基于城市化视角的湖北粮食综合生产能力研究

李顶

摘要:通过对1990-2012年湖北省粮食综合生产能力的主要测度指标和湖北省城市化率的数据分析,利用现代计量经济学中的协整理论及格兰杰因果检验方法,证实城市化水平对粮食综合综合生产能力有显著影响｡并在此基础上提出了相应的政策建议以确保粮食综合生产能力的提升和粮食安全｡

关键词:城市化;粮食综合生产能力;协整检验

中图分类号: F307.11文献标识码:A文章编号:0439-8114(2014)11-2711-04

Comprehensive Capacity of Grain Production in Hubei Province Based on Urbanization

LI Ding

(School of Business, Huanggang Normal University,Huanggang 438000,Hubei,China)

Abstract: Based on the main measurable index of 1990-2012 grain production capacity in Hubei province and city rate data in 1990-2012, modern econometrics cointegration theory and Granger causality test was used to confirm that advices the urbanization level had a significant effect on the comprehensive grain production capacity. Some countermeasures were put forward to increase the grain production and ensure food security.

Key words: urbanization; the comprehensive capacity of grain production;cointegration test

基金项目:2013年度人文社科重点研究项目(2013017703)

改革开放以来,随着城市化进程的加快,粮食安全逐渐成为农业发展最重要的目标之一[1-3]｡湖北省自20世纪90年代以来,尽管粮食单产水平逐年增加,但粮食作物播种面积呈逐年减少态势,2012年粮食作物总产量和1990年相比也没有明显增加,这已对湖北省的粮食安全构成了严重威胁｡目前,有关文献基本上都是把全国作为一个整体来研究城市化与粮食综合生产能力之间的关系,而且大多也都是局限于定性方面的研究｡鲜有文献从定量分析的角度以某具体省份为例来论证城市化与粮食综合生产能力之间是否存在长期因果关系｡本文通过对湖北省1990-2012年相关经济变量的分析,构建计量经济学模型,试图寻找并验证城市化与粮食综合生产能力中哪些指标之间存在显著影响,并为湖北省农业政策的制定提供一定的理论指导｡

1数据处理与描述性分析

1.1变量选择

为分析方便,本文将城市化率定义为CSHL,作为解释变量;将粮食作物总播种面积定义为LSMJ,粮食作物总产量定义为LSCL,粮食作物单产定义为LSDC｡首先将LSMJ､LSCL､LSDC分别与CSHL做格兰杰检验以找出城市化与粮食综合生产能力之间的因果关系,再选择被解释变量,分析城市化水平的提高对粮食综合生产能力的影响｡

1.2数据处理

本文选取了1990-2012年上述各经济变量的年度数据,经济变量的原始数据来源于历年《湖北统计年鉴》和《湖北农村统计年鉴》｡在计量经济学模型中,数据的自然对数变换不会改变原经济变量之间的关系,且还能使其趋势线性化,同时有助于消除时间序列中存在的异方差,所以在进行计量分析时,对LSMJ､LSCL､LSDC以及CSHL分别取自然对数,取对数后的新变量分别用L(LSMJ)､L(LSCL)､L(LSDC)以及L(CSHL)来表示｡

1.3描述性分析

根据1990-2012年各经济变量的年度数据资料,可得到1990-2012年间湖北省粮食作物总播种面积､粮食作物总产量､粮食作物单产水平以及城市化率的变化情况如图1和图2所示｡从图1可看出,湖北省粮食作物总播种面积总体上呈现出逐年减少的趋势,2012年粮食作物总播种面积比1990年减少了101.99万hm2,减幅高达19.61%;粮食作物总产量总体上呈现出先减少再增加的发展趋势且在2003年达到最低值,但2012年产量水平比1990年略低,减少了33.22万t,减幅为1.34%｡

从图2可看出,由于农业生产技术水平的不断进步,湖北省粮食作物单产水平呈现出逐年增长的态势,从1990年至2012年,粮食作物单产水平累计增长幅度为22.69%,粮食单产有了较大幅度的增加,居民生活有了安全保障｡1990年以来,城市化率与粮食单产水平一样处于增长态势｡粮食单产水平与城市化率水平呈现出同向的增长趋势｡

