耕地追加质量对湖北省粮食生产影响的实证研究

2015-10-09 20:27李名峰孟文辉
湖北农业科学 2015年17期
关键词:湖北省

李名峰++孟文辉

摘要:通过计算湖北省耕地标准系数评价耕地综合质量的动态变化,进而构建C-D生产函数模型,实证分析了耕地追加质量中各投入因素对粮食单产的贡献率。研究表明,化肥与地膜对粮食单产水平提高的正向效益呈边际递减趋势,而农业机械的使用对粮食单产存在边际报酬递增效应。各级政府应通过购买化肥、地膜、农机等农技推广公共服务,提高耕地追加质量,实现粮食稳产高产。

关键词:耕地追加质量;耕地标准系数;C-D函数;政府购买公共服务;湖北省

中图分类号:F327 文献标识码:A 文章编号:0439-8114(2015)17-4380-05

DOI:10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2015.17.069

2014年1月,中共中央、国务院发布的《关于全面深化农村改革加快推进农业现代化的若干意见》强调:“任何时候都不能放松国内粮食生产,严守耕地保护红线,划定永久基本农田,不断提升农业综合生产能力,确保谷物基本自给、口粮绝对安全。”保障粮食安全已成为治国理政必须长期坚持的基本方针。要保障粮食安全,就必须正确认识耕地与粮食生产之间的关系。国内学者在研究粮食生产与耕地关系时,形成了耕地资源数量直接影响粮食生产能力和耕地资源数量与粮食产量无关两种截然不同的研究观点[1-4]。提高单位面积耕地粮食产量的重中之重就是切实提高耕地质量。所谓耕地质量是指由耕地地力、田间基础设施和耕地环境等构成的满足农作物安全和持续产出的能力,是耕地生产力的标度。耕地质量包括本底质量和追加质量两部分,由于耕地本底质量由自然属性决定,是相对稳定而且不易改变的;而追加质量是在人为投入或改造,改善管理的条件下形成的,是欠稳定的、易变的,并可以较快且长时期地作用于粮食生产[5]。因此,要提高粮食产量和粮食单产,应着重提高耕地的追加质量。为了定量分析耕地追加质量对粮食生产的影响,本文选取我国粮食生产大省湖北省的相关数据,通过计算“耕地标准系数”来考察耕地质量的动态变化,然后构建柯布—道格拉斯生产函数(C-D函数),结合偏估计和岭回归分析耕地追加质量因素的投入对粮食单产的影响,并据此提出提高粮食单产,保障国家粮食安全的具有针对性的政策建议。

1 研究对象区域概况

湖北省地处我国地势第二级阶梯向第三级阶梯过渡地带,国土面积1 859万hm2,地貌类型多样,山地、丘陵、岗地和平原兼备。山地约占全省总面积55.5%,丘陵和耕地占24.5%,平原湖区占20.0%。湖北省属亚热带季风性湿润气候,光照充足,热量丰富,降水充沛,雨热同季,年均日照时数为1 200~2 200 h,无霜期230~300 d,年降水量为800~1 600 mm。湖北省是我国13个粮食主产区之一,是国家推进新增千亿斤粮食生产能力建设的重要实施省份,素有“湖广熟,天下足”之说。2013年,湖北省粮食总产量超过2 500万t,实现连续十年增产。多年来,中央领导高度重视湖北省的农业发展,并多次在湖北省发表有关粮食生产的重要讲话。2013年7月,习近平总书记在湖北省考察时强调“自力更生任何时候都不能少,我们自己的饭碗主要要装自己生产的粮食”。然而,随着经济社会的发展和城镇化进程的加快,和其他省份一样,湖北省也面临工业化和城镇化蚕食耕地的问题,加上不可预知的、破坏力巨大的自然灾害影响,要保持湖北省粮食的稳产高产难度很大。要提高湖北省的粮食单产,必须努力提高耕地追加质量,充分挖掘存量耕地的粮食生产潜力。

2 粮食产量的动态变化分析

1991-2011年湖北省粮食总产量呈现出波浪形的走势,介于2 000万~2 500万t之间(图1)。总体而言,可将这20年湖北省粮食产量的变化划分为以下3个阶段。

