黑龍江省農業發展績效與影響因素分析

郭 錦，陳 昭

（廣東外語外貿大學a.公開學院；b.國際經貿學院，廣州 510420）

1 導言

農業發展是國民經濟的根本和基礎。從全球來看，糧食安全一直是很嚴峻的問題。中國是發展中的農業大國，耕地面積僅占世界的7%，而人口卻占世界的22%，十幾億人的糧食問題始終是頭等大事。由于人口增長和人民生活水平的提高，今后每年糧食需求將以50億公斤左右的剛性速度增長。另一方面，工業化和城市化使得耕地面積不斷減少，到2020年即使能夠守住18億畝的紅線，也只能夠達到人均1.2畝。因此，高度重視、保護和提高糧食綜合生產能力，建立穩定的商品糧生產基地，建立符合我國國情和社會主義市場經濟要求的糧食安全體系，確保糧食供求基本平衡，這既是我國政府解決糧食安全問題的基本方針，也是實現糧食安全總的目標。

黑龍江省是我國的農業大省，地理優勢和自然資源得天獨厚，耕地面積占全國總量的十分之一。2009年，黑龍江省糧食產量達870.6億斤，連續6年奪取豐收，糧食總產居河南省之后列中國第二位。充分發揮黑龍江省在我國農業發展中的重要作用，對于保障我國的糧食安全意義十分重大。

1 模型的建立

我們選取黑龍江省的哈爾濱、齊齊哈爾、雞西、鶴崗、雙鴨山、大慶、伊春、佳木斯、七臺河、牡丹江、黑河、綏化、大興安嶺作為面板模型的截面研究對象，原因是在我們選取的樣本區間內，上述地區的GDP和農業生產總值分別占黑龍江省GDP和農業生產總值的比重范圍在94%-99%，可見上述地區的農業發展能夠代表黑龍江省農業發展問題。

變量名稱和符號界定如下：Yit表示糧食產量 （單位：萬噸），Lit表示農村勞動力投入（單位：萬人），Hit表示農業化肥投入量（單位：噸），Nit表示農機總動力（單位：萬千瓦），Mit表示耕地面積（單位：萬公頃）。其中i表示截面個體，指上文的各個地區；t表示時間序列，文中為1995～2009年。

假設農業產出函數是柯布——道格拉斯型的，因此可以建立對數函數模型如下：

其中，ln 表示對變量取對數，Ci為非觀測效應，b0、b1、b2、b3為待估參數，u為特異誤差。

2 基于面板單位根和面板協整檢驗的實證分析

2.1 數據的來源和說明

本文所用數據樣本區間為1995～2009年，這是因為這一時間段黑龍江農業發展穩定，因此確定研究樣本區間為上述時間段。所有數據均來自于有關年度《黑龍江統計年鑒》等權威數據資料庫。本文所用軟件是Eviews5.1和Stata9.0。

2.2 面板模型與估計、檢驗方法

計量經濟理論表明，眾多經濟變量尤其是面板數據大都是非平穩變量，用非平穩變量進行回歸分析結果很大程度上表現為偽回歸。為避免偽回歸現象，需要對面板數據進行單位根和協整檢驗。

（1）面板單位根檢驗。面板模型進行回歸分析之前進行單位根檢驗，這是避免出現偽回歸的前提條件。面板單位根檢驗方法有別于時間序列數據單位根檢驗，主要為：LLC檢驗、Breitung檢驗、Hadri檢驗是相同根的檢驗方法，IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗是不同根的檢驗方法；LLC檢驗、Breitung檢驗、IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗原假設是含有單位根；Hadri檢驗原假設為不含有單位根。本文所用數據和變量的面板單位根檢驗結果如表1所示。

上述檢驗結果除了lnY、lnH、lnM一階差分值的Breitung檢驗顯著與眾不同外，其他四種或以上檢驗方法檢驗結論一致，均表明上述變量是I(1)的，也就是說本文模型所用變量是非平穩變量。

表1 面板數據的單位根檢驗

對于面板模型，如果變量是非平穩的，進行回歸分析之前需要進行協整檢驗，以判斷是否可能屬于偽回歸。

（2）面板協整檢驗。Pedroni(1999，2001)以回歸殘差為基礎構造出7個統計量進行面板協整檢驗，其中除了Panelνstat為右尾檢驗之外，其余統計檢驗量均為左尾檢驗。4個是用 聯 合 組 內 尺 度 描 述 即 Panel v-Stat、Panel ρ-Stat、Panel ADF-Stat、Panel PP-Stat；另外3個是用組間尺度來描述即Group ρ-Stat、 Group ADF-Stat、 Group PP-Stat。 如果各統計量均在1%(或5%)的顯著性水平下拒絕“不存在協整關系”的原假設，表明非平穩的時間序列之間存在著協整關系。

Pedroni(1999，2001)基于殘差的協整檢驗量最關鍵的是計算所假設協整方程的殘差。

對于如下的協整方程：

其中，β1=（β1i，β2i，…，βMi），xit=(x1i,t,x2i,t，…，xMi,t)，M 為獨立變量的個數。

為了得到相關的面板協整統計量，首先要估計協整方程。為了得到兩個組內統計量 （panel rho-stat、panel t-stat）值，對原序列進行差分運算并估計如下差分方程：

