近50年氣候驅(qū)動(dòng)下三江平原糧食生產(chǎn)潛力時(shí)空演變分析

杜國明, 馬敬盼, 張露洋, 孫曉兵, 張志宇, 劉 釗

(1.東北農(nóng)業(yè)大學(xué) 資源與環(huán)境學(xué)院, 哈爾濱 150030; 2.東北大學(xué) 土地管理研究所,沈陽 110004; 3.中國農(nóng)業(yè)大學(xué) 資源與環(huán)境學(xué)院, 北京 100193)

世界糧農(nóng)組織把應(yīng)對(duì)氣候變化列為解決世界糧食供給和緩解饑餓的全球性重大挑戰(zhàn)[1]。中國作為農(nóng)業(yè)和人口大國，人口增長與糧食供給矛盾突出，氣候變化背景下的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)國家糧食安全以及社會(huì)穩(wěn)定影響深遠(yuǎn)[1-3]。在影響糧食產(chǎn)量的眾多因素中，單產(chǎn)提高對(duì)糧食增產(chǎn)的貢獻(xiàn)度最大[4-6]。同時(shí)由于耕地面積的有限性，穩(wěn)定可持續(xù)提高糧食單產(chǎn)已成為提高糧食產(chǎn)量的重要舉措。目前保障糧食安全的核心已由產(chǎn)量安全逐步轉(zhuǎn)向產(chǎn)能安全。核算糧食產(chǎn)能和生產(chǎn)潛力及其變化，可以為“藏糧于地”、耕地資源綠色可持續(xù)發(fā)展等國家耕地及糧食安全戰(zhàn)略的實(shí)施提供依據(jù)[7-12]。

在氣候變化對(duì)區(qū)域糧食生產(chǎn)潛力影響的研究中，學(xué)者們采用了多種方法和模型，從全國或者局部區(qū)域尺度，對(duì)區(qū)域整體或者個(gè)別作物類型的生產(chǎn)潛力進(jìn)行分析[13-16]。聯(lián)合國糧農(nóng)組織和國際應(yīng)用系統(tǒng)分析研究所共同開發(fā)了農(nóng)業(yè)生態(tài)區(qū)劃(Global Agro-Ecological Zones，GAEZ)模型，GAEZ模型經(jīng)過不斷地完善與改進(jìn)，已被國內(nèi)外眾多學(xué)者應(yīng)用到糧食生產(chǎn)潛力的估算中，結(jié)果有較高的準(zhǔn)確性和科研意義[17-21]。

三江平原地處中溫帶北段、東北地區(qū)東部，是東北地區(qū)乃至全國氣候變暖最為顯著的區(qū)域，農(nóng)業(yè)受氣候影響顯著[22]。同時(shí)，三江平原在新中國成立后陸續(xù)進(jìn)行大規(guī)模農(nóng)業(yè)開發(fā)，現(xiàn)已成為我國重要的粳稻主產(chǎn)區(qū)和商品糧基地，對(duì)我國農(nóng)業(yè)發(fā)展和糧食供給貢獻(xiàn)較大。因此，分析氣候驅(qū)動(dòng)下三江平原糧食生產(chǎn)潛力時(shí)空演變具有較為重要的現(xiàn)實(shí)意義。本文運(yùn)用GAEZ模型對(duì)三江平原糧食生產(chǎn)潛力進(jìn)行計(jì)算，并針對(duì)三江平原糧食生產(chǎn)潛力的時(shí)間變異和空間差異特征進(jìn)行分析，旨在為區(qū)域耕地資源可持續(xù)利用、糧食產(chǎn)能保護(hù)及農(nóng)業(yè)適應(yīng)性研究提供依據(jù)，為后續(xù)耕地資源優(yōu)化配置、供給側(cè)結(jié)構(gòu)調(diào)整提供參考。

1　研究區(qū)概況

三江平原位于黑龍江省東部，地理位置介于43°50′02′′—48°24′41′′N，129°11′49′′—134°46′37′′E。行政區(qū)域包括佳木斯、雞西、鶴崗、雙鴨山、七臺(tái)河等地級(jí)市以及牡丹江市所屬的穆棱縣和哈爾濱所屬的依蘭縣，共計(jì)23個(gè)縣(市、區(qū))。處于中溫帶濕潤、半濕潤大陸性季風(fēng)氣候區(qū)。多年平均降水量450～650 mm，平均氣溫為1～4℃。四季分明，春季氣候較為干燥，風(fēng)力較大；夏季高溫日長，雨量豐富；秋季多風(fēng)，晝夜溫差大；冬季嚴(yán)寒干燥。土壤有機(jī)質(zhì)和養(yǎng)分總貯量較高，有較高的潛在肥力。