第一阶段(1991-1997年),湖北省粮食产量稳中有升,并在1997年达到年产2 634.4万t的历史峰值。这一时期湖北省农业发展呈现出良好的势头,这主要得益于全省各级政府始终坚持把加强农业生产放在政府工作的重要位置,不断推广农业生产新技术,大力推进农业机械化。

第二阶段(1998-2003年),湖北省的粮食产量逐年下降,2003年粮食产量降至1 921万t,跌破了2 000万t整数关口。这一阶段粮食产量下降的主要原因:一是百年不遇特大洪水灾害、亚洲金融危机、国内通货紧缩等外部因素对粮食生产造成了很大的冲击;二是农业生产结构调整使一些原来用于种植粮食的耕地改为种植经济作物、果树或开辟为鱼塘等,致使粮食种植面积下降;三是土地出让市场化改革的推进使国有建设用地的市场价值日益凸显,一些地方政府为了获取巨额的土地财政收入,积极推动农地非农化,这也在很大程度上给粮食生产带来了负面影响。

第三阶段(2004至今),湖北省粮食产量止跌回升。这一阶段,湖北省积极落实各项种粮补贴政策。2004年开始发放粮食直接补贴,此后又增加了良种补贴、农机购置补贴、农资增支补贴等。同时政策性支持还包括限定粮食最低收购价格、农业生产基础设施改善等[6]。这些惠农政策有效地调动了广大农民种粮的积极性,推动了粮食产量逐步提升。

从湖北省粮食单位面积产量来看,1991-2011年间,由于农业生产物质的投入增加和农业技术水平的提高,湖北省粮食生产条件逐步改善,这也使得湖北省粮食单位面积产量在波动中缓慢提高(图1)。这20年里湖北省年均粮食单产为5 313 kg/hm2,比全国同期平均水平高出19%。年均增长率为1.56%,比全国同期平均增长率高0.04%,这说明湖北省粮食单产在全国处于上游水平,粮食单产增长率大体与全国平均水平相当。

3 耕地质量的动态变化分析

本研究采用单位耕地面积产出能力来衡量耕地质量的高低,具体衡量指标为耕地标准系数。耕地标准系数的计算方法为:耕地标准系数=地区耕地生产力/全国耕地生产力。

其中,耕地生产力=耕地总产量/耕地面积=播种面积粮食单产×农作物复种指数[7]。从湖北省1991-2011年耕地标准系数的变化(图2)来看,1991-1997年间,湖北省的耕地标准系数除1993年有小幅回落以外,总体呈上升趋势,特别是1995-1997年间提升幅度较大,其主要原因是,1996年国家决定从当年新粮上市起进一步提高粮食定购价格,有效地调动了广大农民粮食生产积极性,农民主动增加了种粮的生产要素投入,从而有效地提高了耕地的生产能力。1998-2011年间,耕地标准系数除2009年受国内外复杂经济形势影响短暂飙升至历史最高点2.72外,总体上呈波动中下降的趋势,这主要是因为伴随城镇化和工业化进程的不断加快,大量农村劳动力流向城镇,农业生产劳动力要素配置的减少带动了复种指数下降。此外,农业物资(如化肥,地膜等)的长期大量投入,使其对基础地力的提升效用产生了边际递减甚至是负效用。endprint

由于在农业生产研究中,C-D生产函数以农业生产经营成果为目标,描述了农业产出与生产要素之间的关系,在很大程度上能够反映农业生产过程的客观实际,并且具有可线性化,易于计算要素投入对农业产出的贡献等优点[8]。基于此,本研究将构建C-D生产函数模型分析耕地追加质量(即农业生产物质)投入与粮食单产的数量关系,解读耕地质量变化对于粮食生产的影响。由于对变量取对数不会改变这几个变量之间的关系,而且可以消除变量的量纲,避免出现异方差,且使经济变量具有弹性含义等优点,本研究对C-D生产函数取对数后得到以下回归方程:

lnY=A+α1lnMach+α2lnFerti+α3lnIrriga+α4lnLabo+α5lnDisas+α6lnPesti+α7lnMulch+α8lnElectri+ε

式中,Y表示粮食单产;Mach、Ferti、Irriga、Labo、Disas、Pesti、Mulch、Electri分别表示单位播种面积农业机械总动力、单位播种面积化肥施用量、有效灌溉率、单位播种面积劳动力投入量、农作物受灾率、单位播种面积农药施用量、单位播种面积地膜使用量和单位播种面积用电量;α1~α8为各变量的待估参数,表示各个解释变量的生产弹性,A为常数项;ε为随机扰动项。回归分析的原始数据源自历年的《中国统计年鉴》、《中国农业年鉴》、《湖北统计年鉴》以及《新中国农业60年统计资料》。

