摘 要：当前我国农业生产不断取得新的突破，但粮食供求局面偏紧，近两年粮食进口大幅增加，粮食对外依存度提高。同时，传统的劳动密集型农业生产方式粗放，农民收入不高，导致农民放弃农业生产而转向进入城市，农业劳动力正在逐渐减少，农村出现“空心化”现象。随着农业劳动力的减少，我国农业生产将面临劳动力短缺的局面，粮食安全将面临严峻的问题，解决这个问题的途径是减少农业对劳动力的依存度，发展技术密集型和投入密集型的现代农业。在这个背景下，本文在不考虑劳动力要素的情况下，研究了代表农业生产资料和农业综合技术水平要素的农业机械化、农业水利建设和化肥使用三个非劳动力要素与我国农业生产之间的量化关系。 关键词：柯布-道格拉斯生产函数；协整检验；劳动力短缺；非劳动力要素；农业发展 中图分类号：F320.3 文献标识码：A 文章编号：1003-9031（2014）05-0083-06 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2014.05.18 一、引言 我国作为世界人口最多的国家，农业生产对于支持我国社会经济发展作用至关重要，其中粮食供应问题更是关乎到民生社稷的重中之重。通常，在国内供给不足的情况下，国家会通过进口的方式满足国内粮食需求。我国在粮食进口上一直采取较为保守的政策，在2011年以前我国仅允许进口少量的优质大米和小麦，玉米进口量近乎为零。然而，情况在2011年以后发生了变化。国务院发展研究中心的统计数据显示，截至2012年11月，我国对三大谷物（稻谷、玉米、小麦）的净进口量已达到940.4万吨，三大主粮全部出现净进口，而且进口均出现大幅增长。仅2012年上半年我国粮食进口就达4085万吨，比上年增长41.2%，增长主要来自于玉米、小麦等谷物的大幅进口，其中玉米进口240.54万吨，比上年增长6535.2%。这和2012年粮食增产量1836万吨相比已十分可观，尽管口粮进口量占国内生产量不足2%，但新增供给已经越来越难以满足新增需求，这也意味着未来中国粮食对外依存度将逐步上升。2011年，我国进口大豆数量达5264万吨，2012年大豆进口量约为6000万吨，我国大豆对外依存度过高的负面影响早已凸显。随着玉米和小麦进口的大幅增加，对外依存度上升的风险进一步提高。 进口粮食大增将直接损害农民的利益，会进一步打击农民种粮的积极性，形成我国粮食对外依赖的恶性循环。此外，在工业化、城镇化加快的情况下，占地过多过快问题日益突出，不仅影响农村稳定，而且影响农业生产，威胁粮食安全。在耕地被占用的同时，收益过低也可能迫使农民将耕地转作他用。在农业生产成本快速增长、农业生产资料价格持续攀升、农业土地租金和融资成本不断上涨的大背景下，农业比较效益持续下降。 值得担忧的是，城镇化背景下的农村劳动力正在迅速缩减，大量农村剩余劳动力转出，农业劳动力呈现老龄化、女性化及“空心化”趋势，导致农业经营方式粗放型，对我国农业生产带来了极大影响。客观来看，农村空心化的加速蔓延是市场机制配置资源的直接体现，是我国现代化的必然结果，但也应看到，农村空心化给我国现代农业发展带来了空前挑战，其最严重的后果是“农民荒”的逐渐显现。随着农村劳动力的转出，农业生产将逐渐面临后继无人的严峻局面，农村劳动力的缺乏将对我国农业可持续发展和粮食安全带来了严重挑战。 在经济领域中著名的柯布―道格拉斯生产函数模型中，决定工业系统发展水平的要素是投入的劳动力数、固定资产和综合技术水平。这一模型同样适用于农业生产系统，即可以通过增加劳动力数，增加农业生产资料和改进农业综合技术水平的方式提高农业生产水平。但当前农业劳动力数量正在缩减，更为可行的方式是增加农业生产资料和改进农业综合技术水平，如改善土地灌溉水利状况、增加土壤肥力，提高土地单产，尤其应当提高农业机械化水平，增加农机的使用，提高单位劳动力的生产效率，能够有效对冲农业劳动力缩减带来的影响。在这样的背景下，本文在不考虑劳动力要素的情况下，研究代表农业生产资料和农业综合技术水平要素的农业机械化、农业水利建设和化肥使用三个要素与我国农业生产之间的量化关系，以为后续的研究和应用提供借鉴。 二、文献综述 农业机械化、农业水利建设和化肥的使用这三个生产要素与农业发展水平和农业的生产有着极其密切的关系，前三者发展水平的提高对农业的发展有着极大的推动作用。Turner（2010）从人口城市化角度研究农业机械化对城市化的作用，认为随着城镇化进程的推进，农业人口减少，需要不断提高单位土地面积的生产力，工业技术，特别是机械化，也很大程度上提高了人类劳动生产率，从而实现前所未有的城市人口数量，人口的急剧增长带来的食物需求也没有被转化为对耕地的需求[1]。Ikerd（1993）研究认为农业生产机械化一直是农业产业发展的一个基本战略，农业产业化能够实现大规模工业化生产所固有的经济效率、专业化和常规化[2]。