農(nóng)業(yè)資源綜合生產(chǎn)條件對(duì)糧食生產(chǎn)的影響農(nóng)業(yè)資源利用與糧食安全的實(shí)證研究以重慶市為例

農(nóng)業(yè)資源綜合生產(chǎn)條件對(duì)糧食生產(chǎn)的影響農(nóng)業(yè)資源利用與糧食安全的實(shí)證研究以重慶市為例

一、主成癮分析法根據(jù)糧食生產(chǎn)條件的一般含義，采用1973年至2000年的數(shù)據(jù)，選擇糧食播種（var00001）、農(nóng)村勞動(dòng)力（var00002）、有效灌溉（var00003）、總農(nóng)業(yè)動(dòng)力（var0004）和農(nóng)業(yè)化肥（var00005）五個(gè)指標(biāo)進(jìn)行綜合測(cè)量。應(yīng)注意，還有許多重要的指標(biāo)，如資本和技術(shù)，但它們被認(rèn)為是農(nóng)業(yè)能源、農(nóng)業(yè)化肥和有效灌溉。采用的方法是主成份分析法,通過(guò)各主成份對(duì)總體方差的貢獻(xiàn)率的分析,發(fā)現(xiàn)第一主成份對(duì)總體方差的貢獻(xiàn)率為73.825%,第一、第二主成份對(duì)總體方差的累積貢獻(xiàn)率為94.735%。為了更能表達(dá)因子所表達(dá)的專業(yè)意義,用最大方差法進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)。通過(guò)因子旋轉(zhuǎn)圖和因子的得分系數(shù)矩陣可以揭示第一主成份和第二主成份所表達(dá)的專業(yè)意義。第一主成份可以看作非土地因素(事實(shí)上是人的因素包括資本、技術(shù)、勞動(dòng)力素質(zhì)等)的度量指標(biāo),而第二主成份恰恰表達(dá)了土地因素的度量。我們看到VAR00003(有效灌溉面積)在兩個(gè)主成份的表達(dá)試中取的符號(hào)都是正號(hào),恰恰說(shuō)明這一變量既可以衡量土地利用水平,也可以衡量資金、技術(shù)等方面的利用水平。因此我們得出的結(jié)論是:(1)第一主成份、第二主成份可以作為糧食綜合生產(chǎn)條件的測(cè)度指標(biāo),其表達(dá)式如公式所示:COMPONENT1=-0.061VAR00001+0.272VAR00002+0.227VAR00003+0.273VAR00004+0.273VAR00005COMPONENT2=0.940VAR00001-0.066VAR00002+0.216VAR00003-0.098VAR00004-0.071VAR00005(2)土地因素在糧食生產(chǎn)中的極其重要地位在分析中明晰可見(jiàn),它占據(jù)了一個(gè)主成份,而且這一主成份的方差貢獻(xiàn)率達(dá)到20.99%。二、對(duì)剩余變量進(jìn)行重新建立模型通過(guò)前面對(duì)糧食生產(chǎn)條件的綜合評(píng)價(jià),我們得出了兩個(gè)主成份是最為重要的,即土地因素和非土地因素?，F(xiàn)在我們通過(guò)建立多元線性回歸模型來(lái)進(jìn)行糧食生產(chǎn)條件對(duì)糧食綜合生產(chǎn)能力的影響的測(cè)度。1.我們選擇糧食產(chǎn)量為Yi,選取糧食播種面積(VAR00001)、鄉(xiāng)村勞動(dòng)力(VAR00002)、有效灌溉面積(VAR00003)、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力(VAR00004)、農(nóng)業(yè)化肥使用量(VAR00005)五個(gè)指標(biāo)進(jìn)行綜合測(cè)度。建立如下的回歸關(guān)系:Yi=β0+β1VAR00001+β2VAR00002+β3VAR00003+β4VAR00004+β5VAR00005+μi模型的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)中常數(shù)項(xiàng)VAR00001、VAR00004三項(xiàng)的t檢驗(yàn)不顯著,因此舍掉這三項(xiàng),利用剩余三個(gè)變量重新建立模型,運(yùn)算結(jié)果如下:重新建立模型后的判定系數(shù)為0.966,DW檢驗(yàn)完全符合要求,但常數(shù)項(xiàng)仍然不顯著,為此舍掉。