Pedroni對于相關的面板協整檢驗量作了如下的表示：

對于每個面板模型利用近似的均值和方差既可以進行標準化。

對于面板協整檢驗而言其原假設H0：對?i,γi=1，即不存在協整關系；而對于組間統計量而言其備擇假設為：H1：對?i，γi＜1：而對于組內統計量而言其備擇假設為：H1：對?i,γi=γ＜1。

本文所用變量的面板協整檢驗結果如表2所示。

表2 本文所用變量的面板協整檢驗

模型變量的Pedroni協整檢驗的組內和組間統計量在1%的顯著水平上均表明拒絕不存在協整關系的原假設，表明前文模型存在協整關系，可以直接進行回歸分析，不存在偽回歸。

（3）實證結果。按照協整檢驗的結果，我們對模型進行了回歸分析，模型檢驗表明應該采用隨機效應模型，方法為SUR（似不相關回歸），回歸結果如下。

Ci的結果如表3所示（由于取了對數，因此結果出現負數，數越小表明農業自主產量越小，反之則反是）。

回歸方程的系數表明的是彈性，按照數值大小順序排列，解釋變量對于農業增長的貢獻分別是農機總動力、化肥施用量、農作物耕作面積和農業勞動力投入。如果把農業勞動力投入對于農業產出的貢獻度設定為1，則農作物耕作面積對于農業產出的貢獻度為1.32，化肥施用量的貢獻度為2，農機總動力的貢獻度為5.6。

表3 各地區農業自主產量的對數值 單位：萬噸

按照回歸模型計算各地區解釋變量的系數，即彈性，結果如表4所示。

從勞動力投入彈性來看，齊齊哈爾和鶴崗為正數，其他地區不顯著或者為負數；而化肥施用量彈性除了鶴崗、大興安嶺為負數以外，其余地區均為正數，以雙鴨山、牡丹江彈性為最大；哈爾濱、伊春、七臺河、黑河、大興安嶺的農機總動力彈性系數為正數，綏化的彈性系數不顯著，其余地區系數均為負；齊齊哈爾、雞西、鶴崗、綏化、大興安嶺的農作物耕作面積彈性大于0，其他地區或者不顯著或者小于0。

表4 各地區解釋變量的系數

3 結論和政策建議

理論和實證分析結果表明，四種投入要素與黑龍江農業產出正相關。黑龍江省農業勞動力投入和化肥施用量的增加、農機總動力的提高、農作物耕作面積的擴大顯著的提高黑龍江農業產出，并且農機總動力對黑龍江農業產出貢獻度最大，其次是化肥施用量和農作物耕作面積的提高，貢獻最小的是農業勞動力投入。農機總動力對農業產出的貢獻是居第二位貢獻的化肥施用量的2.8倍。從各地區來看，各要素投入對于農業產出的貢獻明顯不同，差異顯著。哈爾濱、七臺河和黑河農業產出貢獻大的投入要素是化肥施用量和農機總動力；齊齊哈爾農業產出貢獻度大的要素是耕作面積、勞動力投入和化肥施用量；雞西和綏化為耕作面積和化肥施用量；鶴崗是耕作面積和勞動力投入；雙鴨山、大慶、佳木斯和牡丹江則是化肥施用量；伊春是農機總動力和化肥施用量；大興安嶺是農機總動力和耕作面積。

上述分析結果表明，要素投入的增加能夠促進黑龍江農業產出的提高，農業總產出彈性約為1.1（0.11+0.22+0.62+0.145），表現為規模報酬遞增，也就是從理論上說，各種要素投入平均增加1%，黑龍江農業產出將增加1.1%。但是從不同地區來看，由于各地區的要素彈性不同，采用不同的要素投入組合能夠有效提高農業產出水平，并且能夠使資源得到合理有效的利用。比如，哈爾濱的耕地面積2719萬畝，人均耕地2.76畝，是全國人均耕地的2倍，土地粗放型耕種面積大；黑河地區耕地總面積為1883萬畝，85%的耕地種植大豆；這兩個地區糧食播種面積占農作物總播種面積的比重超過了90%，農業基本情況更適合集約化經營，增加農機投入和化肥施用量，會更有效提高該地區農業產出，這和理論模型的分析是一致的。

糧食播種面積增量占黑龍江省增量比重較大的有綏化（14.8%）、齊齊哈爾（14.7%）。齊齊哈爾和綏化兩個地區耕作面積彈性對于農業產出的貢獻度最大，適合擴大面積提高農業產出類型的農業發展模式；其他地區耕作面積對于農業產出彈性則很小、不顯著或者負相關，因此這些地區農業發展實事和理論分析一致。農機總動力彈性以大興安嶺最高，為3.337。由此可見黑龍江各地區農業發展是很有績效的，合理的資源分配和恰當的要素組合促進農業得到較好的發展。

我們總的結論和建議是，由于各地區自然條件和資源稟賦不同，不同地區的農業發展應該采用不同的措施和辦法，要因地制宜，通過要素投入組合的合理配置，才能有效提高農業產量。否則，無效的配置是對資源的浪費。不同問題采取不同的處理方法，而不應該搞一刀切，發揮地區的優勢，回避劣勢，揚長避短，則能促進經濟和社會整體績效的提高。

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