淺析萍鄉(xiāng)市湘東區(qū)耕地面積變化對(duì)其農(nóng)業(yè)產(chǎn)值狀況的影響

鐘雨佳

（天津工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，天津300387）

一、萍鄉(xiāng)市湘東區(qū)自然地理及社會(huì)經(jīng)濟(jì)概況

（一）湘東區(qū)自然地理概況

湘東區(qū)位于江西省西部，萍鄉(xiāng)市域的西南部。地理坐標(biāo)東經(jīng)111°49′-113°36′,北緯27°31′－27°51′之間。境內(nèi)東西寬29公里，南北長(zhǎng)43公里，總面積853.4平方公里。湘東區(qū)境內(nèi)多山，屬武功山脈，婆婆巖聳峙于南，海拔1161.4米，為全區(qū)的最高點(diǎn)；最低點(diǎn)是老關(guān)鎮(zhèn)陂頭洲，海拔15.4米，全區(qū)平均海拔203.6米。全區(qū)地勢(shì)為東南高，西北低。湘東區(qū)屬亞熱帶季風(fēng)氣候，雨量充沛，植被覆蓋率高，年平均氣溫17.2℃；年降雨量為1576.7毫米。湘東區(qū)光照充足，歷年年均日照時(shí)數(shù)達(dá)1454.3小時(shí)，年日照率為34%。其地處丘陵地區(qū)，邊境多山，地面摩擦力大，風(fēng)力偏小，一年四季風(fēng)速變化不大，歷年平均風(fēng)速約1.5米/秒。

（二）湘東區(qū)社會(huì)經(jīng)濟(jì)概況

全區(qū)轄1個(gè)街道、8個(gè)鎮(zhèn)、2個(gè)鄉(xiāng)，區(qū)政府駐湘東鎮(zhèn)，距萍鄉(xiāng)市城區(qū)15公里，截止到2011年，湘東區(qū)有2條國(guó)道、2條省道、2條高速、1條鐵路，還有1289.7公里縣鄉(xiāng)和村級(jí)公路，道路縱橫交錯(cuò)，四通八達(dá)，有3個(gè)鐵路貨站，6條鐵路專用線，全區(qū)約有1.2萬(wàn)人從事貨運(yùn)、倉(cāng)儲(chǔ)、配送等物流行業(yè)。水電供應(yīng)充足，程控電話、無(wú)線通訊、信息網(wǎng)絡(luò)覆蓋全區(qū)。

根據(jù)2011萍鄉(xiāng)市湘東區(qū)政府工作報(bào)告，2010年全區(qū)生產(chǎn)總值完成137.8億元，是2006年的2倍，年均增長(zhǎng)19.1%；財(cái)政總收入完成8.5億元，是2006年的3倍，年均增長(zhǎng)31.2%；全社會(huì)固定資產(chǎn)投資完成131.6億元，是2006年的6.9倍，年均增長(zhǎng)62.3%，其中工業(yè)投資完成125.5億元，規(guī)模以上工業(yè)增加值完成57.3億元，社會(huì)消費(fèi)品零售總額25.2億元。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入16875元，是2006年的1.8倍，年均增長(zhǎng)15.7%；農(nóng)民人均純收入7378元,是2006年的1.7倍，年均增長(zhǎng)13.6%。

二、萍鄉(xiāng)市湘東區(qū)耕地面積變化與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值發(fā)展過(guò)程

（一）湘東區(qū)耕地面積與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值變化

圖1 湘東區(qū)耕地面積與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值變化圖

圖2 湘東區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值比重?cái)?shù)值變化圖

如圖1中所示，2001年至2011年湘東區(qū)耕地面積大體呈下降趨勢(shì)，2002年至2004年間耕地面積下降幅度較大，2003年和2004年相較于前一年耕地面積分別下降了910公頃和536公頃，其他年份則下降趨勢(shì)平穩(wěn)。這是因?yàn)?002年我國(guó)開(kāi)始全面推行退耕還林政策，湘東區(qū)為響應(yīng)國(guó)家政策，積極開(kāi)展生態(tài)退耕，使得現(xiàn)有耕地大幅減少。