最終模型的估計(jì)結(jié)果為:(注:這里的變量都是標(biāo)準(zhǔn)在后的變量)Y?i=0.228VAR00002+0.474VAR00003+0.325VAR00005Y^i=0.228VAR00002+0.474VAR00003+0.325VAR00005左式分別求偏導(dǎo)得:?Y?i?VAR00002=0.228?Y?i?VAR00003=0.474?Y?i?VAR00005=0.325?Y^i?VAR00002=0.228?Y^i?VAR00003=0.474?Y^i?VAR00005=0.325結(jié)果表明:重慶市過(guò)去的42年中對(duì)糧食生產(chǎn)產(chǎn)生較大影響的農(nóng)業(yè)基本條件為:鄉(xiāng)村勞動(dòng)力、有效灌溉面積和農(nóng)業(yè)化肥的使用。其影響程度為:在其他農(nóng)業(yè)基本條件不變的情況下,1單位鄉(xiāng)村勞動(dòng)力的增加會(huì)引起0.228單位的糧食產(chǎn)量的增加;同理,1單位有效灌溉面積的增加會(huì)引起0.474單位的糧食產(chǎn)量的增加;1單位化肥使用量的增加會(huì)引起0.325單位的糧食產(chǎn)量的增加,對(duì)此結(jié)果我們將在后面進(jìn)一步討論。2.為了進(jìn)一步揭示土地因素和非土地因素對(duì)糧食增長(zhǎng)的貢獻(xiàn),我們用糧食產(chǎn)量對(duì)第一主成份得分和第二主成份得分進(jìn)行回歸,模型設(shè)定如下:Yi=β0+β1factorscore1+β2factorscore2+μi。模型的判定系數(shù)為0.949,DW檢驗(yàn)的結(jié)果均符合要求,常數(shù)項(xiàng)t檢驗(yàn)的結(jié)果不顯著,故應(yīng)舍去,至此模型的估計(jì)結(jié)果為:Y?i=0.964factorscore1+0.142factorscore2Y^i=0.964factorscore1+0.142factorscore2對(duì)模型求偏導(dǎo)得:?Y?i?factorscore1=0.964??Y?i?factorscore2=0.142?Y^i?factorscore1=0.964??Y^i?factorscore2=0.142。結(jié)果表明:非土地因素對(duì)糧食增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)要比純土地因素對(duì)糧食增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)大,前者的貢獻(xiàn)為0.964,后者的貢獻(xiàn)為0.142,這也恰好驗(yàn)證了前面分析的結(jié)論,因?yàn)猷l(xiāng)村勞動(dòng)力、化肥的使用量和有效灌溉面積的一部分均為非土地因素。三、谷物生產(chǎn)的供需平衡糧食安全的本質(zhì)是糧食供需的基本平衡,以下從供給和需求兩個(gè)方面對(duì)糧食安全問(wèn)題進(jìn)行分析。(一)糧食生產(chǎn)率預(yù)測(cè)的結(jié)果分析糧食增產(chǎn)潛力有兩個(gè)層次的含義:(1)一定的糧食理論生產(chǎn)能力與現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)能力的差距。給定糧食理論生產(chǎn)能力,該生產(chǎn)能力由于自然因素或經(jīng)濟(jì)制度及政策的約束未能完全轉(zhuǎn)變?yōu)楝F(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力,由此構(gòu)成了糧食增產(chǎn)的潛力。(2)糧食理論生產(chǎn)能力由于技術(shù)進(jìn)步、投入增長(zhǎng)或糧食生產(chǎn)組織的變革而提高到一個(gè)新的水平,其增幅即增產(chǎn)潛力。從糧食供給方面看,糧食增長(zhǎng)主要取決于下列因素:耕地面積和糧食播種面積的穩(wěn)定;糧食單產(chǎn)的提高;生產(chǎn)成本的上升幅度。