2格兰杰因果关系检验

格兰杰因果检验主要用于考虑两个序列之间是否存在相互的因果关系｡如果序列X是序列Y产生的原因,则称序列X是Y的格兰杰成因;如果序列Y是序列X产生的原因,则称序列Y是X的格兰杰成因[4]｡

首先利用Eviews 7.0软件分别用L(LSMJ)､L(LSCL)､L(LSDC)同L(CSHL)进行格兰杰因果检验｡检验结果如表1所示｡

从表1 可以看出,在显著性水平为5%的情况下,L(CSHL)是L(LSMJ)､L(LSCL)的Granger原因,而不是L(LSDC)的Granger原因｡这说明城市化水平能显著影响粮食综合生产能力,特别是对粮食作物总播种面积和粮食作物总产量影响显著,而对粮食作物单产没有显著影响｡这与湖北的现实情况也是相吻合的｡粮食作物单产主要受农业技术水平的影响,受城市化率的影响并不大[5-7]｡粮食作物总播种面积和粮食作物产量水平主要受农业用地的影响,而农业用地的多少在很大程度上又受城市化进程的影响｡这一检验结果为湖北省乃至全国实施积极的农业和耕地保护政策提供了有效的实证依据｡因此,本文有针对性地分析了城市化水平与粮食作物总播种面积和粮食作物总产量之间是否存在长期的均衡关系｡

3平稳性检验与协整检验

3.1平稳性检验

由于本文中城市化率､粮食作物总播种面积以及粮食作物总产量均为时间序列数据,为保证分析结果及模型的科学性,避免非平稳时间序列造成的“伪回归”,首先利用Eviews 7.0软件,针对L(LSMJ)､L(LSCL)以及L(CSHL)分别进行ADF单位根检验｡从表2可看出,在1%的显著性水平下,变量L(LSMJ)､L(LSCL)以及L(CSHL)均为非平稳时间序列｡

然后,对L(LSMJ)､L(LSCL)以及L(CSHL)的一阶差分序列进行检验｡从表3可看出,在1%的显著性水平下,L(LSMJ)､L(LSCL)以及L(CSHL)均为一阶单整序列,即L(LSMJ)~I(1)､L(LSCL)~I(1)以及L(CSHL)~I(1)｡在一阶单整序列的条件下,则可以继续对粮食作物总播种面积与城市化率､粮食作物总产量与城市化率分别进行协整检验分析｡

3.2协整检验

由于L(LSMJ)､L(LSCL)以及L(CSHL)都是一阶单整序列,故采取Engle-Granger两步法来检验其协整关系｡首先分别对L(LSMJ)与L(CSHL)及L(LSCL)与L(CSHL)进行回归,然后通过检验回归残差的平稳性来判断变量间是否存在协整关系｡利用Eviews 7.0软件,以L(LSMJ)为被解释变量,L(CSHL)为解释变量｡用计量经济学OLS回归模型,输出结果如下:

L(LSMJ)=10.780 96-1.186 311L(CSHL)

Se=(0.927 813)(0.233 832)

t=(11.619 76) (-5.073 345)

P=(0.000 0)(0.000 1)

R2=0.550 695 F=25.738 83

在计量经济学中,只有当残差序列是平稳序列时,才表明被解释变量与解释变量之间存在协整关系｡为检验回归残差的平稳性,需对上述OLS回归模型得到的残差序列进行ADF平稳性检验｡由于残差序列的均值为零,故选择无截距项､无趋势项的ADF检验,检验结果如表4所示｡

由表4可看出,在10%的显著性水平下,残差序列是平稳序列,即说明长期内粮食作物总播种面积与城市化水平之间存在协整关系｡由上述协整回归方程可知,长期内粮食作物总播种面积与城市化水平确有显著的负相关性｡城市化率每上升一个百分点,粮食作物总播种面积将减少1.186 311万hm2｡城市化率解释了粮食作物总播种面积总变异的55.07%｡