Altieri（1992）研究发现，拉丁美洲政府补贴旨在通过补贴和信贷提高高粱种植的机械化程度，使得种植高粱所需的劳动力少于玉米但产量却高于玉米，使得个人生产者和大中型生产者获益[3]。在水利建设问题上，Deng等（2006）认为中国的水资源短缺，特别是在中国的北部和西北部，是非常严重的，增加农业用水利用效率是缓解水资源短缺和减少环境问题的重要途径[4]。对于这类情况，Pretty（2003）认为提高自然资源利用率，尤其是水资源的收集和灌溉调度，可以新增旱地作物或增加新的水灌溉作物，提高种植密度，从而增加农业产量[5]。齐麟（2013）认为，我国作为农业大国，人多地少、水资源短缺、降雨时空分布不均、水旱灾害频繁的基本国情都突出了农田水利基础设施体系建设在农业基础设施建设中举足轻重的地位，农田水利建设，直接关系农业生产特别是粮食生产，直接关系农民增收[6]。就化肥使用对农业产量增长的作用而言，Kelly（2007）列举了非洲的例子，认为化肥一直对农业生产力的增长影响占了非常重要份额，并引述了相关的研究，发现化肥促进良种高达50%的产量增长，1995年粮农组织指出全球范围内谷物产量增长的三分之一是使用肥料的结果[7]。高祥照等人（2004）研究了从1981年开始布置的52个10年以上长期肥料定位试验点的试验资料统计结果表明，施用化肥对粮食产量的贡献率全国平均40.8%。全国化肥用量与作物产量两者之间有着良好的相关性[8]。 三、模型构建与数据说明 （一）模型 根据经典的柯布-道格拉斯生产函数有如下模型： Y=AK？琢L？茁 其中，Y表示生产总值，A表示技术进步推动因子，K表示固定资产投资，L表示劳动力投入。参照该模型建立农业生产系统模型，考虑本文研究对象的实际需要，不考虑农业劳动力要素，在柯布-道格拉斯生产函数中导入农业机械化、水利建设和化肥使用三个因子与农业发展，本文的农业发展模型可以表述为： AO=TPAM？琢EIA？茁CF？酌 其中，AO表示农业生产总值，TPAM表示农业机械化水平，EIA表示水利建设量，CF表示化肥使用量。 对上式进行对数化处理后，模型可以进一步变化为： lnAO=c+？琢lnTPAM+？茁lnEIA+？酌lnCF 本文将以上式模型为基础，运用经济计量学技术，构造协整方程和脉冲响应函数等进行分析。 （二）数据 本文选择的被解释变量为农业总产值（Agricultural Output，单位亿元），以此来衡量农业的发展状况。而本文的解释变量有农业机械化、水利建设和化肥使用量。农业机械化程度多使用人均农用机械占有量来衡量，但鉴于农机种类和型号差别难以综合考量，故用能够衡量农机使用程度的农用机械总动力（Total Power of Agricultural Machinery，单位万千瓦）来作为农业机械化程度的替代变量。水利建设采用有效灌溉面积（Effective Irrigation Area，单位千公顷）来衡量水利建设的发展程度，因为有效灌溉面的扩大代表着水利建设的成效。化肥使用量（Fertilizer Use，单位万吨）直接采用全国化肥施用总量来衡量。除化肥使用量来自《中国统计年鉴》以外，其他变量数据来源于中经网产业数据库。为配合模型的建立，将所有数据AO、TPAM、EIA和CF取自然对数。在实证过程中，将以TPAM、EIA和CF这三个解释变量共同对被解释变量AO进行回归分析。数据期间为1978年至2012年。 四、实证与分析 （一）平稳性检验 由于实际应用中大多数经济时间序列是非平稳的，直接运用变量的水平值研究经济变量间的均衡关系容易导致伪回归的谬误结论。因此，在利用回归分析方法讨论经济变量有意义的经济关系之前，必须对经济变量时间序列的平稳性进行判断，检验结果见表1。 由表1可知，在显著性10%水平下，所有变量原序列的ADF统计量均大于t统计量，表示所有变量原序列是非平稳序列。因此，需对其一阶差分序列作单位根检验。检验结果表明，dlnAO、dlnTPAM在显著性5%的水平下为平稳序列，dlnEIA在10%的水平下为平稳序列，dlnCF在1%的水平下为平稳序列。因此上述序列为一阶单整，即I（1），可能存在协整关系，可继续构造协整方程。 （二）协整检验 1987年Engle和Granger提出的协整理论及其方法，为非平稳序列的建模提供了一种有效的途径。虽然一些经济变量本身是非平稳序列，如果时间序列为单整性，各变量之间就可能存在长期稳定的均衡关系，这种平稳的线性方程被称为协整方程，变量之间的长期稳定关系称为协整关系。关于协整关系的检验和估计有许多具体的技术模型，本文采用Johansen极大似然估计法进行估计。在构造协整方程时要确定滞后阶数，根据AIC和SC最小原则，由于AIC最小值位于4阶，SC最小值位于2阶，折中选择最优滞后阶数P为3阶；Johansen协整检验和滞后的VAR模型的滞后阶数应取P-1阶，故本文估计过程中的滞后阶数取1―2。滞后阶数检验表见表2，协整检验见表3。 