万三敏

(河南教育学院地理系，郑州 450046)

改革开放以来，我国农业经济取得了较快发展，农业经济总量有了显著的增长，农业综合生产能力也有了很大提升［1］。我国农业经济的显著增长，引发了许多学者的关注，进行了大量研究［2］。中国农业产值的快速稳定增长提高了我国农民的收入水平和生活水平，也为我国粮食安全和整体经济发展奠定了基础［3］。中国经济发展的重要目标之一就是保持农业经济快速稳定增长［4］。对中国农业增长的实证研究表明，从20世纪80年代中期以来，农业技术进步已经成为农业增长的主要动力［5］。但是，随着工业化的推进，农业发展水平与工业发展水平的差距不断扩大，城乡二元分割的状况没有得到根本改善，制约农民收入和消费的客观因素也没有得到根本性的消除［6］。

河南省是我国传统的农业大省，也是我国粮食主产区，担负着国家粮食安全的重任。2011年9月28日，国务院出台的《国务院关于支持河南省加快建设中原经济区的指导意见》中明确提出，建设中原经济区要毫不放松地抓好粮食生产，切实保障国家粮食安全，促进农业稳定发展、农民持续增收、农村全面繁荣［7］。尽管我国因有较充足的粮食库存，粮食价格相对稳定，受国际粮食危机的冲击不大，但因水土资源约束和农民种粮积极性的不断下降，我国粮食安全仍存在潜在危机［8］。

根据国家统计局核定结果，2012年河南省粮食总产量达到5638.6万t，比2011年增产96万t，增幅为1.7%，河南省粮食产量实现了“九连增”。根据《河南统计年鉴》数据，2011年河南省粮食总产量比2003年增加了39.8%，但是，按照可比价格计算，2011年河南省农业增加值只比2003年增加了21.5%。这些数据说明河南省农业经济增长与粮食增产不成比例，农业经济增长缓慢。研究粮食生产对农业增加值的影响，对解决“三农问题”、扩大粮食生产、确保国家粮食安全具有重要意义。

影响粮食产量的因素很多，如气候、土壤、粮食播种面积、化肥投入、粮食价格、惠农补贴等，这些因素有些是可控因素，有些则是无法人为干预的。为了探讨这些因素对粮食产量的影响程度，该文尝试以河南省为例采用面板数据分析方法来动态分析农机化程度、粮食播种面积、薄膜使用量、农药投入量、化肥投入量对粮食产量以及农业增加值的影响。

1 变量选取及模型设定

1.1 变量选取

该文因变量为农业增加值 (ADD)以及粮食总产量 (Yield)，考虑数据的可获取性，以及对因变量的影响，选取自变量为农业机械总动力 (Power)、农业劳动力 (Labor)、粮食播种面积 (Area)、化肥使用量 (Fer)、农药使用量 (Pes)、地膜使用量 (Film)。为了消除异方差的影响，对所有变量分别取对数。

1.2 数据来源

该文采用2000～2012年各年度《河南统计年鉴》中统计数据。为消除物价因素对研究的影响，利用物价指数对河南省农业增加值加以处理，河南省农业经济基本情况见表1:

表1 河南省农业经济基本情况

1.3 模型设定

由于各地区农业经济差异很大，各地区农机化程度、粮食播种面积、薄膜使用量、农药投入量、化肥投入量对粮食产量以及农业增加值的影响差异程度也有较大差异，因此，选用变系数面板数据模型。设定模型为:

其中，ADD表示农业增加值，Yield表示粮食总产量，β表示各变量对产出的弹性，k表示变量的个数，X表示所选取的经济变量，i表示第i个观测区域，t表示第t个时期，c为常数，ε为随机扰动项。

2 面板数据的单位根检验与协整检验

2.1 单位根检验

非平稳经济变量建立回归模型会存在虚假回归，因此，首先要对数据进行面板单位根检验，以保证面板数据的平稳性。面板单位根检验与时间序列数据的单位根检验不同，文中同时采用LLC检验、IPS检验以及Fisher-ADF检验3种方法对文中涉及到的8个变量的对数值进行平稳性检验。(表2)

经过检验发现，这8个经济变量的对数值用3种方法检验均显示有单位根，对其一阶差分用3种方法检验，均在1%显著性水平下拒绝了存在单位根的假设，说明这8个经济变量的对数值均为一阶单整，有共同增长的趋势。因此，需要进一步检验这些经济变量的协整关系，避免出现伪回归。