使用SPSS19.0统计分析软件,对上述回归方程进行最小二乘回归,结果显示,回归方程的F值为22.49,显著性P值为4.247E-6≈0.000,调整后的R2值为0.896,说明此回归方程高度显著,拟合程度较高,能够较好地解释湖北省粮食单产变化。但是从各参数系数的t值来看,除了农作物受灾率外,其他变量的t检验的P值均远大于0.05,即系数不显著,说明回归模型自变量之间可能存在多重共线性;进一步计算8个回归变量的方差扩大因子(Variance inflation factor,VIF)值,结果显示,8个自变量中有5个自变量的方差扩大因子值大于10,说明回归方程自变量之间存在严重多重共线性,不宜直接采用普通最小二乘法估计模型参数(表1)。

为了克服多重共线性的影响,采用A.E.Hoerl(1970)提出的岭回归(Ridge Regression)的方法求解模型参数[9]。其基本思路为:对于多元回归方程Y=X?茁+?着(其中,Y表示因变量矩阵,?茁表示回归系数矩阵,?着表示残差矩阵)其最小二乘估计为:■=(X′X)-1X′Y,当自变量间存在严重的多重共线性时,X′X≈0,此时给X′X加上一个正常数矩阵D=kI(k为大于0的常数),那么X′X+KI的接近奇异程度就比X′X的接近奇异程度小很多。用■(k)表示?茁的岭回归估计,k表示岭参数,此时参数最小二乘估计为:■(k)=(X′X+KI)-1X′Y,其中k=0时,岭回归估计退化为普通最小二乘估计。从岭回归的经验来看,k较小时,■(k)不够稳定,逐渐增大k则会导致回归方程的拟合优度下降,■(k)趋近于0,因此选取合适的k值十分重要。使用SPSS统计分析软件对因变量和自变量做岭回归分析,得到8个自变量的岭迹图。

根据岭迹图对8个自变量进行筛选,筛选的原则是:剔除系数比较稳定且绝对值较小的自变量;剔除岭回归系数不稳定、震动趋于零的自变量;剔除标准化岭回归系数很不稳定的自变量[10]。根据这些原则本研究剔除了lnIrriga、lnLabo、lnPesti、lnElectri 4个自变量,用因变量与剩余的4个自变量做岭回归,从剩余变量的岭迹图可以发现当k=0.42以后,岭参数基本趋于稳定。此时,R2=0.847 8仍然较大,因此选定k=0.42做岭回归,得到标准化岭回归方程:

lnY=0.204 0 lnMach+0.429 9lnFert-0.137 1ln Disas+0.152 3lnMulch。

从岭回归方程的标准化回归系数的符号可以看出,单位播种面积农业机械总动力、单位播种面积化肥施用量和单位播种面积地膜使用量对湖北省粮食单产的提高都具备正向作用,百公顷农作物受灾面积的提高则会导致湖北省粮食单产降低,回归系数的符号符合回归方程参数设置的预期,且4个解释变量对粮食单产水平提高的解释力达到84.78%。从4个解释变量的弹性系数来看,在其他因素不变的情况下,单位播种面积农业机械总动力、单位播种面积化肥用量、百公顷农作物受灾面积和单位播种面积地膜使用量每增加1%,会带动粮食单产分别提高0.204%、0.430%、-0.137%和0.152%。由于自然灾害属于不可预知因素,因此在本研究中不做具体讨论。根据经济学相关理论,要素贡献率的计算公式为:

Rxi/y=■

根据上述生产弹性和不同时期粮食产量及各影响因素的变化率,计算得到单位播种面积农业机械总动力、单位播种面积化肥施用量和单位播种面积地膜使用量对湖北省粮食单产增加的贡献率水平值(表2)。