从协整检验结果可以发现，迹统计量和最大特征根统计量均在5%显著水平下拒绝了不存在协整关系的零假设，各序列之间至少存在一个协整关系。相应的标准化协整方程为： ln AO=-27.15+0.41ln TPAM+1.53ln EIA+1.87lnCF （-3.523） （0.1065） （0.413） （0.0923）（1） 所列协整关系表达式中协整系数下圆括号中的数字为标准误。式（1）表明，长期来看，农业发展主要受水利建设和化肥使用的影响，农业机械化、水利建设和化肥使用量的弹性系数为0.41、1.53和1.87，即这三个变量每增加1%，农业总产值分别增长0.41%、1.53%和1.87%，三个变量均对农业发展有正向作用。机械化程度的提高对农业发展的推动作用相对偏小，可能与我国农村收入低，机械使用成本高和农业劳动力尚较为充足有关。水利建设和化肥使用的推动作用较强，原因应该在于我国农业以精耕细作和劳动密集型生产方式为主，辅以水利建设和化肥的使用，改良了土壤水肥状况，更适合农作物生长，能够较快的提高单产。 （三）误差修正模型 前面通过协整分析验证了农业总产值与三个生产要素之间长期稳定的均衡关系，但是短期内各变量之间可能存在失衡关系，为此本文利用向量误差修正模型来考察各个时间序列间的短期动态关系，拟合误差修正模型如式（2）所示 lnNAOt-1=0.19+0.34lnTPAMt-1-0.61lnEIAt-1+1.34ln CFt-1 （1.01） （3.69） （1.56） （1.03） -0.21ECM（-1） （2.15） （2） 误差修正项的系数表示各变量向长期均衡的调整速度。如果变量系数在t统计上是显著的，意味着变量在一个时期里的失衡有多大比例可在下一期里得到修正。从式（2）可以看出，农业总产值的误差修正项的系数符号为负且在统计上是显著的，表明在每一个期间里的实际值与长期均衡值的差距约有21%得到修正，说明受到如自然灾害、价格波动等短期干扰后能以较快的速度调整到长期均衡的路径上。 （四）基于VAR模型的脉冲响应函数 脉冲响应函数能够描述一个内生变量对误差冲击的反应，即在随机误差项上施加一个标准差大小的新息冲击后对内生变量的当期值和未来值带来的影响，由此来判断变量间的动态关系。通过建立VAR模型，用脉冲函数来刻画机械化、水利建设和化肥使用对农业总产值的动态影响，同时运用方差分解的方法来确定机械化、水利建设和化肥使用三种生产要素变化对农业总产值变化的贡献率。 通过图1中lnTPAM的脉冲响应值轨迹可以看出农业机械化的一个冲击在第6期会对农业总产值负的影响，响应值约为-0.02，其后第10期开始影响转为正向，响应值约为0.02，并且这种正向的冲击将一直持续下去，这说明农业机械化水平的提高会滞后引起农业总产值的变化，这种影响随着时间推移而稳定持续。在lnEIA的脉冲响应值轨迹中，水利建设在第2期会对农业总产值负的影响，响应值约为-0.015，其后第6期开始转为正向，响应值约为0.005，之后水利建设的冲击收敛，水利建设能够滞后引起农业总产值的变化，这种变化随着时间推移会收敛趋于平稳。lnCF的脉冲响应函数轨迹显示化肥的使用一直对农业总产值产生正向冲击，并在第4期达到最大，响应值约为0.04，之后化肥使用量的冲击在较长的一段时间内逐渐趋于收敛，表明化肥使用能够较长时间地对农业总产值的增加产生影响。 （五）方差分解 为了考察各解释变量对农业总产值的贡献度，本文引入方差分解分析方法分析机械化、水利建设和化肥使用三种生产要素变化共同作用下对农业总产值变化贡献率的相对比例。方差分解就是通过将一个变量冲击的均方误差分解成各个变量冲击对内生变量的贡献度，用于衡量各变量冲击的相对重要性。方差分解结果如表4所示。 从表4可以发现，在本文所讨论的要素和变量范围中，农业总产值自身的变化解释了农业总产值增加的大部分，随着时间地推移，其解释能力所占的比例从逐渐从95%向71.5%递减。而三种生产要素对农民农业总产值的影响初期很小，农业机械化水平和化肥使用量的解释能力在随后几期开始逐步增加，农业水利建设的解释能力较为稳定。农业总产值变动来自农业机械化水平的扰动逐年上升，在长期均衡时机械化水平的冲击能解释农业总产值变动的10%；农业水利建设对农业总产值的解释比例始终维持在1.5%上下，对农业总产值增加的贡献较小；化肥使用量对农业总产值的扰动在迅速上升后稳定在17%～19%之间，在三个生产要素中解释能力最强。总体而言，三种生产要素对农业总产值的贡献随着时间的推移而增加，贡献比例最大时能达到近30%。 （六）格兰杰因果检验 以上实证分析表明，机械化、水利建设和化肥使用对农业生产存在数量上的动态关系，但并不明确因果方向和引起变化的方向，为进一步证实结论和确认引起数量变化的方向，采用基于向量自回归（VAR）模型的格兰杰因果关系检验法进行检验，检验结果见表5。 