2　數(shù)據(jù)來源與研究方法

2.1　數(shù)據(jù)來源

GAEZ模型綜合考慮氣象、土壤適宜性、耕地利用等多方面的因素，數(shù)據(jù)包括：1961—2010年三江平原及周邊區(qū)域的21個(gè)氣象站點(diǎn)的氣象數(shù)據(jù)，其中氣溫?cái)?shù)據(jù)涉及日均溫、日最高溫度、日最低溫度、積溫等；降水?dāng)?shù)據(jù)涉及降水量、相對(duì)濕度、降水強(qiáng)度、降水變率等；輻射數(shù)據(jù)包括日照時(shí)數(shù)、有效輻射量等。土壤數(shù)據(jù)包括土壤質(zhì)地、土壤肥力、土壤類型、侵蝕強(qiáng)度等屬性，來自于中國科學(xué)院資源環(huán)境科學(xué)數(shù)據(jù)中心。地形高程數(shù)據(jù)包括坡度和坡向信息(分辨率為30 m)，來源于美國奮進(jìn)號(hào)航天飛機(jī)的雷達(dá)地形測(cè)繪數(shù)據(jù)(SRTM)。耕地?cái)?shù)據(jù)包括土地利用結(jié)構(gòu)、土地利用方式、耕地灌溉比例等，其中耕地利用數(shù)據(jù)(2010年)來源于中國科學(xué)院資源環(huán)境科學(xué)數(shù)據(jù)中心(比例尺為1∶10萬)，耕地灌溉數(shù)據(jù)來自于黑龍江省統(tǒng)計(jì)年鑒等。為分析氣候變化對(duì)三江平原糧食生產(chǎn)潛力的影響，本文假定研究區(qū)土地利用未發(fā)生變化，以2010年土地利用數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，利用1961—2010年氣候數(shù)據(jù)分析1 km×1 km柵格單元的糧食生產(chǎn)潛力。

2.2　研究方法

2.2.1GAEZ模型GAEZ模型采用逐級(jí)修正的方式計(jì)算生產(chǎn)潛力[23]。首先根據(jù)生長參數(shù)(葉面積指數(shù)、收獲指數(shù)等)和光照輻射條件計(jì)算光合生產(chǎn)潛力；再結(jié)合降水和氣溫條件計(jì)算光溫生產(chǎn)潛力；考慮土壤水限制條件計(jì)算光溫水生產(chǎn)潛力；綜合分析病蟲害、霜凍等農(nóng)業(yè)災(zāi)害計(jì)算氣候生產(chǎn)潛力。同時(shí)綜合考慮土壤肥力、pH值、土壤質(zhì)地、地貌類型、土壤主要性狀指標(biāo)等信息提取適宜種植區(qū)。針對(duì)適宜種植區(qū)模擬理想的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，計(jì)算適宜種植區(qū)的生產(chǎn)潛力。

GAEZ模型中生產(chǎn)潛力的估算分別考慮雨養(yǎng)和灌溉條件。雨養(yǎng)條件是指有水脅迫條件下作物的生產(chǎn)潛力；灌溉條件是指保障水條件充分，即假設(shè)水對(duì)生產(chǎn)潛力沒有影響。此計(jì)算方法與我國實(shí)際種植情況相一致，符合農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，則總生產(chǎn)潛力計(jì)算公式如下：

yieldtotal=yieldrain-fed(1-i)+yieldirrigated×i

(1)

式中：yieldtotal為總生產(chǎn)潛力；yieldrain-fed為雨養(yǎng)條件下的生產(chǎn)潛力；yieldirrigated為灌溉條件下的生產(chǎn)潛力；i為灌溉面積與總耕地面積的比率(%)。

