biāo)數(shù)據(jù)可以在《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中查詢。文章中選取1990-2016年我國(guó)糧食的產(chǎn)值、糧食的播種面積、使用化肥值、有效灌溉面積、生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)等數(shù)據(jù)。本文中用Y表示糧食產(chǎn)值，單位萬(wàn)噸;用X1表示糧食播種面積，單位萬(wàn)噸;用X2表示化肥施用量，單位萬(wàn)噸;用X3表示有效灌面積，用千公頃做單位;X4表示生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)（1990年=100）。實(shí)證分析過程中運(yùn)用Eviews8.0進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。

2.2 模型構(gòu)建

由于選取了1990-2016年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，在進(jìn)行實(shí)證之前，需要進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，確保得到的數(shù)據(jù)不會(huì)隨時(shí)間變化而改變。根據(jù)協(xié)整理論認(rèn)為k維向量時(shí)間序列Yt=（y1t，y2t，…ykt）的分量序列時(shí)間被稱為d，b階協(xié)整，記為Yt～CI（d-b），如果滿足①y1t，y2t，…ykt都是d階單整的，即Yt～I(xiàn)d，但需要做到回歸中各分量都要是d階單整。②存在非零向量β，使得βYt～I(xiàn)（d-b），0

2.2.1 單位根檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)是為了分析時(shí)間序列中是否存在偽回歸情況，從而判斷序列是否具有平穩(wěn)性。通常采用ADF檢驗(yàn)方法，根據(jù)出現(xiàn)的結(jié)果，若是ADF統(tǒng)計(jì)值大于臨界值，則接受第一假設(shè)，說(shuō)明選區(qū)的時(shí)間序列不具有穩(wěn)定性，需要通過差分的方法消除單位根。若選取的時(shí)間序列全具有不平穩(wěn)性，經(jīng)過d階差分后都為平穩(wěn)序列，則它們具有同階單整，與此同時(shí)，各變量之間的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系可以通過協(xié)整理論來(lái)研究。

2.2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

一組非平穩(wěn)序列的可能會(huì)出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象，而協(xié)整可以判斷線性組合是否具有穩(wěn)定的關(guān)系，進(jìn)而描述變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系。關(guān)于協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，最普遍使用的方法是，EG兩步法，它的過程如下：

第一步是計(jì)算非均衡誤差et，若et為穩(wěn)定序列則為協(xié)整。首先對(duì)時(shí)間序列yt的分量序列進(jìn)行靜態(tài)回歸，通過OLS法進(jìn)行回歸分析，得到殘差序列et。然后單位根法檢驗(yàn)殘差序列的平穩(wěn)性，判斷殘差序列是否具有平穩(wěn)性。若et具有平穩(wěn)性，則可以確定時(shí)間序列各變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

第二步，由于存在協(xié)整關(guān)系，則可以將殘差序列作為非均衡誤差項(xiàng)引入模型，建立ECM。在Quick/Estimate equation對(duì)話框中將誤差修正項(xiàng)當(dāng)作解釋變量，和其他解釋變量一起，建立短期模型，即誤差修正模型。

2.3 實(shí)證分析

2.3.1 單位根檢驗(yàn)

為了防止多重共線性和異方差性的出現(xiàn)，對(duì)文中各個(gè)變量取自然對(duì)數(shù)[2]，由表1得出結(jié)論，因變量與各自變量自然對(duì)數(shù)ADF統(tǒng)計(jì)量的值均未能通過5%顯著性水平檢驗(yàn)，因此它們的時(shí)間序列中含有單位根，不具有平穩(wěn)性。經(jīng)過一階差分處理，此時(shí)ADF統(tǒng)計(jì)量值都通過了10%顯著性水平檢驗(yàn)，即消除了單位根，序列具有平穩(wěn)性。滿足變量為同階單整的條件下，進(jìn)行協(xié)整分析，判斷糧食產(chǎn)量與各相關(guān)自變量之間是否有協(xié)整關(guān)系。