以L(LSCL)为被解释变量,L(CSHL)为解释变量,用计量经济学OLS回归模型,输出结果如下:

L(LSCL)=8.478 363-0.186 309L(CSHL)

Se=(0.927 639)(0.233 788)

t=(9.139 721) (-0.796 911)

P=(0.000 0)(0.434 4)

R2=0.029 354 F=0.635 068

在该回归方程中,城市化率与粮食作物总产量之间呈现负相关的变动关系｡但由于解释变量的P值太大,导致不能通过显著性检验,即城市化率对粮食作物总产量水平的影响不显著｡这一结果表明粮食作物总产量水平与城市化率之间不存在长期的协整关系｡

因此可以得出城市化率对粮食作物总播种面积和粮食作物总产量均呈负相关的变动关系,但城市化率对粮食作物总播种面积有着较大的影响,而对粮食作物总产量的影响不显著｡

4结论与建议

通过对1990-2012年城市化率对湖北省粮食综合生产能力的影响进行分析和计量研究,可以得出:城市化率对粮食作物单产水平没有显著性影响;城市化率与粮食作物总播种面积及粮食作物总产量之间呈负相关,尤其是城市化率对粮食作物总播种面积的影响最为显著｡根据以上研究结论,提出政策建议如下:

一是继续加大政府对基本农业用地的保护力度｡基本农业用地是确保粮食产量和粮食安全的重要基础[8,9]｡随着湖北省城市化进程的加快,出现了一些地区为拓展城市规模而随意征占､圈占农业用地或在农业用地上建立加工厂等,严重影响了湖北省政府加大农业用地保护力度政策的实施效果,也挫伤了农民种粮的积极性｡这必然会使湖北省的粮食安全受到严重威胁,2012年湖北省的粮食自给率仅为105.63%,尽管仍在粮食安全范围之内,但呈逐年下降的态势已为湖北省的粮食生产敲响了警钟｡在这种情况下,加大政府对基本农业用地的保护势在必行｡

二是不断完善城市发展的绩效评价体系[10]｡不可否认,城市化可以在一定程度上体现一个城市的进步和文明程度,但不能唯以“城市化率”论英雄,否则只会导致城市的盲目扩张并加剧人地矛盾｡因此应把城市与农村､工业与农业的协调发展,工业对农业的反哺程度､工业对农业发展的贡献率等指标融入城市发展的绩效评价体系中,全方位､综合的评价城市发展的程度,以期达到将城市化对粮食综合生产能力的负相关降到最低限度,确保湖北省粮食综合生产能力逐年提升｡

三是千方百计提高粮食单产水平｡根据前文的分析,2012年湖北省粮食作物播种面积仅相当于1990年的80.39%,但2012年的粮食作物总产量和1990年相比相差不多｡其中粮食单产水平提高的贡献功不可没｡在当前湖北省城市化进程提速的大背景下,在湖北省粮食产量已实现九连增的基础上要确保粮食产量继续连增势头,必须加大农业科技创新投入力度,研制新的农业生产技术,助推粮食单产水平有更大幅度的提升,为湖北省乃至全国的粮食安全奠定基础｡

参考文献:

[1] 王学真,公茂刚.粮食安全理论分析与对策研究[J].东岳论丛,2006,27(6):68-72.

[2] 马晓河.中国粮食综合生产能力与粮食安全[M].北京:经济科学出版社,2008.

[3] 余强毅.APEC地区粮食综合生产能力与粮食安全研究[D].北京:中国农业科学院,2007.

[4] 李占风.经济计量学[M].北京:中国统计出版社,2010.

[5] 马文杰.我国粮食综合生产能力研究[D].武汉:华中农业大学,2006.

[6] 肖海峰.我国粮食综合生产能力及保护机制研究[M].北京:中国农业出版社,2007.