2.2.2Mann-Kendall法世界氣象組織推薦的Mann-Kendall法(簡(jiǎn)稱M-K法)是一種非參數(shù)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法，適用于非正態(tài)分布的數(shù)據(jù)，常用來檢測(cè)氣候不連續(xù)的變化—突變現(xiàn)象[24]。由于其不要求所分析數(shù)據(jù)服從某一概率分布，而且其趨勢(shì)檢測(cè)能力與參數(shù)趨勢(shì)檢測(cè)方法相同，因而受到國際水文組織的認(rèn)可。本文選取了M-K方法對(duì)三江平原糧食生產(chǎn)潛力序列進(jìn)行趨勢(shì)和突變點(diǎn)檢驗(yàn)。

2.2.3HP濾波法氣候變化導(dǎo)致糧食生產(chǎn)潛力出現(xiàn)年際差異，即糧食生產(chǎn)潛力的波動(dòng)。這種波動(dòng)可以分為長期波動(dòng)和短期波動(dòng)。長期波動(dòng)是糧食生產(chǎn)潛力隨著時(shí)間的遷移表現(xiàn)出的整體波動(dòng)情況和特征，短期波動(dòng)是指糧食生產(chǎn)潛力相對(duì)于長期趨勢(shì)的偏離。本文利用波動(dòng)指數(shù)來反映近50年來三江平原糧食生產(chǎn)潛力的波動(dòng)情況。為了計(jì)算波動(dòng)指數(shù)，本文采用HP濾波方法，將糧食生產(chǎn)潛力的趨勢(shì)成分及周期成分進(jìn)行分離．其中的趨勢(shì)成分即潛在生產(chǎn)潛力，周期成分即生產(chǎn)潛力缺口[25]。

波動(dòng)指數(shù)計(jì)算公式為：

(2)

2.2.4線性回歸系數(shù)用xi表示樣本量為n的某一變量，用ti表示xi所對(duì)應(yīng)的時(shí)間，建立xi和ti之間的一元線性回歸：

xi=a+bti(i=1,2,…,n)

(3)

式中：a為回歸常數(shù)；b為回歸系數(shù)。a和b用最小二乘法進(jìn)行估計(jì)。

對(duì)數(shù)據(jù)xi及相應(yīng)的時(shí)間ti，回歸系數(shù)b最小二乘估計(jì)為：

(4)

回歸系數(shù)b的符號(hào)表示變量的趨勢(shì)傾向性，當(dāng)b>0時(shí)，說明變量x隨時(shí)間的增加呈上升趨勢(shì)；反之b<0表示隨時(shí)間的增加變量x呈下降趨勢(shì)，b值的大小反映了上升或下降的傾向程度。

3　結(jié)果與分析

3.1　糧食生產(chǎn)潛力的時(shí)間變化分析

將利用GAEZ模型計(jì)算的2010年三江平原各縣(市、區(qū))的糧食產(chǎn)能與由統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)得到的糧食產(chǎn)量進(jìn)行相關(guān)性分析，發(fā)現(xiàn)Pearson相關(guān)性為0.653，兩者在0.01水平呈雙側(cè)顯著相關(guān)，糧食生產(chǎn)潛力的模擬效果較好，可以為現(xiàn)實(shí)農(nóng)業(yè)進(jìn)行生產(chǎn)指導(dǎo)。分析50年間長時(shí)間尺度三江平原糧食生產(chǎn)潛力演變曲線發(fā)現(xiàn)(圖1)，1961—2010年的三江平原糧食年均生產(chǎn)潛力在2 964.60～5 127.55 kg/hm2波動(dòng)，標(biāo)準(zhǔn)差為555.43 kg/hm2，50 a平均值為3 996.78 kg/hm2，以每10年140.39 kg/hm2(y=14.039x-23878，R2=0.13577)的線性傾向率增加。

圖11961-2010年三江平原糧食平均生產(chǎn)潛力變化情況

利用Mann-Kendall方法對(duì)三江平原糧食生產(chǎn)潛力序列進(jìn)行趨勢(shì)和突變點(diǎn)檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)(圖2)，1961—2010年生產(chǎn)潛力長期呈現(xiàn)上升(1961—1965年)—下降(1966—1990年)—上升(1991—2010年)趨勢(shì)，整體呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。其中1961—1970年生產(chǎn)潛力呈先上升后下降的趨勢(shì)，并于1970年(UFK=-2.2361)達(dá)到α=0.05顯著水平；1971—1980年一直呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，并于1979年(UFK=-2.2041)達(dá)到α=0.05顯著水平；1981—1990年一直呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，并于1982年(UFK=-2.0584)和1983年(UFK=-1.9808)達(dá)到α=0.05顯著水平；1991—2000年一直呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，并于1996年發(fā)生突變，出現(xiàn)顯著增長；2001—2010年一直呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，并于2006年(UFK=1.9978)，2007年(UFK=2.0817)，2009年(UFK=2.2412)和2010年(UFK=2.568)達(dá)到α=0.05顯著水平。