另外可以看到在耕地連年減少的趨勢(shì)下，湘東區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值仍然呈逐年遞增的趨勢(shì)，尤其自2006年起增長(zhǎng)幅度較大，這種現(xiàn)象的產(chǎn)生得益于農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù)水平的提高、新型農(nóng)業(yè)機(jī)械設(shè)備的應(yīng)用以及土地的合理利用等方面，除耕地面積以外影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的因素得到有效的發(fā)揮利用，因而在耕地面積減少的情況下，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值仍有一定程度的提高。

如圖2所示，湘東區(qū)2000至2011年農(nóng)業(yè)產(chǎn)值及農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值均呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，但農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的增長(zhǎng)幅度顯著大于農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增長(zhǎng)幅度。農(nóng)業(yè)產(chǎn)值雖有增長(zhǎng)，但因耕地面積減少，增長(zhǎng)幅度遠(yuǎn)小于農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值，與農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值在數(shù)額上有很大的差距。說(shuō)明相對(duì)于農(nóng)業(yè)，其他產(chǎn)業(yè)如林業(yè)、漁業(yè)、牧業(yè)等的產(chǎn)值總額有著更高速率的增長(zhǎng)，因而農(nóng)業(yè)產(chǎn)值在農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值中所占的比重呈現(xiàn)出逐年下降的趨勢(shì)。

三、分析預(yù)測(cè)湘東區(qū)耕地面積變化對(duì)其農(nóng)業(yè)產(chǎn)值發(fā)展的影響

（一）耕地面積變化與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值發(fā)展?fàn)顩r相關(guān)分析

為明晰湘東區(qū)耕地面積與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值變化的關(guān)系，對(duì)耕地面積和農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比值進(jìn)行相關(guān)分析，在此運(yùn)用Pearson簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)來(lái)判定兩者的相互關(guān)系。Pearson相關(guān)系數(shù)用r表示，其計(jì)算公式及其性質(zhì)如下：

一般地，|r|>0.95，存在顯著性相關(guān)；|r|≥0.8，高度相關(guān)；0.5≤|r|<0.8，中度相關(guān)；0.3≤|r|<0.5，低度相關(guān)；|r|<0.3，關(guān)系極弱，認(rèn)為不相關(guān)當(dāng)r>0時(shí)，表示x 與y 為正相關(guān)；當(dāng)r<0時(shí)，表示x 與y 為負(fù)相關(guān)；當(dāng)|r|=0時(shí)，表示x 與y 為不相關(guān)。

運(yùn)用spss軟件對(duì)2000至2011年耕地面積與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比重的數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)分析，得到Pearson相關(guān)系數(shù)r 為0.950，顯著性水平為0.01，根據(jù)相關(guān)分析原理可知兩者呈顯著正相關(guān)，即耕地面積的減少會(huì)導(dǎo)致農(nóng)業(yè)產(chǎn)值在農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值中的比重顯著下降；耕地面積越少，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值在農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值中的比重也就越小。

耕地面積逐年下降導(dǎo)致農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增長(zhǎng)平緩，遠(yuǎn)小于農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的增長(zhǎng)幅度，使得農(nóng)業(yè)產(chǎn)值與農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值數(shù)額差距不斷拉大，這也就造成了農(nóng)業(yè)產(chǎn)值在農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值中的比重持續(xù)下降，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值對(duì)農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的貢獻(xiàn)率逐年降低，因而可得出結(jié)論：耕地面積變化會(huì)直接影響到農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的發(fā)展?fàn)顩r，其減少會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響。

（二）耕地面積與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值狀況回歸分析

1.建立耕地面積與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值比重回歸模型

從上述可知耕地面積與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比重呈極強(qiáng)的正相關(guān)，因此可以在此對(duì)耕地面積與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比重進(jìn)行回歸分析，建立兩者的一元線性回歸模型及方程。

在此假設(shè)耕地面積為自變量x，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比重為因變量y,建立線性回歸方程y=b+ax.用最小二乘法求解方程中的兩個(gè)參數(shù):對(duì)耕地面積與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值比重的數(shù)據(jù)運(yùn)用spss軟件進(jìn)行回歸分析得a=0.009，b=-43.418，得出兩者的一元線性回歸方程為：y=-43.418+0.009x

