农业现代化对粮食增产的影响——基于我国省际面板数据的实证研究

陈宏伟

安徽财经大学中国合作社研究院，安徽蚌埠，233030



农业现代化对粮食增产的影响
——基于我国省际面板数据的实证研究

陈宏伟

安徽财经大学中国合作社研究院，安徽蚌埠，233030

利用2008-2012年全国30个省份农业现代化和粮食产量的相关数据，建立面板数据模型。通过单位根检验和面板协整关系检验，对农业现代化与粮食产量之间的长期均衡关系进行实证分析。结果表明：东部、中部和西部地区农业现代化对粮食增产具有明显的促进作用，但省际之间存在显著差异，中部最高、东部次之、西部最低。因此，要推进农业供给侧改革，保证粮食产量，不仅要提高农业现代化水平，还要注重经济带建设以及农业组织化体系的完善。

供给侧结构性改革；农业现代化；粮食产量；面板协整分析

1　问题的提出

2015年全国粮食总产量为62143.5万吨，实现“十二连增”，粮食播种面积和单产均有所提高。但我国传统的粮食生产结构存在范围大、规模小、效率低下等问题，粮食生产依赖进口、农药残留高等粮食安全问题同样也令人堪忧。2016年，中央一号文件提出了落实加快农业现代化的发展理念，首先要转变农业发展方式，加快推进农业现代化建设。因此，可以从农业现代化的角度来调整粮食生产结构，提高粮食生产的质量和效率。

农业现代化是一个广义的概念，不仅指农业生产条件现代化，还包括组织管理、市场经营的现代化等[1]。关于农业现代化对粮食增产影响的研究，范东君运用C-D函数模型得出农业基础设施和粮食播种面积是影响粮食产量的主要因素[2]。肖国安等认为，有效灌溉面积、化肥施用量、农业机械化程度等三项投入影响粮食生产[3]。王祖力等人的研究发现，1978-2006年化肥投入量与粮食产量具有很强的正相关性[4]。但陈秧分认为化肥施用量的影响并不显著且呈现边际递减，机械化投入的影响显著为正[5]。杜宇能认为农业现代化会带来从事农业生产劳动力的减少和土地的规模化经营[6]。蒋俊毅认为，农业现代化可以改善农业生产条件和提高农业生产力，带来农民收入的增加[7]。

总的来说，相关研究较多地围绕时间序列进行分析，对面板数据模型的关注不足；同时相关研究在分析影响粮食产量的因素时倾向于一一罗列，分析各个变量对粮食产量的作用。本文则将影响粮食产量的因素整合为农业现代化，引入省际的面板数据模型，分析农业现代化对粮食增产的影响，以期为加快推进农业现代化、推进农业供给侧结构性改革提供理论参考。

2　研究方法

2.1指标选取

衡量农业现代化的水平有多种指标体系，本文采用马成文[8]构建的指标体系，并进一步简化为农业化学化、农业电力化、农业水利化、农业机械化等几个部分。根据数据获取的难易度和完整度，分别选取30个省、自治区、直辖市2008-2012年的农药使用量、农村发电量、有效灌溉面积、农业机械总动力等相关数据予以反映。另选取同样时点和地区维度的粮食产量(L)作为被解释变量。数据来源于国家统计局网站以及2008、2009、2010、2011、2012年《中国统计年鉴》。对所有原始数据进行标准化处理，标准化公式为x2=(x1-μ)/σ(注：由于台湾省的数据统计资料难以获取，上海市农村发电量的相关数据缺失，故将台湾省和上海市除外)。

2.2研究方法

为消除多重共线性、不遗漏信息、抓住主要成分，同时使问题得到简化，本文在面板数据的基础上采用主成分分析法。主成分分析法采用降维的思想，将所有解释变量综合成若干个互不相关的主成分Fi，i=1，…，n，用选定的主成分Fi(i=1，…，n)来描述原来众多解释变量的特征。由于面板数据的主成分分析法尚不完善[9]，本文分别对各个年份作主成分分析，以构造反映农业现代化的综合指标。

面板数据的一般模型为：yit=C1+C2+αixit+εit，C1、C2为截距项，其中C1反映整体水平，C2反映个体差异，εit为随机误差项，i为截面跨度，t为时间跨度。根据是否存在个体效应和时点效应(即截距和系数是否发生改变)，将面板数据模型分为截距系数均不变的混合回归模型、变截距模型以及同时影响模型截距和斜率的变系数模型三种类型。下文将根据判定方法(F统计量的大小)，针对不同的样本选取不同的模型进行分析。