分析1961—2010年三江平原糧食生產(chǎn)潛力的每10年間變化發(fā)現(xiàn)(圖3)，就生產(chǎn)潛力平均值而言，呈現(xiàn)2001—2010年>1991—2000年>1981—1990年>1961—1970年>1971—1980年的態(tài)勢(shì)。除1971—1980年外，隨著時(shí)間的推移，不同時(shí)間段之間生產(chǎn)潛力平均值均穩(wěn)步增加，但不同時(shí)間段的變化差異顯著。1961—1970年，生產(chǎn)潛力以每年95.71 kg/hm2的線性傾向率減少；1971—1980年，生產(chǎn)潛力以每年55.75 kg/hm2的線性傾向率減少；1981—1990年，生產(chǎn)潛力以每年21.72 kg/hm2的線性傾向率增加；1991—2000年，生產(chǎn)潛力以每年5.60 kg/hm2的線性傾向率增加；2001—2010年，生產(chǎn)潛力以每年106.13 kg/hm2的線性傾向率增加。就線性傾向率而言，1961—1980年呈現(xiàn)減少態(tài)勢(shì)，1981—2010年呈現(xiàn)增加態(tài)勢(shì)，且2001—2010年的增加速率較大。

圖2　1961-2010年三江平原糧食生產(chǎn)潛力的Mann-Kendall統(tǒng)計(jì)量曲線

圖3　1961-2010年三江平原糧食的年代變化

以1961—2010年三江平原糧食平均生產(chǎn)潛力為研究對(duì)象，運(yùn)用Hodrick-Prescott Filter(H-P濾波法)進(jìn)行三江平原糧食生產(chǎn)潛力的波動(dòng)性觀測(cè)(平滑參數(shù)取100)，得到波動(dòng)指數(shù)(圖4)?？梢园l(fā)現(xiàn)，1961—2010年三江平原糧食生產(chǎn)潛力波動(dòng)幅度不大，為-28.20%～24.02%。就波動(dòng)幅度來看，呈現(xiàn)1991—2000年>2001—2010年>1981—1990年>1971—1980年>1961—1970年的態(tài)勢(shì)，1981—2010年的波動(dòng)幅度較大，說明該時(shí)間段糧食生產(chǎn)潛力與長期趨勢(shì)的偏離較大，穩(wěn)定性較差；就波動(dòng)次數(shù)而言，1991—2010年的波動(dòng)次數(shù)較多。整體看，1991—2010年的糧食生產(chǎn)潛力穩(wěn)定性較低，波動(dòng)頻繁且幅度較大。

3.2　糧食生產(chǎn)潛力的空間差異分析

三江平原特殊的地理環(huán)境致使縣域糧食生產(chǎn)潛力分布與變化具有顯著差異(表1)：(1) 空間分布上，三江平原北部地區(qū)(友誼縣、綏濱縣、樺川縣、集賢縣和富錦市)等縣域糧食生產(chǎn)潛力平均值較大，而南部的穆棱市、雞西市市轄區(qū)等縣域糧食生產(chǎn)潛力平均值較低；(2) 在縣域糧食生產(chǎn)潛力的變化上，北部的集賢縣和綏濱縣以及東部的密山市和虎林市等縣域糧食生產(chǎn)潛力的年均增長率較大，而南部的穆棱市和雞西市市轄區(qū)以及西部的依蘭縣等縣域糧食生產(chǎn)潛力的年均增長率較小；(3) 在縣域糧食生產(chǎn)潛力的穩(wěn)定性上，穆棱市、友誼縣、湯原縣和雞西市市轄區(qū)糧食生產(chǎn)潛力的變異系數(shù)較低，較為穩(wěn)定；密山市、撫遠(yuǎn)縣和虎林市生產(chǎn)潛力的變異系數(shù)較高，較為不穩(wěn)定。

圖4　1961-2010年三江平原糧食生產(chǎn)潛力波動(dòng)指數(shù)