因此,要建立糧食總產(chǎn)量與技術(shù)進(jìn)步、要素投入、資源約束之間的函數(shù)關(guān)系,需要較多的數(shù)據(jù)資料。限于數(shù)據(jù)資料的考慮,下面我們所做的糧食總產(chǎn)量的預(yù)測(cè)主要考慮重慶市糧食生產(chǎn)過(guò)去的變化規(guī)律,用糧食產(chǎn)量的時(shí)序樣本(1949—2000年)作為預(yù)測(cè)的依據(jù),采用趨勢(shì)預(yù)測(cè)的方法并結(jié)合其他因素進(jìn)行適當(dāng)?shù)恼{(diào)整來(lái)進(jìn)行預(yù)測(cè)。首先,我們對(duì)糧食總產(chǎn)量進(jìn)行線性回歸分析。設(shè)YT表示第T年的糧食總產(chǎn)量,T表示第T年,則我們得到下列回歸模型:YT=303.666+17.019T,模型和變量都通過(guò)顯著性檢驗(yàn),模型對(duì)數(shù)據(jù)的擬合優(yōu)度較高。用此模型對(duì)糧食產(chǎn)量進(jìn)行預(yù)測(cè)的結(jié)果如下:考慮糧食播種面積、技術(shù)進(jìn)步、農(nóng)業(yè)投入等因素,我們認(rèn)為總體上糧食生產(chǎn)在相當(dāng)長(zhǎng)的一段時(shí)間內(nèi)將保持低速增長(zhǎng)。糧食低速增長(zhǎng)的主要原因是因?yàn)楦母镆詠?lái),科研投資和農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的投資增長(zhǎng)緩慢,農(nóng)業(yè)的比較效益和相對(duì)優(yōu)勢(shì)下降,穩(wěn)定耕地面積、提高單產(chǎn)有較大的難度,土地生產(chǎn)率提高障礙因素不易消除等等。從前面重慶市糧食綜合生產(chǎn)能力的實(shí)物形態(tài)的數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn),事實(shí)上糧食已經(jīng)有7年的時(shí)間是在1100—1200萬(wàn)噸之間徘徊,鑒于目前的農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的壓力,想突破這一數(shù)量級(jí)是困難的,因此,我們預(yù)測(cè)重慶市糧食的供給能力到2010年為1300萬(wàn)噸。(二)糧食需求的消費(fèi)與消費(fèi)結(jié)構(gòu).在糧食糧食消費(fèi)增長(zhǎng)的主要決定因素:糧食消費(fèi)需求的增長(zhǎng)主要來(lái)自新增人口、城市居民動(dòng)物性食品消費(fèi)水平的剛性以及隨著工業(yè)化、城市化進(jìn)程的推進(jìn),農(nóng)村消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化三方面的推動(dòng)。(1)人口的剛性增長(zhǎng)是糧食需求增長(zhǎng)的重要影響因素,重慶市每年新增加人口在18—22萬(wàn),僅此每年就要增加8.8萬(wàn)噸糧食的消費(fèi)需求。(2)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化對(duì)糧食需求的影響,一方面由于消費(fèi)需求的剛性,現(xiàn)階段城市居民恩格爾系數(shù)偏高的情況不可能在短期內(nèi)得到改變,將保持較高的糧食間接消費(fèi)水平的需求;另一方面,目前經(jīng)濟(jì)正處于人均國(guó)民生產(chǎn)總值向1000美元上升的階段。根據(jù)國(guó)際經(jīng)驗(yàn),這個(gè)階段是食物結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換較快的時(shí)期,其特點(diǎn)即動(dòng)物性食品的消費(fèi)需求由低速增長(zhǎng)轉(zhuǎn)變?yōu)楦咚僭鲩L(zhǎng)。(3)未來(lái)相當(dāng)長(zhǎng)一段時(shí)間,糧食需求增長(zhǎng)主要來(lái)自農(nóng)村城市化,城市人口增長(zhǎng)所致消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化。