2.3.2 協(xié)整檢驗(yàn)與協(xié)整方程

利用OLS對(duì)變量進(jìn)行回歸，將所取自然對(duì)數(shù)變量帶入方程，得出回歸結(jié)果，如表2。

得出回歸方程：

LnY=-11.77919+1.311058LnX1+0.202268LnX2+0.501729LnX3+0.048707LnX4 ?（1）

從表2中可以看出，R2值是0.930385，解釋了模型中樣本擬合總體的效果高。DW值是2.784895，解釋了模型中不存在自相關(guān)問題。表2中LnX1、LnX2、LnX3的t統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的概率p值小于臨界值，即通過10%的顯著性檢驗(yàn)。沒有通過檢驗(yàn)的LnX4，說(shuō)明相應(yīng)的自變量與糧食產(chǎn)值沒有明顯的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。LnX1、LnX2、LnX3的回歸系數(shù)符號(hào)為正，與預(yù)期結(jié)果一致，即增加糧食播種面積，則相應(yīng)的作物產(chǎn)值會(huì)提升，如糧食播種面積擴(kuò)增1%，作物產(chǎn)值會(huì)增收1.311058%;使用化肥量增加1%，作物產(chǎn)值提高0.202268%;實(shí)際灌溉面積擴(kuò)增1%，則相應(yīng)的作物產(chǎn)值提升0.501729%。生產(chǎn)資料價(jià)格沒有通過顯著性檢驗(yàn)，可能是因?yàn)閯趧?dòng)過程中所需要的生產(chǎn)工具包含了固定資產(chǎn)如機(jī)器設(shè)備，廠房等，而固定資產(chǎn)投資對(duì)作物產(chǎn)值的影響不大，一般只充當(dāng)媒介的作用。

選取ADF方法檢驗(yàn)殘差序列是否存在單位根。結(jié)果如表3。

上述結(jié)果表明，殘差序列通過了5%的顯著性水平。LnY與LnX1、LnX2、LnX3之間存在協(xié)整關(guān)系。從方程（1）可知，從長(zhǎng)期來(lái)看，在外界條件一定的情況下，增加1%的糧食播種面積，相應(yīng)的產(chǎn)值會(huì)提升1.311058%;使用化肥量提升1%，作物產(chǎn)值上升0.202268%;同樣地，實(shí)際灌溉面積增加1%，相應(yīng)的作物產(chǎn)值會(huì)上升0.501729%。因此作物產(chǎn)值和播種面積、使用化肥量以及作物實(shí)際灌溉面積之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

2.3.3 誤差修正模型的建立

由協(xié)整分析得到我國(guó)糧食產(chǎn)量與其播種面積、使用化肥量以及作物實(shí)際灌溉面積之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，通過建立誤差修正模型可以得出變量間的短期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。誤差修正的模型，不僅有短期調(diào)節(jié)作用，而且考慮了長(zhǎng)期均衡關(guān)系。由以上述理論為基礎(chǔ)，采用因變量自然對(duì)數(shù)的一階差分D（lnY）作因變量，用D（lnX1）、D（lnX2）、D（lnX3）、D（lnX4）、滯后一期的誤差修正項(xiàng)e（-1）為自變量，建立誤差修正模型。見表4。

得出誤差修正模型為：

D（lnY）=0.011048+1.670926D（LnX1）+0.053912D（LnX2）+0.021347D（LnX3）+0.020880D（LnX4）-1.427982e（-1）

由表4得出以下發(fā)現(xiàn)，R2值接近與1，說(shuō)明模型中能夠更好解釋糧食產(chǎn)量的變動(dòng)。用DW值診斷相關(guān)性，表中DW值為2.102686，在2的附近，說(shuō)明各自變量之間不存在相關(guān)性。前三個(gè)影響因素對(duì)數(shù)的一階差分通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明我國(guó)糧食產(chǎn)量與其播種面積、使用化肥量以及作物實(shí)際灌溉面積具有動(dòng)態(tài)的短期均衡關(guān)系。而不能通過檢驗(yàn)的生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)X4，說(shuō)明糧食產(chǎn)值與該自變量之間不存在短期均衡關(guān)系。誤差項(xiàng)e（-1）的估計(jì)系數(shù)為-1.427982，該大小反映了偏離的調(diào)整力度，上一期偏離程度的大小，可以通過系數(shù)調(diào)整力拉回均衡狀態(tài)，說(shuō)明系統(tǒng)存在誤差修正機(jī)制。從誤差修正模型得出結(jié)論，我國(guó)糧食產(chǎn)值與其播種面積和實(shí)際灌溉面積之間具有顯著動(dòng)態(tài)的短期均衡關(guān)系。