縣(市、區(qū))平均值/(kg·hm-2)變異系數(shù)年均增長率/%友誼縣5428．750．130．65綏濱縣5052．150．180．68樺川縣5039．400．130．68集賢縣4827．330．170．82富錦市4815．340．150．67蘿北縣4488．680．140．49依蘭縣4390．320．150．33湯原縣4285．780．130．51佳木斯市市轄區(qū)4232．080．130．47同江市4058．500．170．46鶴崗市市轄區(qū)4051．110．150．56虎林市3971．750．190．70樺南縣3970．700．170．51寶清縣3730．670．170．69密山市3658．180．210．79勃利縣3647．710．170．56饒河縣3513．700．180．57撫遠(yuǎn)縣3380．000．210．65雙鴨山市市轄區(qū)3275．780．190．69雞東縣3119．050．190．66七臺(tái)河市市轄區(qū)3078．830．180．68穆棱市2750．470．110．24雞西市市轄區(qū)2650．930．130．39

分析線性回歸系數(shù)的空間分布(圖5)，可以看出三江平原糧食生產(chǎn)潛力的空間變化趨勢(shì)大致有以下特點(diǎn)：(1) 除西部和南部(樺川縣、佳木斯市市轄區(qū)、湯原縣、穆棱市和雞西市市轄區(qū))等地的部分區(qū)域呈糧食生產(chǎn)潛力的負(fù)增長趨勢(shì)外，其余地區(qū)均呈正增長趨勢(shì)；(2) 各地區(qū)正向增長的程度有所差異，東南部(密山市和虎林市)等地的部分區(qū)域的正向增長程度較高，中部(集賢縣、富錦市和樺川縣)等地的部分區(qū)域的正向增長程度較低。

圖5　1961-2010年三江平原糧食生產(chǎn)潛力線性回歸系數(shù)

4　討論與結(jié)論

4.1　討 論

三江平原在經(jīng)歷大規(guī)模開荒以及持續(xù)不斷的小規(guī)模農(nóng)墾活動(dòng)后，土地利用結(jié)構(gòu)發(fā)生顯著變化，耕地面積急劇增加，濕地面積大幅度減少，致使三江平原區(qū)域氣候變化劇烈，且對(duì)溫度、降水等產(chǎn)生較大的影響[26-27]。20世紀(jì)60年代、70年代≥10℃活動(dòng)積溫偏低，夏季低溫發(fā)生頻繁同時(shí)伴有降雨量減少突變和增溫突變現(xiàn)象[28]；20世紀(jì)80年代氣候變化顯著，主要體現(xiàn)在增溫突變、年日照時(shí)數(shù)和平均風(fēng)速的減少突變上[29]。氣候的極端性變化極大地影響了該區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，進(jìn)而對(duì)糧食生產(chǎn)潛力產(chǎn)生一定的負(fù)面影響，致使三江平原糧食生產(chǎn)潛力長期呈降低趨勢(shì)。而20世紀(jì)90年代后，三江平原氣候突變較少，升溫顯著，且此階段的升溫是全球氣候變暖同步的區(qū)域響應(yīng)表現(xiàn)，對(duì)區(qū)域糧食生產(chǎn)潛力有一定的促進(jìn)作用[28-30]，致使三江平原糧食生產(chǎn)潛力呈升高趨勢(shì)。氣候通過影響糧食生產(chǎn)潛力進(jìn)而對(duì)區(qū)域糧食產(chǎn)能及其穩(wěn)定性產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。因而，必須合理適度進(jìn)行耕地結(jié)構(gòu)性調(diào)整，以減輕氣候波動(dòng)對(duì)糧食產(chǎn)能穩(wěn)定性的影響，提升耕地利用與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)氣候變化的適應(yīng)能力。