[7] 李晓敏,丁士军.对湖北省粮食生产效益的实证分析[J].安徽农业科学,2006(12)2906-2908.

[8] 马帅.中东部粮食主产区粮食生产能力研究[D].北京:中国农业科学院,2006.

[9] 何蒲明,王雅鹏.我国粮食综合生产能力的实证研究[J].生态经济,2004,6(9):28-30.

[10] 赖娇连.全面提高农业综合生产能力的政策体系研究[D].桂林:广西师范大学,2006.

3.2协整检验

由于L(LSMJ)､L(LSCL)以及L(CSHL)都是一阶单整序列,故采取Engle-Granger两步法来检验其协整关系｡首先分别对L(LSMJ)与L(CSHL)及L(LSCL)与L(CSHL)进行回归,然后通过检验回归残差的平稳性来判断变量间是否存在协整关系｡利用Eviews 7.0软件,以L(LSMJ)为被解释变量,L(CSHL)为解释变量｡用计量经济学OLS回归模型,输出结果如下:

L(LSMJ)=10.780 96-1.186 311L(CSHL)

Se=(0.927 813)(0.233 832)

t=(11.619 76) (-5.073 345)

P=(0.000 0)(0.000 1)

R2=0.550 695 F=25.738 83

在计量经济学中,只有当残差序列是平稳序列时,才表明被解释变量与解释变量之间存在协整关系｡为检验回归残差的平稳性,需对上述OLS回归模型得到的残差序列进行ADF平稳性检验｡由于残差序列的均值为零,故选择无截距项､无趋势项的ADF检验,检验结果如表4所示｡

由表4可看出,在10%的显著性水平下,残差序列是平稳序列,即说明长期内粮食作物总播种面积与城市化水平之间存在协整关系｡由上述协整回归方程可知,长期内粮食作物总播种面积与城市化水平确有显著的负相关性｡城市化率每上升一个百分点,粮食作物总播种面积将减少1.186 311万hm2｡城市化率解释了粮食作物总播种面积总变异的55.07%｡

以L(LSCL)为被解释变量,L(CSHL)为解释变量,用计量经济学OLS回归模型,输出结果如下:

L(LSCL)=8.478 363-0.186 309L(CSHL)

Se=(0.927 639)(0.233 788)

t=(9.139 721) (-0.796 911)

P=(0.000 0)(0.434 4)

R2=0.029 354 F=0.635 068

在该回归方程中,城市化率与粮食作物总产量之间呈现负相关的变动关系｡但由于解释变量的P值太大,导致不能通过显著性检验,即城市化率对粮食作物总产量水平的影响不显著｡这一结果表明粮食作物总产量水平与城市化率之间不存在长期的协整关系｡

因此可以得出城市化率对粮食作物总播种面积和粮食作物总产量均呈负相关的变动关系,但城市化率对粮食作物总播种面积有着较大的影响,而对粮食作物总产量的影响不显著｡

4结论与建议

通过对1990-2012年城市化率对湖北省粮食综合生产能力的影响进行分析和计量研究,可以得出:城市化率对粮食作物单产水平没有显著性影响;城市化率与粮食作物总播种面积及粮食作物总产量之间呈负相关,尤其是城市化率对粮食作物总播种面积的影响最为显著｡根据以上研究结论,提出政策建议如下:

一是继续加大政府对基本农业用地的保护力度｡基本农业用地是确保粮食产量和粮食安全的重要基础[8,9]｡随着湖北省城市化进程的加快,出现了一些地区为拓展城市规模而随意征占､圈占农业用地或在农业用地上建立加工厂等,严重影响了湖北省政府加大农业用地保护力度政策的实施效果,也挫伤了农民种粮的积极性｡这必然会使湖北省的粮食安全受到严重威胁,2012年湖北省的粮食自给率仅为105.63%,尽管仍在粮食安全范围之内,但呈逐年下降的态势已为湖北省的粮食生产敲响了警钟｡在这种情况下,加大政府对基本农业用地的保护势在必行｡

