焉耆盆地糧食生產(chǎn)論文

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1模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

糧食生產(chǎn)受諸多因素的影響，為了能夠定量的分析出不同因素對研究區(qū)糧食生產(chǎn)的影響，本文把理論分析作為切入點，從理論中總結(jié)出影響糧食生產(chǎn)的主要因素。

1.1糧食生產(chǎn)影響因素分析

本研究充分借鑒已有研究成果的基礎(chǔ)上，結(jié)合研究區(qū)糧食生產(chǎn)實際情況，選擇以下幾種因素來分析研究區(qū)糧食生產(chǎn)：（1）糧食播種面積；（2）農(nóng)村糧食產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)；（3）農(nóng)用機械總動力；（4）糧食作物化肥使用折純量；（5）糧食農(nóng)田有效灌溉面積；（6）農(nóng)村總用電量。

1.2糧食生產(chǎn)模型建立

美國數(shù)學(xué)家Charles•Cobb和經(jīng)濟學(xué)家Paul•Douglas提出了著名Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，這種生產(chǎn)函數(shù)可以很好地分析資源投入與產(chǎn)品產(chǎn)出之間的經(jīng)濟數(shù)量關(guān)系，因此被廣泛地運用。其基本模型為：Y=f(A，LA,CAP)=A•LAa•CAPba+b=1（1）式（1）中：A表示全要素生產(chǎn)率；LA表示勞動投入；CAP表示資本投入。在本文中，筆者在C-D生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上，筆者確定了糧食生產(chǎn)模型的被解釋變量為：糧食總產(chǎn)量（Y）；解釋變量為：糧食播種面積（LAND）、農(nóng)村糧食從業(yè)勞動力（LA）、農(nóng)用機械總動力（MACH）、糧食作物化肥施用折純量（FERTI）、糧食農(nóng)田有效灌溉面積（IRRIGATE）、農(nóng)村用電量（ELEC）。根據(jù)上述內(nèi)容，研究區(qū)糧食生產(chǎn)的C-D生產(chǎn)函數(shù)寫成如下形式：Y=f(A，LAND,LA,MACHFERTI,IRRIGATE,ELECTRIC=A•LANDa•LAb•MACHC•FERTId•IRRIGATEe•ELECf（2）進(jìn)一步對C-D生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行對數(shù)轉(zhuǎn)換，得到關(guān)于產(chǎn)量的生產(chǎn)函數(shù)形式如式（3）所示：ln（y）=1nA+a•1n（land）+b•1n（la）+c•1n（mach）+d•1n（ferti）+e•1n（irrigate）+f•1n（elec）+μ（3）式（3）中：a表示糧食播種面積對糧食產(chǎn)出的彈性系數(shù)；b表示勞動力投入對糧食產(chǎn)出的彈性系數(shù)；c表示農(nóng)用機械對糧食產(chǎn)出的彈性系數(shù)；d表示化肥使用折純量對糧食產(chǎn)出的彈性系數(shù)；e表示有效灌溉面積對糧食產(chǎn)出的彈性系數(shù)；f表示農(nóng)村總用電量對糧食產(chǎn)出的彈性系數(shù)；μ是隨機擾動項。樣本時間從1990-2013年，樣本大小n=24。

1.3數(shù)據(jù)來源與數(shù)據(jù)描述

在構(gòu)建的分析模型框架基礎(chǔ)上，本文根據(jù)分析的需要，收集整理了1990-2013年研究區(qū)糧食生產(chǎn)的時間序列數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于1990-2013年《新疆統(tǒng)計年鑒》。通過對數(shù)據(jù)整理可以發(fā)現(xiàn)，在所考察的時期里，研究區(qū)糧食總產(chǎn)量變化不太穩(wěn)定，但總的有增加趨勢；播種面積變化波動較大，但初始面積變化不大；機械總動力有明顯的增加趨勢；農(nóng)村用電量在2010-2011年有明顯的減少趨勢，但總體呈平穩(wěn)增加趨勢；有效灌溉面積變化波動較大，略有增加趨勢；勞動力投入有較平穩(wěn)的增加趨勢；化肥使用折純量變化波動較大，但整體呈增加趨勢。

1.4模型優(yōu)化

首先利用OLS法，根據(jù)收集整理的樣本數(shù)據(jù)，利用STATA13.0軟件用OLS對模型進(jìn)行估計，其結(jié)果表1?；貧w結(jié)果顯示，R2=0.9741，調(diào)整以后的R2=0.9650，表示模型有較好的模擬效果。F=106.75，P=0.005。可見，從整體上講計量方程解釋能力較好。但是ln（x4）和ln（x5）沒有t通過檢驗，說明這2個變量對糧食產(chǎn)量的影響不大。產(chǎn)量ln（y）與農(nóng)村總用電量ln（x3）存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。因此，去掉ln（x4）和ln（x5）2個變量，在同樣技術(shù)水平情況下，優(yōu)化后的模型為。