由格兰杰因果检验可以看出，农业机械化是造成农业总产值增长的原因；水利建设和农业总产值增长之间存在双向的促进关系，二者互为因果；化肥使用量不是农业总产值增长的原因，但农业增长是化肥使用量增长的原因，这表示农业总产值的增长单向拉动了化肥使用量的增长。 五、结论与启示 本文讨论了当前我国粮食供求呈现紧张的局面，而在这种局面下又面临农业劳动力缩减并将逐渐走向短缺的问题，在这样的背景下通过将工业生产系统中的柯布―道格拉斯生产函数模型应用于农业生产系统，并剔除劳动力数量因素，研究非劳动要素对农业发展的影响。在研究中通过应用经济计量学方法，构造农业机械化、水利建设和化肥使用三个现代农业生产要素推动农业总产值增长的经济计量模型，实证分析上述三个生产要素对农业总产值的动态影响。通过协整分析发现，各变量在长期内存在稳定的均衡关系，长期来看，农业发展主要受水利建设和化肥使用的影响，三个变量均对农业发展有正向作用。根据误差修正模型中的分析可知，农业总产值受到短期干扰后能以较快的速度调整到长期均衡的路径上。通过对脉冲响应函数的分析可以发现，农业机械化和化肥使用对农业总产值的影响主要体现为长期持续性效应，而水利建设的影响偏小。方差分解的结果表明，三种生产要素在解释农业总产值变化的相对比例大小排序依次是化肥使用、农业机械化水平和农业水利建设，其中农业水利无论是在长期还是短期内对农业总产值的解释能力都偏小。而格兰杰因果检验认为，农业机械化和水利建设都是造成农业总产值变化的原因，但化肥使用量不是农业总产值变化的原因，农业总产值的增长单向拉动了化肥使用量的增长。 应当意识到，在当前的背景下，劳动力密集型的产业道路并不是我国农业发展的出路。通过上述分析结果可得到如下启示：国家应大力发展技术和投入密集型的现代农业，构建集约化、专业化、组织化、社会化相结合的新型农业经营体系。政府要鼓励和引导社会资本到农村发展适合企业化经营的现代农业，向农村输入农机、水利、肥料、生物技术和种植技术等现代农业生产要素和经营模式，为大规模专业化生产创造有利条件，增强非劳动力数量要素在农业生产要素在农业生产中的作用，实现传统农业的劳动密集型向现代农业的技术和投入密集型转变。 （责任编辑：于明） 参考文献： [1]Turner B L， Fischer-Kowalski M. Ester Boserup： An interdisciplinary visionary relevant for sustainability[J]. Proceedings of the National Academy of Sciences， 2010， 107（51）. [2]Ikerd J E.The need for a system approach to sustainable agriculture[J]. Agriculture， Ecosystems & Environment， 1993， 46（1）： 147-160. [3]Altieri M A. Sustainable agricultural development in Latin America： exploring the possibilities[J]. Agriculture， ecosystems & environment， 1992， 39（1）： 1-21. [4]Deng X P， Shan L， Zhang H，et al. Improving agricultural water use efficiency in arid and semiarid areas of China[J]. Agricultural Water Management， 2006， 80（1）： 23-40. [5]Pretty J N， Morison J I L， Hine R E. Reducing food poverty by increasing agricultural sustainability in developing countries[J]. Agriculture， ecosystems & environment， 2003， 95（1）： 217-234. [6]齐麟.当代中国农业基础设施建设问题研究[D].长春：吉林大学，2013. [7]Kelly V A， Morris M， Kopicki R J， et al. Fertilizer use in African agriculture： Lessons learned and good practice guidelines[M]. Washington， DC： World Bank， 2007. [8]高祥照，马常宝，杜森.我国农业发展现状与化肥需求趋势[A].中国土壤学会第十次全国会员代表大会暨第五届海峡两岸土壤肥料学术交流研讨会论文集 （面向农业与环境的土壤科学综述篇），2004.