2.回歸模型檢驗(yàn)

（1）回歸模型擬合度檢驗(yàn)

通過(guò)回歸模型擬合度檢驗(yàn)來(lái)測(cè)定耕地面積（x）與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比重(y)的回歸方程對(duì)各觀測(cè)值點(diǎn)的擬合程度，檢驗(yàn)預(yù)測(cè)結(jié)果與實(shí)際數(shù)值的吻合程度。在此用可決系數(shù)（R2）來(lái)表示變量的各個(gè)觀測(cè)值點(diǎn)聚集在回歸直線周?chē)木o密程度，計(jì)算公式：

R2的取值在0到1之間，R2越趨近于1，說(shuō)明回歸方程的擬合程度越好，越趨近于0，則擬合程度越差。通過(guò)回歸分析結(jié)果可得R2=0.903，接近于1，說(shuō)明耕地面積（x）與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比重（y）的回歸直線與各觀測(cè)點(diǎn)很接近，該回歸直線對(duì)各觀測(cè)值的擬合度高。

（2）回歸模型顯著性檢驗(yàn)

運(yùn)用回歸模型顯著性檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)耕地面積（x）與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比重（y）之間的線性關(guān)系是否顯著。在此用統(tǒng)計(jì)量F進(jìn)行檢驗(yàn)，統(tǒng)計(jì)量F服從（1，n-2）個(gè)自由度的F分布，根據(jù)相關(guān)分析數(shù)據(jù)處理結(jié)果得顯著性水平α=0.01，查F分布表，知F0.01(1，10)=10.0，F(xiàn)=93.543，檢驗(yàn)值F大于顯著性水平為0.01時(shí)的臨界值10.0，說(shuō)明耕地面積（x）與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比重（y）之間的線性關(guān)系顯著，回歸方程選配合適。

從對(duì)耕地面積（x）與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比重（y）建立的回歸方程具體了解到，耕地面積變化，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比值也會(huì)隨之變化，耕地面積每減少100公頃，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比值就會(huì)降低0.9個(gè)百分點(diǎn)，因而證明了耕地面積的變化會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的發(fā)展造成直接的影響，耕地面積的減少會(huì)直接導(dǎo)致農(nóng)業(yè)產(chǎn)值效益的降低。

（三）耕地面積與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值比重的回歸預(yù)測(cè)分析

根據(jù)相關(guān)數(shù)據(jù)對(duì)因變量耕地面積（x）和自變量年份（t）進(jìn)行相關(guān)分析，得到兩者的Pearson相關(guān)系數(shù)r為-0.889，根據(jù)相關(guān)分析原理可知耕地面積（x）和年份（t）呈高度負(fù)相關(guān)，即耕地面積隨著年份的增加而明顯減少，由此可對(duì)兩者進(jìn)行回歸分析，建立兩者的回歸模型，得出兩者的回歸方程為:x=394627.689-191.983t

根據(jù)上述回歸方程得到的2012-2021年的耕地面積（x），建立耕地面積和農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比重（y）的回歸方程，回歸預(yù)測(cè)2012至2021年農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比重值，得到表1。

表1 2012至2020年耕地面積與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值比重回歸預(yù)測(cè)值

據(jù)上表可以看出在未來(lái)的10年中，耕地面積下降速度仍較快，若不對(duì)耕地面積持續(xù)減少的態(tài)勢(shì)加以制止，耕地面積將以平均每年191.983公頃的速度持續(xù)減少，由于耕地面積的減少，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值在農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值中的比重下降速度很快，平均后一年比前一年降低1.998個(gè)百分點(diǎn)，因此可預(yù)測(cè)未來(lái)十年間耕地面積的持續(xù)下降會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值發(fā)展造成持續(xù)的不良影響。

四、結(jié)論和建議

萍鄉(xiāng)市湘東區(qū)在2000至2011年間，由于對(duì)建設(shè)用地的需求持續(xù)增長(zhǎng)而后備資源又緊缺等原因使得耕地面積呈現(xiàn)出總體減少的趨勢(shì)。農(nóng)業(yè)產(chǎn)值和農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值均呈現(xiàn)總體上升的趨勢(shì)，但由于耕地面積的減少，使得農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的增長(zhǎng)幅度遠(yuǎn)低于其他產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增長(zhǎng)幅度，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值與農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的差額逐年拉大，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值在農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值中的比重逐年遞減。