表2 河南省农业经济变量对数值的面板单位根检验

2.2 协整检验

面板数据模型的协整检验方法有Pedroni检验、Kao检验以及Johansen面板协整检验，文中采用Pedroni检验方法，选择无趋势无截距项。检验结果见表3。

从表3可以看出，除了Panel v、Panel rho以及Group rho3个统计量没有通过显著性检验以外，其余都拒绝了不存在协整关系的假设。按照Pedroni的分析，当样本的时间周期较短 (T≤20)时，Panel ADF以及Group ADF检验效果最好，Panel v以及Group rho检验效果最差［9］，本文时间周期为13个年份，因此Ln－ADD以及Ln－Yield与其他农业投入之间存在着协整关系，他们之间存在长期的均衡关系。

表3 各变量的面板协整检验结果

3 面板模型参数估计

由于Ln－ADD以及Ln－Yield与其他农业投入的对数之间存在着协整关系，因此，可以对其进行面板回归。首先假设影响形式为随机效应模型，然后进行Hausman检验，结果表明Ln－ADD与其他变量的随机效应模型检验P值为0.0016，Ln－Yield与其他变量的随机效应模型检验P值为0.0759，均拒绝原假设，因此均应建立固定效应模型。

面板数据模型根据常数项和系数向量是否为常数，分为3种类型:混合回归模型 (都为常数)、变截距模型 (系数项为常数)和变系数模型 (都不是常数)。在对面板数据模型进行估计时，如果模型设定不正确，估计结果将与现实情况偏离较大，因此需要首先采用协方差分析检验，对模型的形式进行设定，主要检验如下两个假设:

如果接受假设H2则可以认为模型为不变参数模型，无需进行进一步的检验。如果拒绝假设H2，则需检验假设H1。如果接受H1，则认为模型为变截距模型，反之拒绝H1，则需要设定模型为变参数模型［10］。

对假设的检验的计算公式为:))

式中，S1、S2及S3分别表示变系数面板模型、变截距面板模型、混合回归面板模型的Sum squared resid值，N为截面数目，T为时期数目，k为解释变量数目［11］。文中N=18，k=6，T=13。

由于各经济变量的自然对数值为一阶单整，因此在建立模型时，需要以变量自然对数的一阶差分建立回归模型，即以ΔlnX=lnXt－lnXt-1作为新的经济变量进行检验，经过计算，3种模型的统计量见表4。

表4 3种面板数据模型统计量

由于F2均小于1.36，所以接受H2;又由于F1均小于1.38，所以也接受H1。因此，面板数据模型应采用不变参数模型:

对模型 (5)和模型 (6)进行回归参数估计，得到表5的估计结果:

4 农业投入对粮食产量及农业经济的影响

从模型5的回归结果来看，R2为0.9212，说明模拟优度较高。Δ(LnX)在经济学上的意义表示为某经济变量增长速度的自然对数。从系数上来看，对农业增加值的增速影响最大的是粮食播种面积的增速，粮食播种面积每增加1%，能使农业增加值增加1.32%。而且粮食播种面积的参数显著水平最高，说明粮食播种面积与农业增加值之间存在着统计学意义上的显著密切联系。化肥使用对农业增加值增速影响在5%置信水平下显著，化肥使用折纯量每增加1%能促使农业增加值增加0.407%。农用地膜使用对农业增加值的影响也比较显著，置信水平为10%，弹性系数为0.0795。农用机械总动力、农药使用对农业增加值的影响不太明显，影响系数均在0.1以下，而且置信水平不高。农业劳动力对农业增加值的影响为负，这说明农业劳动力与农业增加值的增速之间存在着负相关，这主要是因为在目前农民增收的渠道不是将劳动力投放到农业种植上，而是转移到其他产业，从河南省农业劳动力的数量来看，从1999年的3647万人减少到2011年的2655.29万人，减少了991.71万人，但是农业增加值反而一直在增加，从1997年的791.2879亿元增加到2011年的2197.95亿元，农民通过增加机械动力的方式，解放劳动力，可以更好地促进收入增加。