摘 要：当前我国农业生产不断取得新的突破，但粮食供求局面偏紧，近两年粮食进口大幅增加，粮食对外依存度提高。同时，传统的劳动密集型农业生产方式粗放，农民收入不高，导致农民放弃农业生产而转向进入城市，农业劳动力正在逐渐减少，农村出现“空心化”现象。随着农业劳动力的减少，我国农业生产将面临劳动力短缺的局面，粮食安全将面临严峻的问题，解决这个问题的途径是减少农业对劳动力的依存度，发展技术密集型和投入密集型的现代农业。在这个背景下，本文在不考虑劳动力要素的情况下，研究了代表农业生产资料和农业综合技术水平要素的农业机械化、农业水利建设和化肥使用三个非劳动力要素与我国农业生产之间的量化关系。 关键词：柯布-道格拉斯生产函数；协整检验；劳动力短缺；非劳动力要素；农业发展 中图分类号：F320.3 文献标识码：A 文章编号：1003-9031（2014）05-0083-06 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2014.05.18 一、引言 我国作为世界人口最多的国家，农业生产对于支持我国社会经济发展作用至关重要，其中粮食供应问题更是关乎到民生社稷的重中之重。通常，在国内供给不足的情况下，国家会通过进口的方式满足国内粮食需求。我国在粮食进口上一直采取较为保守的政策，在2011年以前我国仅允许进口少量的优质大米和小麦，玉米进口量近乎为零。然而，情况在2011年以后发生了变化。国务院发展研究中心的统计数据显示，截至2012年11月，我国对三大谷物（稻谷、玉米、小麦）的净进口量已达到940.4万吨，三大主粮全部出现净进口，而且进口均出现大幅增长。仅2012年上半年我国粮食进口就达4085万吨，比上年增长41.2%，增长主要来自于玉米、小麦等谷物的大幅进口，其中玉米进口240.54万吨，比上年增长6535.2%。这和2012年粮食增产量1836万吨相比已十分可观，尽管口粮进口量占国内生产量不足2%，但新增供给已经越来越难以满足新增需求，这也意味着未来中国粮食对外依存度将逐步上升。2011年，我国进口大豆数量达5264万吨，2012年大豆进口量约为6000万吨，我国大豆对外依存度过高的负面影响早已凸显。随着玉米和小麦进口的大幅增加，对外依存度上升的风险进一步提高。 进口粮食大增将直接损害农民的利益，会进一步打击农民种粮的积极性，形成我国粮食对外依赖的恶性循环。此外，在工业化、城镇化加快的情况下，占地过多过快问题日益突出，不仅影响农村稳定，而且影响农业生产，威胁粮食安全。在耕地被占用的同时，收益过低也可能迫使农民将耕地转作他用。在农业生产成本快速增长、农业生产资料价格持续攀升、农业土地租金和融资成本不断上涨的大背景下，农业比较效益持续下降。 值得担忧的是，城镇化背景下的农村劳动力正在迅速缩减，大量农村剩余劳动力转出，农业劳动力呈现老龄化、女性化及“空心化”趋势，导致农业经营方式粗放型，对我国农业生产带来了极大影响。客观来看，农村空心化的加速蔓延是市场机制配置资源的直接体现，是我国现代化的必然结果，但也应看到，农村空心化给我国现代农业发展带来了空前挑战，其最严重的后果是“农民荒”的逐渐显现。随着农村劳动力的转出，农业生产将逐渐面临后继无人的严峻局面，农村劳动力的缺乏将对我国农业可持续发展和粮食安全带来了严重挑战。 在经济领域中著名的柯布―道格拉斯生产函数模型中，决定工业系统发展水平的要素是投入的劳动力数、固定资产和综合技术水平。这一模型同样适用于农业生产系统，即可以通过增加劳动力数，增加农业生产资料和改进农业综合技术水平的方式提高农业生产水平。但当前农业劳动力数量正在缩减，更为可行的方式是增加农业生产资料和改进农业综合技术水平，如改善土地灌溉水利状况、增加土壤肥力，提高土地单产，尤其应当提高农业机械化水平，增加农机的使用，提高单位劳动力的生产效率，能够有效对冲农业劳动力缩减带来的影响。在这样的背景下，本文在不考虑劳动力要素的情况下，研究代表农业生产资料和农业综合技术水平要素的农业机械化、农业水利建设和化肥使用三个要素与我国农业生产之间的量化关系，以为后续的研究和应用提供借鉴。 二、文献综述 农业机械化、农业水利建设和化肥的使用这三个生产要素与农业发展水平和农业的生产有着极其密切的关系，前三者发展水平的提高对农业的发展有着极大的推动作用。Turner（2010）从人口城市化角度研究农业机械化对城市化的作用，认为随着城镇化进程的推进，农业人口减少，需要不断提高单位土地面积的生产力，工业技术，特别是机械化，也很大程度上提高了人类劳动生产率，从而实现前所未有的城市人口数量，人口的急剧增长带来的食物需求也没有被转化为对耕地的需求[1]。Ikerd（1993）研究认为农业生产机械化一直是农业产业发展的一个基本战略，农业产业化能够实现大规模工业化生产所固有的经济效率、专业化和常规化[2]。