2.3理论假设

农业现代化对粮食增产的促进作用包括直接和间接两种，取决于农业现代化方式。直接作用主要指农业化学化、水利化等对农作物产生直接影响，即通过提高化肥使用量、提供充足的灌溉来提高粮食产量；间接作用包括农业电力化、机械化等，大幅减少劳动力的使用，采用机械化耕作、集约化经营来提高粮食产量。因此，提出如下假设：提高农业现代化水平可以增加粮食产量。

3　实证分析

3.1主成分分析

本文运用SPSS软件首先对标准化后的2008-2012年各省横截面数据的4个解释变量作主成分分析，并分别得出两个主成分得分；再根据方差贡献率算出各年度两个主成分的综合得分，即农业现代化水平(N)，如表1所示，具体计算步骤省略。

表1　农业现代化水平综合得分表

本文沿用传统的经济带划分方法，将全国30个省、自治区、直辖市分为东部、中部、西部三个地区，各包括10、8和12个省级行政区。从表1可以看出，从全国范围看，山东省农业现代化水平最高，其次是河南、河北；除北京、天津外，宁夏、青海、西藏的农业现代化水平最低。东部地区中山东省的农业现代化水平最高；中部地区河南省最高；西部地区四川省最高。从时间跨度来看，虽然农业现代化水平上下波动，总体呈现上升趋势。

3.2模型的建立

使用Eviews软件对三个地区以及全国的数据单独建立面板数据模型并进行比较分析。根据F1与F2的关系，可以判定三个地区以及全国数据模型的形式(其中F1=[(s2-s1)(NT-N(k+1))]/[s(N-1)(k+1)]，F2=[(s3-s1)(NT-N(k+1))]/[s1(N-1)(k+1)]，s1为变系数模型的残差平方和，s2为变截距模型的残差平方和，s3为混合模型的残差平方和，T为时期长度，N为截面个体的个数，k为模型中的解释变量个数)。计算结果如下表2。因此，三个地区以及全国样本模型均采用变截距模型形式。

表2　模型形式选取

为了分析农业现代化对粮食增产的地区性差异，下面对模型进行估计(根据Hausman检验的结果，应采用变截距固定效应模型)。其中个体固定效应模型中变量系数相同，取决于截距项C1(常数)、C2。C2为效率参数，反映个体之间的差异水平。其值越大，表明自变量对因变量的促进作用越大，实际上反映粮食增产受农业现代化以外的综合因素影响越大。变量系数αi将在最后讨论。C2估计值见表3。

表3　个体固定效应模型估计结果/C2

在自变量系数一致的前提下，从全国整体来看，黑龙江省的截距最大，其次是吉林省。表明在粮食产量上受农业现代化之外的综合因素影响较大。黑龙江、吉林地处东北平原，是粮食生产大省，粮食作物种植基数大，农业现代化程度已很高，因此对粮食增产效果不显著。截距最小的是青海，其次是西藏，两地粮食产量受农业现代化水平的限制较大。由于高原地区以放牧为主，且多为梯田，土壤贫瘠、可耕地面积较少，粮食产量受农业现代化水平的影响较大。

从东部看，山东省截距最大。山东省地势平坦，灌溉充足，适宜粮食生产，受农业现代化影响较小。从中部看，黑龙江省截距最大。从西部看，四川省截距最大。四川平原粮食生产条件好，又是西部经济中心，农业现代化程度已经很高，因而受农业现代化的影响较小。

3.3单位根检验

数据不平稳可能会导致伪回归的出现，因而在回归分析之前先进行平稳性检验。面板数据的单位根检验区别于时序数据的ADF检验法，分为同质和异质两类，主要包括LLC检验(LevinLin&Chu)、费雪t检验(Fisher-ADF)、费雪PP检验(Fisher-PP)等方法。采用多种检验方法的检验结果更加可信。LLC、Fisher-ADF、Fisher-PP检验的原假设为各截面数据均有单位根。检验结果如表4所示。

表4　单位根检验结果

注：检验形式为含时间项、不含趋势项；*、**、***分别表示通过10%、5%、1%的显著性水平检验。

通过单位根检验可以发现，全国的L水平值拒绝“存在单位根”的零假设，N水平值没有拒绝“存在单位根”的零假设，不为同阶单整，因此不满足协整关系的前提条件；东部、中部和西部地区的变量L和N的水平值均不平稳，差分后均平稳，因此为同阶单整，满足进行协整关系检验的前提条件。以下只对东部、中部和西部三个地区的变量L、N作进一步协整关系分析。

3.4协整关系检验

采用Pedroni协整关系检验，根据回归残差构造了7个统计量来衡量长期协整关系，分别为面板方差率统计量(Panelv-Stat)、面板ρ统计量(Panelrho-Stat)、面板PP统计量(PanelPP-Stat)、面板t统计量 (PanelADF-Stat)、组间ρ统计量(Grouprho-Stat)、组间PP统计量(GroupPP-Stat)、组间t统计量 (GroupADF-Stat)。三个地区样本模型的检验结果如表5所示。