依據(jù)文中對(duì)耕地面積和農(nóng)業(yè)產(chǎn)值狀況的數(shù)據(jù)分析，耕地面積和農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比重兩者呈顯著正相關(guān)，即耕地面積的減少直接引起農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值比重的降低，耕地面積每減少100公頃，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比值就會(huì)降低0.9個(gè)百分點(diǎn)，最終證明耕地面積的變化會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值狀況造成直接的影響，耕地面積的減少會(huì)直接造成農(nóng)業(yè)產(chǎn)值效益的降低。而文中的回歸預(yù)測(cè)分析也映證了在未來(lái)的十年間若不采取措施應(yīng)對(duì)耕地面積的減少，耕地面積仍會(huì)以較快速度下降，從而對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的發(fā)展持續(xù)造成不良影響。

根據(jù)上述研究結(jié)果認(rèn)為必須加強(qiáng)對(duì)萍鄉(xiāng)市湘東區(qū)耕地的保護(hù)，減少耕地面積的損失，以保證農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的效益產(chǎn)出。建議把必須的耕地面積劃入永久保護(hù)的基本農(nóng)田保護(hù)區(qū)，對(duì)其實(shí)行特殊保護(hù)，建設(shè)項(xiàng)目占用要經(jīng)特殊許可；同時(shí)，不管占用什么樣的耕地，都要按所占用耕地的物質(zhì)生產(chǎn)能力進(jìn)行耕地?cái)?shù)量和生產(chǎn)能力的補(bǔ)償，保證耕地的總面積不減少，對(duì)于不能補(bǔ)償耕地的單位或個(gè)人需追究其法律責(zé)任，做到責(zé)任到人。另外可以通過(guò)加強(qiáng)耕地保護(hù)的宣傳，加快建立建立耕地保護(hù)領(lǐng)導(dǎo)任期目標(biāo)責(zé)任制等手段加快落實(shí)耕地保護(hù)。通過(guò)這些措施，在不斷增加耕地面積提高耕地質(zhì)量的同時(shí)，減少耕地資源的浪費(fèi)，雙管齊下，以最終實(shí)現(xiàn)耕地總量的動(dòng)態(tài)平衡。

［1］ 湘東區(qū)統(tǒng)計(jì)局．湘東區(qū)2012 統(tǒng)計(jì)年鑒［M］．2012.

［2］ 萍鄉(xiāng)市統(tǒng)計(jì)局．萍鄉(xiāng)市2012 年統(tǒng)計(jì)年鑒［M］．2012.

［3］ 湘東概貌.湘東區(qū)政府信息網(wǎng).

［4］ 湘東區(qū)地貌概況.市縣招商網(wǎng).

［5］ 湘東區(qū)人民政府工作報(bào)告［R］．湘東區(qū)人民政府，2011.

［6］ 姚濤， 馬衛(wèi)鵬. 陜西省耕地面積變化與糧食生產(chǎn)的相關(guān)性研究——基于1980-2010 年的數(shù)據(jù)分析［J］. 中國(guó)農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2013，34（1）：76-80.

［7］ 湘東區(qū)土地利用總體規(guī)劃（2006-2020）［R］．湘東區(qū)人民政府，2011.

［8］ 于秀林，任雪松．多元統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)分析—理論、方法、實(shí)例［M］．北京：國(guó)防工業(yè)出版社，1999.

［9］ 盧文岱．spss for windows 統(tǒng)計(jì)分析［M］．北京：電子工業(yè)出版社，2000.

［10］ 劉黎明．土地資源學(xué)［M］．北京：中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)出版社，2001.

［11］ 費(fèi)史． 概率論及數(shù)理統(tǒng)計(jì)［M］. 上海：上?？茖W(xué)技術(shù)出版社，1962.

［12］ 陳希孺．?dāng)?shù)理統(tǒng)計(jì)引論［M］．北京：科學(xué)出版社，1981.

［13］ 謝宇．回歸分析［M］．北京：社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)出版社，2010.