Altieri（1992）研究发现，拉丁美洲政府补贴旨在通过补贴和信贷提高高粱种植的机械化程度，使得种植高粱所需的劳动力少于玉米但产量却高于玉米，使得个人生产者和大中型生产者获益[3]。在水利建设问题上，Deng等（2006）认为中国的水资源短缺，特别是在中国的北部和西北部，是非常严重的，增加农业用水利用效率是缓解水资源短缺和减少环境问题的重要途径[4]。对于这类情况，Pretty（2003）认为提高自然资源利用率，尤其是水资源的收集和灌溉调度，可以新增旱地作物或增加新的水灌溉作物，提高种植密度，从而增加农业产量[5]。齐麟（2013）认为，我国作为农业大国，人多地少、水资源短缺、降雨时空分布不均、水旱灾害频繁的基本国情都突出了农田水利基础设施体系建设在农业基础设施建设中举足轻重的地位，农田水利建设，直接关系农业生产特别是粮食生产，直接关系农民增收[6]。就化肥使用对农业产量增长的作用而言，Kelly（2007）列举了非洲的例子，认为化肥一直对农业生产力的增长影响占了非常重要份额，并引述了相关的研究，发现化肥促进良种高达50%的产量增长，1995年粮农组织指出全球范围内谷物产量增长的三分之一是使用肥料的结果[7]。高祥照等人（2004）研究了从1981年开始布置的52个10年以上长期肥料定位试验点的试验资料统计结果表明，施用化肥对粮食产量的贡献率全国平均40.8%。全国化肥用量与作物产量两者之间有着良好的相关性[8]。 三、模型构建与数据说明 （一）模型 根据经典的柯布-道格拉斯生产函数有如下模型： Y=AK？琢L？茁 其中，Y表示生产总值，A表示技术进步推动因子，K表示固定资产投资，L表示劳动力投入。参照该模型建立农业生产系统模型，考虑本文研究对象的实际需要，不考虑农业劳动力要素，在柯布-道格拉斯生产函数中导入农业机械化、水利建设和化肥使用三个因子与农业发展，本文的农业发展模型可以表述为： AO=TPAM？琢EIA？茁CF？酌 其中，AO表示农业生产总值，TPAM表示农业机械化水平，EIA表示水利建设量，CF表示化肥使用量。 对上式进行对数化处理后，模型可以进一步变化为： lnAO=c+？琢lnTPAM+？茁lnEIA+？酌lnCF 本文将以上式模型为基础，运用经济计量学技术，构造协整方程和脉冲响应函数等进行分析。 （二）数据 本文选择的被解释变量为农业总产值（Agricultural Output，单位亿元），以此来衡量农业的发展状况。而本文的解释变量有农业机械化、水利建设和化肥使用量。农业机械化程度多使用人均农用机械占有量来衡量，但鉴于农机种类和型号差别难以综合考量，故用能够衡量农机使用程度的农用机械总动力（Total Power of Agricultural Machinery，单位万千瓦）来作为农业机械化程度的替代变量。水利建设采用有效灌溉面积（Effective Irrigation Area，单位千公顷）来衡量水利建设的发展程度，因为有效灌溉面的扩大代表着水利建设的成效。化肥使用量（Fertilizer Use，单位万吨）直接采用全国化肥施用总量来衡量。除化肥使用量来自《中国统计年鉴》以外，其他变量数据来源于中经网产业数据库。为配合模型的建立，将所有数据AO、TPAM、EIA和CF取自然对数。在实证过程中，将以TPAM、EIA和CF这三个解释变量共同对被解释变量AO进行回归分析。数据期间为1978年至2012年。 四、实证与分析 （一）平稳性检验 由于实际应用中大多数经济时间序列是非平稳的，直接运用变量的水平值研究经济变量间的均衡关系容易导致伪回归的谬误结论。因此，在利用回归分析方法讨论经济变量有意义的经济关系之前，必须对经济变量时间序列的平稳性进行判断，检验结果见表1。 由表1可知，在显著性10%水平下，所有变量原序列的ADF统计量均大于t统计量，表示所有变量原序列是非平稳序列。因此，需对其一阶差分序列作单位根检验。检验结果表明，dlnAO、dlnTPAM在显著性5%的水平下为平稳序列，dlnEIA在10%的水平下为平稳序列，dlnCF在1%的水平下为平稳序列。因此上述序列为一阶单整，即I（1），可能存在协整关系，可继续构造协整方程。 （二）协整检验 1987年Engle和Granger提出的协整理论及其方法，为非平稳序列的建模提供了一种有效的途径。虽然一些经济变量本身是非平稳序列，如果时间序列为单整性，各变量之间就可能存在长期稳定的均衡关系，这种平稳的线性方程被称为协整方程，变量之间的长期稳定关系称为协整关系。关于协整关系的检验和估计有许多具体的技术模型，本文采用Johansen极大似然估计法进行估计。在构造协整方程时要确定滞后阶数，根据AIC和SC最小原则，由于AIC最小值位于4阶，SC最小值位于2阶，折中选择最优滞后阶数P为3阶；Johansen协整检验和滞后的VAR模型的滞后阶数应取P-1阶，故本文估计过程中的滞后阶数取1―2。滞后阶数检验表见表2，协整检验见表3。 