表5 不变参数面板回归模型估计结果

从模型6的回归结果来看，拟合优度也比较高，R2为0.9020。从系数上来分析，对粮食产量增速影响较为显著的是粮食播种面积的增速以及化肥使用量的增速，对粮食产量增速影响分别为1.5170和0.2354，而且这两个变量的弹性系数均在较高的置信水平上，具有统计学上的显著意义。农用机械总动力、农药使用量以及农用地膜对粮食总产量的影响不是太明显，弹性系数均在15%以下，其中机械总动力的弹性系数稍高，主要是代替人工劳动力的投入。农用地膜的增速对粮食产量的增速的影响为0.005，主要是因为目前河南省大棚种植尚未推广开来，大棚种植占总播种面积的比例非常低，因此对粮食增产的影响也不太显著。农业劳动力与粮食总产量的增速之间也存在着负相关，因为目前河南省人均耕地仅为667m2左右，农民的劳动效率严重偏低，大量的劳动力处于闲置状态，即使增加劳动力投放，也不能增加粮食产量;相反，通过减少劳动力数量，增加机械化水平，也可以增加粮食产量。

5 结论与建议

通过构建河南省农业增加值以及粮食总产量与农业投入之间的不变参数面板数据模型，实证检验证实了3个结论。

(1)粮食播种面积与化肥使用量对农业增加值以及粮食总产量的影响较为显著。根据前文分析，对农业增加值的增速影响最大的是粮食播种面积的增速，化肥使用对农业增加值增速影响也较大，对粮食总产量影响最大的也是粮食播种面积，其次是化肥使用量。

(2)农业机械总动力以及农药使用量对农业增加值以及粮食总产量的作用不太明显。这两个要素对粮食总产量的作用不太明显是相对于粮食播种面积以及化肥使用来说的。

(3)农业劳动力与农业增加值以及粮食总产量均呈现出负相关。这说明增加农业劳动力数量也不能增加农业增加值以及粮食总产量，反映出了农民在种植粮食与经济作物间存在矛盾，随着当前农民外出务工的增加，留守的家庭老弱劳动力趋向于种植口粮，同时由于我国粮价长期偏低现状，使农业增加值也长期偏低。而且农户规模太小也是造成农业劳动力的增加与农业增加值呈负相关的重要原因。

为此，提出4个方面的建议:

(1)增加粮食播种面积，保证粮食安全。解决农民增收以及增加粮食总产量保证国家粮食安全都需要粮食播种面积作为基础，依照常理，播种面积与产量是线性正相关，而且这种线性关系是刚性的，这一点已经得到该文的验证，通过增加粮食播种面积对于农民增收以及增加粮食产量的效果最为显著。当前国家实行全国耕地1.2亿hm2红线政策，河南省作为粮食主产区，也需要实施最严格的耕地保护政策，以保证粮食安全。

(2)增施肥料，提高粮食单位产量。增加粮食总产量的重要途径是提高粮食单位产量，而肥料的使用对粮食单位产量的影响非常明显。但是，化肥对粮食产量的边际效应是递减的，随着施用量的增加，对粮食产量增加的效果会逐渐减少，如果过量施肥，甚至可能造成减产的不良后果。我国进一步增施有机肥，提高化肥利用率等增产粮食的潜力还很大［12］。河南省2011年粮食总产量达5893.46万t，根据学者测算，河南省耕地可实现生产能力总产达7000万t［13］，这说明当前河南增肥仍有潜力，粮食增产有较大的增产潜力，通过科学动态监测土地分子化学结构，对不同粮食作物进行配方施肥，增加施肥效率。

(3)科学使用农药，保证食品安全。尽量减少使用农药，农药对于农民增收以及粮食增产都意义不大，而且在当面消费者追求绿色环保食品的大环境下，减少农药使用可以提高农产品质量，增加农民收入。但是如果遭受严重病虫害，提倡科学地使用农药，由相关部门制定粮食作物病虫害的防治标准，适时适量用药，同时也需要注意避免长期使用同种农药，以免病虫微生物产生抗药性。

(4)提高农机化水平，促进农地流转，提高农业生产效率。鼓励一些不愿意种植的农民将承包地转包给其他种粮大户，这样可以有效提高农业生产效率，解放出来的劳动力可以转移到城市务工，提高农民收入，而且可以解决一些工业城市的“用工荒”的问题，同时可以提高城镇化水平。对人地关系紧张的地区而言，政府可以在建设新农村运动中发挥积极的作用［14］，以便流转出更多的耕地。农机化虽然对于提高粮食单位产量作用不显著，但是，提高农机化水平也可以促使越来越多的种粮大户的涌现，同样可以解放出大量的农村劳动力，而且农业机械化种植也是大势所趋，当前国家通过农机具购置补贴政策，极大地激发了农民购置农业机械用具的积极性，政策效果极其显著。但是仍然需要完善配套政策，逐步建立包括农机具燃油补贴、农机具保险等农业机械化的政策体系。

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