通常認(rèn)為,人均糧食年消費(fèi)量在250—400公斤時(shí)處于溫飽階段,人均糧食年消費(fèi)量在400—600公斤時(shí)才進(jìn)入糧食消費(fèi)的小康水平,而重慶市人均占有糧食水平為398公斤。事實(shí)上,工業(yè)化、鄉(xiāng)村城市化已成為農(nóng)業(yè)和農(nóng)村發(fā)展的主旋律,隨著農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的加速轉(zhuǎn)移和農(nóng)民身份變遷,以及城市流動(dòng)人口的擴(kuò)大,將大幅度推動(dòng)糧食間接消費(fèi)水平的上升,從而對(duì)糧食總共給產(chǎn)生巨大的壓力。雖然從理論上分析,糧食需求量應(yīng)受人口增長(zhǎng)、城市化進(jìn)程、消費(fèi)結(jié)構(gòu)、收入增長(zhǎng)等因素的影響,但限于資料的原因,我們主要以人口增長(zhǎng)作為我們預(yù)測(cè)糧食需求的變量來(lái)進(jìn)行考察。1.用二次曲線模型預(yù)測(cè)人口數(shù)量的結(jié)果設(shè)YT表示人口數(shù)量,T時(shí)間變量,以1978年為基期,通過(guò)參數(shù)估計(jì)獲得如下結(jié)果:Y?T=2591.867+27.056T?0.227T2Y^Τ=2591.867+27.056Τ-0.227Τ2。應(yīng)用該模型預(yù)測(cè)人口數(shù)量的結(jié)果如下:用最近幾年的人口自然增長(zhǎng)率3‰—5‰計(jì)算的結(jié)果如下:結(jié)果的對(duì)比表明,用二次曲線模型趨勢(shì)預(yù)測(cè)的結(jié)果與人口自然增長(zhǎng)率5‰的預(yù)測(cè)結(jié)果非常接近,由于近幾年人口的自然增長(zhǎng)率控制得比較好,因此預(yù)測(cè)的結(jié)果可能偏大。從人口預(yù)測(cè)的基礎(chǔ)上,我們分別以人均口糧400公斤、425公斤、450公斤的低、中、高三種需求量計(jì)算糧食需求的預(yù)測(cè)數(shù),結(jié)果見(jiàn)表4。2.糧食消費(fèi)對(duì)消費(fèi)的影響。據(jù)測(cè)算,直接顯示了做(1)城鎮(zhèn)居民純糧食消費(fèi)的收入影響。根據(jù)1981—2000年的數(shù)據(jù),設(shè)立如下的消費(fèi)模型:Dc=a×Yβeμ,其中Dc代表城鎮(zhèn)居民的純糧食消費(fèi),Y代表消費(fèi)性支出。參數(shù)估計(jì)的結(jié)果為:Dc=782.5947Y-0.28021t檢驗(yàn)的結(jié)果模型的參數(shù)都極顯著,R2=0.876,表明人均消費(fèi)性支出對(duì)糧食消費(fèi)的解釋度也是比較高的。模型運(yùn)行的結(jié)果表明:人均消費(fèi)性的收入每增加10%,純糧食消費(fèi)將以2.8%的比例減少。這一結(jié)果與日本1950—1980年代的水平相當(dāng),日本為2.14(全國(guó)平均水平),還有這里的量綱是不一樣的,前者是重量,后者是貨幣。對(duì)于蔬菜消費(fèi)是增加的,而肉類消費(fèi)基本沒(méi)有大的變化。(2)農(nóng)村居民純糧食消費(fèi)的收入影響。根據(jù)1978—2000年的數(shù)據(jù),根據(jù)上述方法得出農(nóng)村居民的純糧食的收入消費(fèi)模型:Dr=601.3638Y-0.12928,t檢驗(yàn)的結(jié)果參數(shù)的估計(jì)值極顯著,R2=0.65,偏低,但只要說(shuō)明問(wèn)題即可。這一結(jié)果表明:農(nóng)民人均純收入每增加10%,純糧食的消費(fèi)以1.3%的比例減少。同樣道理,在農(nóng)村肉類的消費(fèi)隨人均純收入提高增加迅速。(3)利用收入水平進(jìn)行糧食消費(fèi)增長(zhǎng)的預(yù)測(cè)(收入對(duì)用于食物的支出的影響)。由于中國(guó)的統(tǒng)計(jì)慣例是分農(nóng)村和城鎮(zhèn)不同的口徑進(jìn)行的,給建立模型的數(shù)據(jù)處理帶來(lái)很大不便,因此首先預(yù)測(cè)GDP增長(zhǎng)率,再根據(jù)中國(guó)目前的消費(fèi)水平進(jìn)行預(yù)測(cè)。