二是不断完善城市发展的绩效评价体系[10]｡不可否认,城市化可以在一定程度上体现一个城市的进步和文明程度,但不能唯以“城市化率”论英雄,否则只会导致城市的盲目扩张并加剧人地矛盾｡因此应把城市与农村､工业与农业的协调发展,工业对农业的反哺程度､工业对农业发展的贡献率等指标融入城市发展的绩效评价体系中,全方位､综合的评价城市发展的程度,以期达到将城市化对粮食综合生产能力的负相关降到最低限度,确保湖北省粮食综合生产能力逐年提升｡

三是千方百计提高粮食单产水平｡根据前文的分析,2012年湖北省粮食作物播种面积仅相当于1990年的80.39%,但2012年的粮食作物总产量和1990年相比相差不多｡其中粮食单产水平提高的贡献功不可没｡在当前湖北省城市化进程提速的大背景下,在湖北省粮食产量已实现九连增的基础上要确保粮食产量继续连增势头,必须加大农业科技创新投入力度,研制新的农业生产技术,助推粮食单产水平有更大幅度的提升,为湖北省乃至全国的粮食安全奠定基础｡

参考文献:

[1] 王学真,公茂刚.粮食安全理论分析与对策研究[J].东岳论丛,2006,27(6):68-72.

[2] 马晓河.中国粮食综合生产能力与粮食安全[M].北京:经济科学出版社,2008.

[3] 余强毅.APEC地区粮食综合生产能力与粮食安全研究[D].北京:中国农业科学院,2007.

[4] 李占风.经济计量学[M].北京:中国统计出版社,2010.

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[6] 肖海峰.我国粮食综合生产能力及保护机制研究[M].北京:中国农业出版社,2007.

[7] 李晓敏,丁士军.对湖北省粮食生产效益的实证分析[J].安徽农业科学,2006(12)2906-2908.

[8] 马帅.中东部粮食主产区粮食生产能力研究[D].北京:中国农业科学院,2006.

[9] 何蒲明,王雅鹏.我国粮食综合生产能力的实证研究[J].生态经济,2004,6(9):28-30.

[10] 赖娇连.全面提高农业综合生产能力的政策体系研究[D].桂林:广西师范大学,2006.

3.2协整检验

由于L(LSMJ)､L(LSCL)以及L(CSHL)都是一阶单整序列,故采取Engle-Granger两步法来检验其协整关系｡首先分别对L(LSMJ)与L(CSHL)及L(LSCL)与L(CSHL)进行回归,然后通过检验回归残差的平稳性来判断变量间是否存在协整关系｡利用Eviews 7.0软件,以L(LSMJ)为被解释变量,L(CSHL)为解释变量｡用计量经济学OLS回归模型,输出结果如下:

L(LSMJ)=10.780 96-1.186 311L(CSHL)

Se=(0.927 813)(0.233 832)

t=(11.619 76) (-5.073 345)

P=(0.000 0)(0.000 1)

R2=0.550 695 F=25.738 83

在计量经济学中,只有当残差序列是平稳序列时,才表明被解释变量与解释变量之间存在协整关系｡为检验回归残差的平稳性,需对上述OLS回归模型得到的残差序列进行ADF平稳性检验｡由于残差序列的均值为零,故选择无截距项､无趋势项的ADF检验,检验结果如表4所示｡

由表4可看出,在10%的显著性水平下,残差序列是平稳序列,即说明长期内粮食作物总播种面积与城市化水平之间存在协整关系｡由上述协整回归方程可知,长期内粮食作物总播种面积与城市化水平确有显著的负相关性｡城市化率每上升一个百分点,粮食作物总播种面积将减少1.186 311万hm2｡城市化率解释了粮食作物总播种面积总变异的55.07%｡

以L(LSCL)为被解释变量,L(CSHL)为解释变量,用计量经济学OLS回归模型,输出结果如下:

L(LSCL)=8.478 363-0.186 309L(CSHL)

Se=(0.927 639)(0.233 788)

t=(9.139 721) (-0.796 911)