从协整检验结果可以发现，迹统计量和最大特征根统计量均在5%显著水平下拒绝了不存在协整关系的零假设，各序列之间至少存在一个协整关系。相应的标准化协整方程为： ln AO=-27.15+0.41ln TPAM+1.53ln EIA+1.87lnCF （-3.523） （0.1065） （0.413） （0.0923）（1） 所列协整关系表达式中协整系数下圆括号中的数字为标准误。式（1）表明，长期来看，农业发展主要受水利建设和化肥使用的影响，农业机械化、水利建设和化肥使用量的弹性系数为0.41、1.53和1.87，即这三个变量每增加1%，农业总产值分别增长0.41%、1.53%和1.87%，三个变量均对农业发展有正向作用。机械化程度的提高对农业发展的推动作用相对偏小，可能与我国农村收入低，机械使用成本高和农业劳动力尚较为充足有关。水利建设和化肥使用的推动作用较强，原因应该在于我国农业以精耕细作和劳动密集型生产方式为主，辅以水利建设和化肥的使用，改良了土壤水肥状况，更适合农作物生长，能够较快的提高单产。 （三）误差修正模型 前面通过协整分析验证了农业总产值与三个生产要素之间长期稳定的均衡关系，但是短期内各变量之间可能存在失衡关系，为此本文利用向量误差修正模型来考察各个时间序列间的短期动态关系，拟合误差修正模型如式（2）所示 lnNAOt-1=0.19+0.34lnTPAMt-1-0.61lnEIAt-1+1.34ln CFt-1 （1.01） （3.69） （1.56） （1.03） -0.21ECM（-1） （2.15） （2） 误差修正项的系数表示各变量向长期均衡的调整速度。如果变量系数在t统计上是显著的，意味着变量在一个时期里的失衡有多大比例可在下一期里得到修正。从式（2）可以看出，农业总产值的误差修正项的系数符号为负且在统计上是显著的，表明在每一个期间里的实际值与长期均衡值的差距约有21%得到修正，说明受到如自然灾害、价格波动等短期干扰后能以较快的速度调整到长期均衡的路径上。 （四）基于VAR模型的脉冲响应函数 脉冲响应函数能够描述一个内生变量对误差冲击的反应，即在随机误差项上施加一个标准差大小的新息冲击后对内生变量的当期值和未来值带来的影响，由此来判断变量间的动态关系。通过建立VAR模型，用脉冲函数来刻画机械化、水利建设和化肥使用对农业总产值的动态影响，同时运用方差分解的方法来确定机械化、水利建设和化肥使用三种生产要素变化对农业总产值变化的贡献率。 通过图1中lnTPAM的脉冲响应值轨迹可以看出农业机械化的一个冲击在第6期会对农业总产值负的影响，响应值约为-0.02，其后第10期开始影响转为正向，响应值约为0.02，并且这种正向的冲击将一直持续下去，这说明农业机械化水平的提高会滞后引起农业总产值的变化，这种影响随着时间推移而稳定持续。在lnEIA的脉冲响应值轨迹中，水利建设在第2期会对农业总产值负的影响，响应值约为-0.015，其后第6期开始转为正向，响应值约为0.005，之后水利建设的冲击收敛，水利建设能够滞后引起农业总产值的变化，这种变化随着时间推移会收敛趋于平稳。lnCF的脉冲响应函数轨迹显示化肥的使用一直对农业总产值产生正向冲击，并在第4期达到最大，响应值约为0.04，之后化肥使用量的冲击在较长的一段时间内逐渐趋于收敛，表明化肥使用能够较长时间地对农业总产值的增加产生影响。 （五）方差分解 为了考察各解释变量对农业总产值的贡献度，本文引入方差分解分析方法分析机械化、水利建设和化肥使用三种生产要素变化共同作用下对农业总产值变化贡献率的相对比例。方差分解就是通过将一个变量冲击的均方误差分解成各个变量冲击对内生变量的贡献度，用于衡量各变量冲击的相对重要性。方差分解结果如表4所示。 从表4可以发现，在本文所讨论的要素和变量范围中，农业总产值自身的变化解释了农业总产值增加的大部分，随着时间地推移，其解释能力所占的比例从逐渐从95%向71.5%递减。而三种生产要素对农民农业总产值的影响初期很小，农业机械化水平和化肥使用量的解释能力在随后几期开始逐步增加，农业水利建设的解释能力较为稳定。农业总产值变动来自农业机械化水平的扰动逐年上升，在长期均衡时机械化水平的冲击能解释农业总产值变动的10%；农业水利建设对农业总产值的解释比例始终维持在1.5%上下，对农业总产值增加的贡献较小；化肥使用量对农业总产值的扰动在迅速上升后稳定在17%～19%之间，在三个生产要素中解释能力最强。总体而言，三种生产要素对农业总产值的贡献随着时间的推移而增加，贡献比例最大时能达到近30%。 （六）格兰杰因果检验 以上实证分析表明，机械化、水利建设和化肥使用对农业生产存在数量上的动态关系，但并不明确因果方向和引起变化的方向，为进一步证实结论和确认引起数量变化的方向，采用基于向量自回归（VAR）模型的格兰杰因果关系检验法进行检验，检验结果见表5。 