从表2可以看出,1991-2011年,地膜和化肥的使用对湖北省粮食单产增长的贡献率分别为0.87%和6.09%,具有较为明显的正向作用,这在很大程度上冲减了因农业劳动力流失对粮食单产带来的负面影响。但值得注意的是,湖北省单位播种面积化肥施用量从1991年的209.19 kg/hm2上升至2011年的443.08 kg/hm2,20年内上升两倍多,而其对粮食单产的贡献率却从1991-2000年的11.11%下降到2001-2011年的2.18%。地膜的使用情况和效果也与此相似,2011年单位播种面积使用量为1991年的1.45倍,而对粮食单产增长贡献率则从1991-2001年的1.48%下降到2002-2011年的0.30%。因此,虽然化肥与地膜对粮食单产水平提高具有正向效益,但随着使用量的不断增加,正向效应已呈边际递减趋势。endprint

现代农业离不开机械作业,粮食单产的提高也离不开农业机械的使用。湖北省的江汉平原和鄂东沿江平原适合大规模的农业机械作业。为了提高粮食生产效率,多年来湖北省一直大力推动农业机械化生产的普及,并出台政策鼓励农机的创新和推广,还对农机购置实施了财政补贴。2011年,湖北省单位播种面积农业机械总动力是1991年的将近3倍,为粮食单产的提高打下了良好的基础。回归分析结果显示,1991-2011年间单位播种面积农业机械总动力对粮食单产增长的平均贡献率为5.05%,尤其应该注意的的是1991-2000年的贡献率为2.22%,2001-2011年的贡献率为3.74%,这说明在1991-2011年的20年间湖北省农业机械的使用对粮食单产提高存在边际报酬递增效应。

4 提高耕地追加质量的对策建议

从前文分析可知,长期以来地膜、化肥、农药等农资的粗放投入,已经使得这些农资对于耕地追加质量的提高的正效应呈边际递减趋势。因此,要实现粮食的稳产高产,必须改善耕地肥料投入结构,改良土壤,增加土壤肥力,有效提高耕地追加质量。同时,尽管农业机械应用对于湖北省粮食单产的提高影响显著,但农业机械推广还存在农机技术推广经费使用效率低下、推广人员专业素质偏低、农机推广技术与农民需求脱节等问题。无论是提高地膜、化肥、农药等农资的使用效率,还是大力推广农机技术的使用,都需要构建新型、高效、完善的农业技术推广体系加以支撑。

我国的《农业技术推广法》明确规定各级农业技术推广机构属于公共服务机构。2012年中央一号文件《关于加快推进农业科技创新持续增强农产品供给保障能力的若干意见》更是明确指出“农业科技是确保国家粮食安全的基础支撑,是突破资源环境约束的必然选择,是加快现代农业建设的决定力量,具有显著的公共性、基础性、社会性”。因此,农技推广服务具有公益属性,农技推广服务属于公共服务的范畴。在我国传统农技推广服务体系中,政府长期扮演着集单一投资主体、直接提供服务主体和监督主体于一身的“三位一体”的角色。新公共管理理论认为,政府作为公共服务供给的监督者,就是“掌舵”,作为公共服务直接供给者,就是“划桨”,政府的职责是掌好舵,而不是划好桨[11]。为了有效提高耕地追加质量,实现粮食的稳产、高产,政府在构建现代农业技术推广体系时,应着眼于自身扮演角色的转变,即从直接提供农技推广服务的“划桨者”转变为向专业机构购买农技公共服务的“掌舵者”,专心做好农技推广服务的购买、监督和考核评估工作。政府在购买农业技术服务过程中应注意合理界定政府购买农业技术服务的具体项目。由于农业技术服务内容广泛,涉及机构众多、推广方式多种多样。对于那些服务质量和数量难以评估和标准化而且竞争性不强的项目,不一定适合通过政府购买来提供,例如《农业技术推广法》列出的关键农业技术的引进、试验、示范;植物病虫害、动物疫病及农业灾害的监测、预报和预防等农技公共服务,仍可由政府农技推广机构直接提供,或通过立项的方式委托具有相关资质的高等院校或科研院所代为提供。对于服务资源有限且具有一定竞争性的农技推广服务,诸如农业专业信息咨询、农业技术指导和农业技术培训教育等,则可引入市场竞争机制,通过招投标选择农技服务提供组织或企业,由中标组织或企业向广大农户提供标书约定的农业技术服务,政府应对中标方履约提供农技服务的数量和质量进行评估考核,并根据考核结果向中标组织或企业核拨相应的农技推广服务经费。

参考文献:

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