2實證分析

2.1單位根檢驗

時間序列的平穩(wěn)性主要是用單位根檢驗來進(jìn)行。常用的平穩(wěn)性檢驗方法是ADF單位根檢驗、KPSS單位根檢驗、DF-GLS單位根檢驗等。其中，DF-GLS單位根檢驗是由Elliot、Rothenberg和Stock于1996年提出的，其實質(zhì)就是退勢版的ADF檢驗。DF-GLS單位根檢驗在面對小樣本的檢驗時，穩(wěn)定性較好，是目前最有功效的單位根檢驗法，因此本文也將采用這種方法進(jìn)行檢驗。檢驗結(jié)果表明：經(jīng)過一階差分后lny、lnx1、lnx2、lnx3、lnx6是平穩(wěn)序列。

2.2協(xié)整檢驗

如果序列變量有某種平穩(wěn)的線性組合，那么這些變量之間存在協(xié)整關(guān)系。EG兩步法、Johansen極大似然法是常用的2種模型。EG兩步法主要用于小樣本參數(shù)估計方面。當(dāng)變量個數(shù)大于2，變量之間可能存在多個協(xié)整關(guān)系，分析結(jié)果不易解釋，而后者則可用于多個變量之間的協(xié)整關(guān)系的檢驗。本研究變量超過2個，所以采用Johansen極大似然法。因為時間序列都是一階單整，對序列進(jìn)行協(xié)整檢驗，滯后期=4，協(xié)整檢驗結(jié)果。結(jié)果表明：跡統(tǒng)計值都大于最大特征值統(tǒng)計值（除最后一個相等），并且在5%的顯著水平下，變量之間有2協(xié)整關(guān)系。標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整關(guān)系式如下：ln（y）=－0.107+0.790ln（land）+0.405ln（mach）+0.3701n（ferti）-0.1791n（elec）（4）在上述的實證結(jié)果中，糧食總產(chǎn)量主要受糧食播種面積、機械總動力、化肥使用折純量和農(nóng)村用電量的影響，長期看來，糧食總產(chǎn)量與糧食播種面積、農(nóng)用機械總動力與化肥使用折純量之間有正相關(guān)關(guān)系，而與農(nóng)村總用電量之間有負(fù)相關(guān)關(guān)系。在本文建立的對數(shù)線性回歸方程中，各回歸系數(shù)代表的是：當(dāng)其他解釋變量保持不變時，自變量每變動一個單位所引起的被解釋變量的變動數(shù)量?；貧w系數(shù)的絕對值越大，那么對應(yīng)的因素對糧食產(chǎn)量的影響也越大。

2.3結(jié)果分析

2.3.1播種面積的影響播種面積是影響糧食產(chǎn)量的重要因素，一定數(shù)量和質(zhì)量的耕地資源是實現(xiàn)糧食安全的關(guān)鍵因素。由本次研究結(jié)果顯示，播種面積的影響最大，播種面積對糧食總產(chǎn)量的彈性達(dá)0.790，即在其他投入不變的情況下，糧食播種面積每增加1%，糧食產(chǎn)量將增加0.790%，表明適當(dāng)擴大播種面積是提高糧食產(chǎn)量的有效途徑。但是焉耆盆地糧食播種面積在考察時間段內(nèi)變化波動較大，1990-2003年播種面積遞減；2003-2005年大幅度上升；2005-2007年又大幅度下降；2007-2010又大幅度上升，之后變化不大。如此變化的原因如下：首先，較低的糧食價格導(dǎo)致了較低的經(jīng)濟效率，從而導(dǎo)致部分農(nóng)民主動放棄種糧食。其次，隨著西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和城鎮(zhèn)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)力度的加大，耕地資源也面臨著嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)。2001年以來，受國家退耕還林以及加強耕地保護(hù)政策的影響，焉耆盆地耕地面積經(jīng)歷了先減后增的變化。