由格兰杰因果检验可以看出，农业机械化是造成农业总产值增长的原因；水利建设和农业总产值增长之间存在双向的促进关系，二者互为因果；化肥使用量不是农业总产值增长的原因，但农业增长是化肥使用量增长的原因，这表示农业总产值的增长单向拉动了化肥使用量的增长。 五、结论与启示 本文讨论了当前我国粮食供求呈现紧张的局面，而在这种局面下又面临农业劳动力缩减并将逐渐走向短缺的问题，在这样的背景下通过将工业生产系统中的柯布―道格拉斯生产函数模型应用于农业生产系统，并剔除劳动力数量因素，研究非劳动要素对农业发展的影响。在研究中通过应用经济计量学方法，构造农业机械化、水利建设和化肥使用三个现代农业生产要素推动农业总产值增长的经济计量模型，实证分析上述三个生产要素对农业总产值的动态影响。通过协整分析发现，各变量在长期内存在稳定的均衡关系，长期来看，农业发展主要受水利建设和化肥使用的影响，三个变量均对农业发展有正向作用。根据误差修正模型中的分析可知，农业总产值受到短期干扰后能以较快的速度调整到长期均衡的路径上。通过对脉冲响应函数的分析可以发现，农业机械化和化肥使用对农业总产值的影响主要体现为长期持续性效应，而水利建设的影响偏小。方差分解的结果表明，三种生产要素在解释农业总产值变化的相对比例大小排序依次是化肥使用、农业机械化水平和农业水利建设，其中农业水利无论是在长期还是短期内对农业总产值的解释能力都偏小。而格兰杰因果检验认为，农业机械化和水利建设都是造成农业总产值变化的原因，但化肥使用量不是农业总产值变化的原因，农业总产值的增长单向拉动了化肥使用量的增长。 应当意识到，在当前的背景下，劳动力密集型的产业道路并不是我国农业发展的出路。通过上述分析结果可得到如下启示：国家应大力发展技术和投入密集型的现代农业，构建集约化、专业化、组织化、社会化相结合的新型农业经营体系。政府要鼓励和引导社会资本到农村发展适合企业化经营的现代农业，向农村输入农机、水利、肥料、生物技术和种植技术等现代农业生产要素和经营模式，为大规模专业化生产创造有利条件，增强非劳动力数量要素在农业生产要素在农业生产中的作用，实现传统农业的劳动密集型向现代农业的技术和投入密集型转变。 （责任编辑：于明） 参考文献： [1]Turner B L， Fischer-Kowalski M. Ester Boserup： An interdisciplinary visionary relevant for sustainability[J]. Proceedings of the National Academy of Sciences， 2010， 107（51）. [2]Ikerd J E.The need for a system approach to sustainable agriculture[J]. Agriculture， Ecosystems & Environment， 1993， 46（1）： 147-160. [3]Altieri M A. Sustainable agricultural development in Latin America： exploring the possibilities[J]. Agriculture， ecosystems & environment， 1992， 39（1）： 1-21. [4]Deng X P， Shan L， Zhang H，et al. Improving agricultural water use efficiency in arid and semiarid areas of China[J]. Agricultural Water Management， 2006， 80（1）： 23-40. [5]Pretty J N， Morison J I L， Hine R E. Reducing food poverty by increasing agricultural sustainability in developing countries[J]. Agriculture， ecosystems & environment， 2003， 95（1）： 217-234. [6]齐麟.当代中国农业基础设施建设问题研究[D].长春：吉林大学，2013. [7]Kelly V A， Morris M， Kopicki R J， et al. Fertilizer use in African agriculture： Lessons learned and good practice guidelines[M]. Washington， DC： World Bank， 2007. [8]高祥照，马常宝，杜森.我国农业发展现状与化肥需求趋势[A].中国土壤学会第十次全国会员代表大会暨第五届海峡两岸土壤肥料学术交流研讨会论文集 （面向农业与环境的土壤科学综述篇），2004.