按照大多數(shù)學(xué)者的研究,目前中國(guó)糧食消費(fèi)的收入彈性在0.4左右,由于歷史資料的極度匱乏,我們用D=267.22Y0.419(R2=0.986)進(jìn)行糧食需求增長(zhǎng)率的預(yù)測(cè),假定重慶市國(guó)民經(jīng)濟(jì)收入水平增長(zhǎng)率在今后能夠保持7%,根據(jù)此模型預(yù)測(cè)的糧食需求增長(zhǎng)率為0.2933%,由于我們采用的模型是全國(guó)的平均水平,而重慶市的彈性值根據(jù)實(shí)際情況應(yīng)當(dāng)偏大,所以糧食增長(zhǎng)率在0.3%以上是可能的。(三)糧食供給能力測(cè)算模型的研究由前面糧食生產(chǎn)能力的預(yù)測(cè)和糧食需求的預(yù)測(cè)可知,未來(lái)在現(xiàn)有的生產(chǎn)條件沒(méi)有根本改變的情況下,將存在一個(gè)供需缺口。對(duì)表5,有如下幾點(diǎn)說(shuō)明:(1)對(duì)于糧食的生產(chǎn)能力我們抱著樂(lè)觀的態(tài)度,即認(rèn)為通過(guò)我們的努力,糧食的供給能力可以逐年攀升,而且,攀升的速度比人口的增速是要快的,因而才會(huì)有缺口越來(lái)越小的趨勢(shì)。(2)近期的缺口值可能沒(méi)有這樣大,那只是因?yàn)槲覀兊墓┬枘Ｐ途捎昧司€性函數(shù),而且我們用的是點(diǎn)預(yù)測(cè)的值,而事實(shí)上,真實(shí)值本來(lái)就是在變動(dòng)的某一范圍內(nèi)的。(3)通過(guò)綜合分析,我們認(rèn)為如果糧食綜合生產(chǎn)條件沒(méi)有根本改善,那么未來(lái)糧食缺口在50—100萬(wàn)噸之間將是常態(tài)。四、保持持續(xù)增長(zhǎng)指數(shù)fao綜合考慮各種因素及從可操作意義出發(fā)建立如下指標(biāo)體系:1.糧食總產(chǎn)量波動(dòng)系數(shù)。糧食總產(chǎn)量在很大程度上決定了糧食供給能力及安全水平。但受氣候和政策因素的影響,總產(chǎn)量隨著時(shí)間的推移往往呈現(xiàn)出一定的波動(dòng)性。波動(dòng)幅度的大小在一定程度上反映了糧食安全水平。波動(dòng)幅度可以用波動(dòng)指數(shù)來(lái)表示,其數(shù)學(xué)形式為:Vi=(YT?Y?T)/Y?TVi=(YΤ-Y^Τ)/Y^Τ其中,Vi代表糧食總產(chǎn)波動(dòng)指數(shù),YT代表T年的實(shí)際糧食產(chǎn)量,Y?Y^T代表T年的趨勢(shì)糧食產(chǎn)量。反映了糧食總產(chǎn)量隨時(shí)間推移表現(xiàn)出來(lái)的一種較為穩(wěn)定的增長(zhǎng)或下降的趨勢(shì),它代表著YT的基本方向。公式反映了糧食總產(chǎn)偏離趨勢(shì)產(chǎn)量的程度,顯然,Vi越大,說(shuō)明糧食總產(chǎn)偏離趨勢(shì)產(chǎn)量越遠(yuǎn),穩(wěn)定性就越差,糧食安全水平也就越低;反之,Vi小,說(shuō)明糧食總產(chǎn)偏離趨勢(shì)產(chǎn)量的程度越小,穩(wěn)定性就越高,糧食安全水平也就越高。我們計(jì)算了重慶市的結(jié)果并作圖如下。作為預(yù)警的主要指標(biāo),波動(dòng)指數(shù)的取值必須給定一個(gè)閾值,這里我們?nèi)?為閾值,大于0,可以認(rèn)為糧食生產(chǎn)的狀況良好,小于0預(yù)示著糧食生產(chǎn)正在走下坡路。2.糧食自給率。多數(shù)經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為,自給率大于95%表明已經(jīng)基本上實(shí)現(xiàn)了糧食自給,或者說(shuō)達(dá)到了足夠高的糧食安全水平,只要自給率大于90%,即達(dá)到了可以接受的糧食安全水平。追求100%的糧食自給目標(biāo),會(huì)付出高昂的經(jīng)濟(jì)代價(jià),因此不一定是明智的選擇。3.糧食儲(chǔ)備水平。糧食儲(chǔ)備是在新的作物