3 ?研究結(jié)論

①我國(guó)糧食的產(chǎn)值與其播種面積、化肥施用量以及實(shí)際澆水面積之間具有穩(wěn)定關(guān)系，但生產(chǎn)資料價(jià)格對(duì)它的影響程度不大，可能是因?yàn)閯趧?dòng)過程所需要的物資以及勞動(dòng)者使用的工具包含了固定資產(chǎn)，而固定資產(chǎn)對(duì)于糧食產(chǎn)值的影響需要一段時(shí)間，可能會(huì)導(dǎo)致糧食產(chǎn)量與生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)之間沒有長(zhǎng)期均衡關(guān)系。②由協(xié)整分析得出我國(guó)糧食的播種面積、化肥施用量以及有效灌溉面積與糧食產(chǎn)值之間有顯著的動(dòng)態(tài)短期均衡關(guān)系。

4 ?政策建議

①隨著城鎮(zhèn)化的進(jìn)程，大批青年人離鄉(xiāng)進(jìn)城，農(nóng)村留下的是老年人和留守兒童以及土地閑置拋荒的問題。因此，政府可以出臺(tái)相關(guān)保護(hù)政策，不攻破耕地紅線以此保障在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中作耕面積的減少;還可以通過農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策，引導(dǎo)更多的勞動(dòng)力返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，糧食種植有了保障才能有糧食產(chǎn)量的增長(zhǎng)。

②在土壤養(yǎng)分沒有飽和的情況下，增加一定的化肥施用量，糧食產(chǎn)量會(huì)得到提高。但是由于大部分的化肥以酸性居多，如果長(zhǎng)時(shí)間施用過多，就會(huì)導(dǎo)致土壤酸化，對(duì)于氮磷鉀等元素的吸收能力就會(huì)下降，田間莊稼缺少必須的養(yǎng)分，會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)值下降?；适┯眠^量，土壤板結(jié)后，影響作物的正常呼吸，可能會(huì)直接導(dǎo)致農(nóng)作物死亡，所以導(dǎo)致糧食產(chǎn)量不會(huì)增長(zhǎng)。因此政府可以讓專業(yè)人員下鄉(xiāng)指導(dǎo)農(nóng)業(yè)者合理施用化肥，積極推進(jìn)糧食向優(yōu)質(zhì)化、綠色化方向發(fā)展，提高糧食質(zhì)量。

③糧食生產(chǎn)面臨著自然與市場(chǎng)雙重風(fēng)險(xiǎn)，政府應(yīng)該加強(qiáng)對(duì)農(nóng)田的水利設(shè)施建設(shè)投入。種植物得到實(shí)際灌溉面積，可以免遭旱災(zāi)風(fēng)險(xiǎn)，從而在收成季節(jié)提高作物產(chǎn)量。

參考文獻(xiàn)：

[1]王一杰，邸菲，辛嶺.我國(guó)糧食主產(chǎn)區(qū)糧食生產(chǎn)現(xiàn)狀、存在問題及政策建議[J].農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究，2018，39（01）：37-47.

[2]楊宗輝，蔡鴻毅，覃誠(chéng)，劉合光.我國(guó)糧食生產(chǎn)的時(shí)空格局及其影響因素分析[J].中國(guó)農(nóng)業(yè)科技導(dǎo)報(bào)，2018，20（09）：1-11.

[3]王則宇，李谷成，周曉時(shí).農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)、糧食生產(chǎn)與化肥利用效率提升——基于隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)與Tobit模型的實(shí)證研究[J].中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2018，23（02）：158-168.

[4]楊興洪，張凡凡，張啟楠.糧食主產(chǎn)區(qū)要素投入貢獻(xiàn)率測(cè)度研究[J].價(jià)格理論與實(shí)踐，2018（04）：89-92.

[5]郭斯華，季凱文.江西水稻生產(chǎn)效率測(cè)算及其影響因素分析[J].江西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2018（02）：90-99.

[6]張貞，馬賽，汪權(quán)方.基于Pearson灰色關(guān)聯(lián)熵的糧食產(chǎn)量主影響因子識(shí)別——以河南省為例[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境，2017，31（09）：43-48.

[7]王曙光，佘義斌，陳霞，袁秋勇.江蘇省糧食產(chǎn)量影響因素的灰色關(guān)聯(lián)分析[J].中國(guó)農(nóng)學(xué)通報(bào)，2018，34（13）：159-164.

[8]高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模[M].北京：清華大學(xué)出版社，2009.

[9]周聰，王新華.中國(guó)玉米產(chǎn)量主要影響因素的協(xié)整分析[J].糧食科技與經(jīng)濟(jì)，2014（1）：39.