三江平原糧食生產(chǎn)潛力的空間差異性與其溫度、降水的空間差異性密切相關(guān)。三江平原北部和東部屬于濕潤氣候，而西部和西南部則屬于半濕潤氣候。同時(shí)區(qū)域氣候變化不僅與土地利用變化有關(guān)，而且與地形地貌有較大的關(guān)聯(lián)。三江平原北部和東部多為平原，地勢(shì)較低，而西部和西南部則多為山地丘陵。三江平原半濕潤環(huán)境的形成與包括完達(dá)山在內(nèi)的長白山對(duì)東南暖濕氣流的屏障作用有關(guān)，由此在背風(fēng)的一側(cè)出現(xiàn)氣候溫和、降水較少的地方性氣候，而東部烏蘇里江沿岸各縣年降水量大于年蒸發(fā)量，其余地區(qū)則反之[30-31]。溫度、降水的空間差異致使三江平原糧食生產(chǎn)潛力均值呈現(xiàn)北高南低；年均增長率呈北部、東部明顯高于南部；以及西部、南部生產(chǎn)潛力長期呈負(fù)增長的趨勢(shì)。今后該區(qū)進(jìn)行耕地資源可持續(xù)開發(fā)利用時(shí)，應(yīng)充分考慮地貌因素對(duì)小區(qū)域氣候的影響，進(jìn)行適當(dāng)?shù)胤N植結(jié)構(gòu)調(diào)整，以保護(hù)區(qū)域糧食產(chǎn)能的穩(wěn)定正向發(fā)展。氣候變化背景下，三江平原積溫界限北移，促進(jìn)了區(qū)域耕地種植結(jié)構(gòu)的迅速調(diào)整，耕地水田化現(xiàn)象凸顯。同時(shí)，為應(yīng)對(duì)氣候變化，農(nóng)區(qū)、墾區(qū)兩種不同耕地管理模式對(duì)區(qū)域糧食生產(chǎn)潛力的影響也是值得進(jìn)一步探討的問題。為分析氣候變化對(duì)糧食生產(chǎn)潛力的影響，本文的土地利用數(shù)據(jù)以2010年數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，沒有考慮耕地面積變化、種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整等對(duì)區(qū)域糧食綜合生產(chǎn)能力的影響，這將是本研究繼續(xù)深化的方向。

4.2　結(jié) 論

(1) 1961—2010年三江平原糧食平均生產(chǎn)潛力長期呈現(xiàn)上升—下降—上升趨勢(shì)，整體呈現(xiàn)增長態(tài)勢(shì)。50 a糧食平均生產(chǎn)潛力平均值為3 996.78 kg/hm2，每10 a糧食生產(chǎn)潛力增長量為140.39 kg/hm2，年均增長率為0.60%。

(2) 三江平原糧食生產(chǎn)潛力每10 a間的變化特征有所差異。就生產(chǎn)潛力平均值而言，呈現(xiàn)2001—2010年>1991—2000年>1981—1990年>1961—1970年>1971—1980年的態(tài)勢(shì)；就線性傾向率而言，1961—1980年呈現(xiàn)減少態(tài)勢(shì)，1981—2010年呈現(xiàn)增加態(tài)勢(shì)，且2001—2010年的增加速率較大。但1991—2010年的糧食生產(chǎn)潛力穩(wěn)定性較低，波動(dòng)頻繁且幅度較大。

(3) 三江平原糧食生產(chǎn)潛力的空間差異主要表現(xiàn)為北部區(qū)域的高生產(chǎn)潛力和南部地區(qū)的低生產(chǎn)潛力。在縣域生產(chǎn)潛力的增長率和穩(wěn)定性上，呈現(xiàn)穩(wěn)定的高增長率的縣市有：樺川縣、富錦市、鶴崗市市轄區(qū)和友誼縣；呈現(xiàn)不穩(wěn)定的高增長率的縣市有：集賢縣、密山市、虎林市、寶清縣、雙鴨山市市轄區(qū)、綏濱縣、七臺(tái)河市市轄區(qū)、雞東市、撫遠(yuǎn)縣、饒河市和勃利縣；呈現(xiàn)穩(wěn)定的低增長率的縣市有：湯原縣、蘿北縣、佳木斯市市轄區(qū)、雞西市市轄區(qū)、依蘭縣和穆棱市；呈現(xiàn)不穩(wěn)定的低增長率的縣市有：樺南縣和同江市。

(4) 三江平原糧食生產(chǎn)潛力線性回歸系數(shù)在空間上除西部和南部(樺川縣、佳木斯市市轄區(qū)、湯原縣、穆棱市和雞西市市轄區(qū))等地的部分區(qū)域呈糧食生產(chǎn)潛力的負(fù)增長趨勢(shì)外，其余地區(qū)均呈正增長趨勢(shì)；各地區(qū)正向增長的程度有所差異，東南部(密山市和虎林市)等地的部分區(qū)域的正向增長程度較高，中部(集賢縣、富錦市和樺川縣)等地的部分區(qū)域的正向增長程度較低。

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