P=(0.000 0)(0.434 4)

R2=0.029 354 F=0.635 068

在该回归方程中,城市化率与粮食作物总产量之间呈现负相关的变动关系｡但由于解释变量的P值太大,导致不能通过显著性检验,即城市化率对粮食作物总产量水平的影响不显著｡这一结果表明粮食作物总产量水平与城市化率之间不存在长期的协整关系｡

因此可以得出城市化率对粮食作物总播种面积和粮食作物总产量均呈负相关的变动关系,但城市化率对粮食作物总播种面积有着较大的影响,而对粮食作物总产量的影响不显著｡

4结论与建议

通过对1990-2012年城市化率对湖北省粮食综合生产能力的影响进行分析和计量研究,可以得出:城市化率对粮食作物单产水平没有显著性影响;城市化率与粮食作物总播种面积及粮食作物总产量之间呈负相关,尤其是城市化率对粮食作物总播种面积的影响最为显著｡根据以上研究结论,提出政策建议如下:

一是继续加大政府对基本农业用地的保护力度｡基本农业用地是确保粮食产量和粮食安全的重要基础[8,9]｡随着湖北省城市化进程的加快,出现了一些地区为拓展城市规模而随意征占､圈占农业用地或在农业用地上建立加工厂等,严重影响了湖北省政府加大农业用地保护力度政策的实施效果,也挫伤了农民种粮的积极性｡这必然会使湖北省的粮食安全受到严重威胁,2012年湖北省的粮食自给率仅为105.63%,尽管仍在粮食安全范围之内,但呈逐年下降的态势已为湖北省的粮食生产敲响了警钟｡在这种情况下,加大政府对基本农业用地的保护势在必行｡

二是不断完善城市发展的绩效评价体系[10]｡不可否认,城市化可以在一定程度上体现一个城市的进步和文明程度,但不能唯以“城市化率”论英雄,否则只会导致城市的盲目扩张并加剧人地矛盾｡因此应把城市与农村､工业与农业的协调发展,工业对农业的反哺程度､工业对农业发展的贡献率等指标融入城市发展的绩效评价体系中,全方位､综合的评价城市发展的程度,以期达到将城市化对粮食综合生产能力的负相关降到最低限度,确保湖北省粮食综合生产能力逐年提升｡

三是千方百计提高粮食单产水平｡根据前文的分析,2012年湖北省粮食作物播种面积仅相当于1990年的80.39%,但2012年的粮食作物总产量和1990年相比相差不多｡其中粮食单产水平提高的贡献功不可没｡在当前湖北省城市化进程提速的大背景下,在湖北省粮食产量已实现九连增的基础上要确保粮食产量继续连增势头,必须加大农业科技创新投入力度,研制新的农业生产技术,助推粮食单产水平有更大幅度的提升,为湖北省乃至全国的粮食安全奠定基础｡

参考文献:

[1] 王学真,公茂刚.粮食安全理论分析与对策研究[J].东岳论丛,2006,27(6):68-72.

[2] 马晓河.中国粮食综合生产能力与粮食安全[M].北京:经济科学出版社,2008.

[3] 余强毅.APEC地区粮食综合生产能力与粮食安全研究[D].北京:中国农业科学院,2007.

[4] 李占风.经济计量学[M].北京:中国统计出版社,2010.

[5] 马文杰.我国粮食综合生产能力研究[D].武汉:华中农业大学,2006.

[6] 肖海峰.我国粮食综合生产能力及保护机制研究[M].北京:中国农业出版社,2007.

[7] 李晓敏,丁士军.对湖北省粮食生产效益的实证分析[J].安徽农业科学,2006(12)2906-2908.

[8] 马帅.中东部粮食主产区粮食生产能力研究[D].北京:中国农业科学院,2006.

[9] 何蒲明,王雅鹏.我国粮食综合生产能力的实证研究[J].生态经济,2004,6(9):28-30.

[10] 赖娇连.全面提高农业综合生产能力的政策体系研究[D].桂林:广西师范大学,2006.