2.3.2農(nóng)用機械總動力的影響糧食生產(chǎn)現(xiàn)代化的一個主要標(biāo)志是農(nóng)用機械總動力的大小。從本次研究的結(jié)果來看，農(nóng)用機械總動力與糧食總產(chǎn)量之間有著正相關(guān)的關(guān)系，彈性系數(shù)為0.405，說明農(nóng)用機械總動力每增加1%，糧食總產(chǎn)量就會有0.405%的增長。在考察年間，焉耆盆地農(nóng)用機械總動力呈穩(wěn)步上升趨勢，從1990年的13.6896×104kW增加到2013年的76.3279×104kW，增加了5.6倍。這也說明，焉耆盆地正從傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變，這對于保證糧食生產(chǎn)的高產(chǎn)、穩(wěn)定及農(nóng)業(yè)機械的使用起到了非常重要的作用。國家的農(nóng)機補貼政策帶動了農(nóng)民投資，從而實現(xiàn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)等機械擁有量較快增長，加快了糧食生產(chǎn)機械化作業(yè)進(jìn)程，提高了農(nóng)機作業(yè)水平，減輕了農(nóng)業(yè)勞動強度，提高了生產(chǎn)效率，為糧食生產(chǎn)提供了有力保障。

2.3.3化肥使用量的影響肥料是作物的“營養(yǎng)”，合理施用化肥，不僅帶來了農(nóng)業(yè)增產(chǎn)，而且降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本、提高農(nóng)業(yè)經(jīng)濟效益。本研究結(jié)表示，化肥施用量與糧食產(chǎn)量的彈性系數(shù)為0.370，說明化肥投入對糧食產(chǎn)量仍然具有重要作用。但同時，也應(yīng)該認(rèn)識到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中普遍存在施肥不合理的現(xiàn)象，過量施用化肥會造成土壤有機結(jié)構(gòu)惡化、土壤板結(jié)等問題，嚴(yán)重影響農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。因此，從長遠(yuǎn)的眼光來看，不能僅依靠化肥施用量的增加促進(jìn)糧食產(chǎn)量的增加，應(yīng)該科學(xué)的把有機肥料和化肥施用相結(jié)合。

2.3.4農(nóng)村總用電量的影響農(nóng)村總用電量與糧食總產(chǎn)量之間存在著負(fù)相關(guān)關(guān)系，且彈性系數(shù)為－0.179。筆者認(rèn)為農(nóng)村用電量對糧食生產(chǎn)的影響表現(xiàn)為以下2個方面：一方面，隨著國家和省政府對農(nóng)村電網(wǎng)建設(shè)投入的加大，雖然焉耆盆地農(nóng)村電力設(shè)施條件和用電狀況得到了顯著改善，為農(nóng)村經(jīng)濟社會發(fā)展提供了有效的能源支撐，但是電費支出過高，加重了農(nóng)民負(fù)擔(dān)，抑制了農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性；另一方面，農(nóng)村用電安全存在各種隱患，如設(shè)備的產(chǎn)權(quán)不屬于供電部門，設(shè)備不定期試驗，容易產(chǎn)生漏電，極易造成人身觸電事故。

3結(jié)論與建議

眾所周知，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是國民經(jīng)濟各行各業(yè)中，遭受自然環(huán)境各要素影響較顯著的行業(yè)，以糧食生產(chǎn)為主的縣域糧食生產(chǎn)既受到自然要素的影響，又遭受人為因素的影響，由于所選取的指標(biāo)體系不同，所以所得出的結(jié)論也不同。焉耆盆地的地貌類型多種復(fù)雜，山地、盆地、荒漠戈壁、河谷和平原交叉分布。盆地中和盆地周邊的山地（坡地）地貌占地域總面積的78.57%，平原（包括山前洪積扇和沖積平原）占18.18%，沙漠占1.32%，湖泊（博斯騰湖）占1.93%，目前能利用的土地面積還很少。上述分析的自變量中，糧食播種面積是影響最大、變化較為明顯的要素。根據(jù)焉耆盆地山地面積多、平原面積少的實際情況，合理調(diào)整土地利用結(jié)構(gòu)，在保證耕地面積不減少的前提下，充分利用其他土地搞好城市建設(shè)，適當(dāng)增加糧食播種面積，加強現(xiàn)有耕地的深度開發(fā)，通過先進(jìn)的農(nóng)業(yè)科技和耕作制度來提高耕地的利用效率是預(yù)防糧食危機，保證糧食安全，持續(xù)發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的有效途徑。本研究認(rèn)為，研究區(qū)各級政府應(yīng)充分考慮上述自變量的影響，適當(dāng)協(xié)調(diào)各自變量的相互制約作用，結(jié)合該區(qū)域自然、資源、人文和技術(shù)等實際，應(yīng)采取穩(wěn)定糧食播種面積，提高單產(chǎn)，因資源、因地定產(chǎn)等有效措施，不斷改善糧食生產(chǎn)總環(huán)境。

作者：買里婭·阿布力孜 買托合提·阿那依提 單位：新疆師范大學(xué)