表5　Pedroni协整检验结果

注：*、**、***分别表示通过10%、5%、1%的显著性水平检验。

小样本中，Group-PP、Group-ADF的检验效果较好。因此，根据统计量显著性水平的大小，拒绝原假设，即认为东部、中部和西部地区的变量之间存在协整关系；而在上文的全国样本中，变量整体不具有同阶单整，因而不具有协整关系。可以看出，基于地域差异所形成的东部、中部、西部经济区(例如长江经济带、珠三角)，会使得农业现代化与粮食产量具有长期均衡关系。因此，构建区域经济带的重要性不言而喻。

为了分析农业现代化对粮食产量的影响程度，同时又鉴于小样本普通最小二乘法存在的弊端，采用Pedroni变量FMOLS法进行面板协整估计，估计结果如表6所示。

表6　农业现代化对粮食产量的FMOLS估计

虽然以上已经验证了三个地区农业现代化与粮食产量具有长期均衡关系，但从西部地区模型可以看出，该地区的粮食产量对农业现代化变动的反应并不敏感。可能的原因是，西部高原地区土壤条件差，粮食种植稀少且分散，提高农业现代化对提高单位面积粮食产量的作用甚微。相反，东部和中部地区农业现代化每变动1单位，会带来粮食产量分别变动0.403、1.538个单位。因此，东部和中部地区要进一步提高农业现代化水平。

4　结论与建议

本文利用面板数据模型对不同省份农业现代化影响粮食增产效果的差异进行分析，得出以下结论：首先，不同省份之间的农业现代化水平具有明显差异，但整体水平在逐年上升。其次，通过对不同地区模型的协整关系分析得出，建立经济带可以使农业现代化与粮食产量之间建立长期均衡关系。再次，从模型截距上看，西部地区粮食产量受农业现代化水平的影响在绝对量上较大，东部、中部地区则相反。最后，从FMOLS系数上看，东部、中部地区粮食产量对农业现代化变动的反应在相对量上敏感，西部地区则相反。

根据以上结论，给出相应的建议：要进一步推进农业供给侧结构性改革，加快农业现代化进程。总体上要从生产技术、组织管理、健全市场和社会服务等方面提高农业现代化整体水平。一方面，从制度和政策两方面加大对农业现代化发展落后省份(宁夏、青海、西藏)的扶持力度，因地制宜地发展特色农业。健全土地承包经营、科研成果推广、农业贷款和农民专业技术培训制度等，加大财政对农业的支持保护补贴、对农村基础设施的投入。另一方面，完善农业组织化体系建设。推进一家一户为单位的粮食生产现代化难度较大，受到资金、生产规模、自然条件等因素的局限。但要引导农民加入专业合作社和农业协会等组织，统一购买农业机械、聘请技术员、申请农业贷款等，使分散的农户快速提高农业现代化水平。另外，要继续推进城市群建设，提高城市间的一体化水平。在各个经济带中优先提高核心城市的农业现代化水平，形成中心辐射周边的格局。

[1]毛飞，孔祥智.中国农业现代化总体态势和未来取向[J].改革，2014(10)：9-21

[2]范东君.粮食产量影响因素的实证分析与贡献率测算[J].湖南工业大学学报，2011(5)：55-61

[3]肖国安，王文涛.粮食产量主要影响因素实证分析及政策选择[J].湖南科技大学学报：社会科学版，2007(2)：90-93

[4]王祖力，肖海峰.化肥施用对粮食产量增长的作用分析[J].农业经济问题，2008(8):65-68

[5]陈秧分，李先德.中国粮食产量变化的时空格局与影响因素[J].农业工程学报，2013(10)：1-10

[6]杜宇能.工业化城镇化农业现代化进程中国家粮食安全问题[D].合肥：中国科学技术大学公共事务学院，2013：67-74

[7]蒋俊毅.农业现代化与农民增收:一个新的理论框架[J].农村经济，2008(6):56-58

[8]马成文，衡杰.安徽省新型城镇化与农业现代化之关系[J].沈阳大学学报：社会科学版，2014(6)：754-757

[9]王培.面板数据的主成分分析及其应用[J].贵州大学学报：自然科学版，2009(1)：21-23

(责任编辑：周博)

10.3969/j.issn.1673-2006.2016.10.003

2016-04-28

安徽省高校人文社科重点研究基地项目“中国特色供销合作社发展道路研究”(SK2015A091)。

陈宏伟(1994-)，安徽亳州人，在读硕士研究生，主要研究方向：合作经济组织与制度。

F320.1

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1673-2006(2016)10-0011-04