山西呂梁連片特困區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展評(píng)價(jià)及其時(shí)空分布特征

徐滿厚，賈燕燕，張瀟月，馬 麗

（1太原師范學(xué)院地理科學(xué)學(xué)院，山西晉中030619；2太原師范學(xué)院山西省城鄉(xiāng)統(tǒng)籌協(xié)同創(chuàng)新中心，山西晉中030619；3山西旅游職業(yè)學(xué)院旅游文化藝術(shù)系，山西太原030031）

0 引言

山西省是黃土高原上一個(gè)具有悠久農(nóng)業(yè)栽培歷史、豐富農(nóng)作物品種資源的農(nóng)業(yè)大省，其農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的潛力和水平勢(shì)必決定著整個(gè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)實(shí)力的提升[1]。因此，深入研究山西省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?fàn)顩r，并對(duì)其進(jìn)行合理的評(píng)價(jià)，更具有典型性和科學(xué)性。從地形上來(lái)看，山西省屬于“兩山夾一川”的地理區(qū)位，中部為面積較小的平原，東西部分布有大量的山地和丘陵[2]。人口及經(jīng)濟(jì)活動(dòng)大都集中在平原地區(qū)，但該區(qū)由于缺乏適合農(nóng)作物生長(zhǎng)的土壤，耕作業(yè)受到很大限制；山地、丘陵區(qū)則適合種植林草，為林牧業(yè)發(fā)展提供了豐富的物質(zhì)資源，同時(shí)山區(qū)還含有豐富的生物資源和礦產(chǎn)資源，利于副、工業(yè)的發(fā)展[1,3,4]。山西省這種獨(dú)特的地理區(qū)位，導(dǎo)致不同地區(qū)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的區(qū)域特征，造成不同地區(qū)的資源環(huán)境和資源利用存在明顯差別[5-7]。

21世紀(jì)初期，中國(guó)扶貧事業(yè)取得巨大進(jìn)步，貧困發(fā)生率從2000年的10.2%下降到2010年的2.8%，隨著絕對(duì)貧困人口的減少，中國(guó)貧困已不再是因政策與制度缺失等帶有普遍性因素造成的“面上”貧困，取而代之的是因區(qū)域環(huán)境、生產(chǎn)條件等差異導(dǎo)致的“點(diǎn)上”貧困[8]。2011年公布的《中國(guó)農(nóng)村扶貧開(kāi)發(fā)綱要（2011—2020年）》提出把基本消除絕對(duì)貧困現(xiàn)象作為扶貧開(kāi)發(fā)工作的首要任務(wù)，把六盤山區(qū)、秦巴山區(qū)、武陵山區(qū)等14個(gè)連片特困地區(qū)作為主戰(zhàn)場(chǎng)[9]。山西省有4個(gè)市共21個(gè)縣列入國(guó)家確定的呂梁山和燕山—太行山連片特困地區(qū)，這些地方是山西省貧困人口最集中、貧困程度最深、攻堅(jiān)難度最大的地區(qū)。其中，呂梁山片區(qū)共有13個(gè)縣，貧困人口占全省貧困人口的30%，農(nóng)民人均純收入占全省平均水平的64%；區(qū)內(nèi)溝壑縱橫，人均耕地面積少，水土流失面積、干旱貧瘠耕地面積大，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)嚴(yán)重滯后[10]。

自連片特困地區(qū)扶貧攻堅(jiān)戰(zhàn)略提出以來(lái)，已有不少學(xué)者開(kāi)始關(guān)注連片特困區(qū)的貧困與發(fā)展問(wèn)題[10-18]。但針對(duì)呂梁山片區(qū)的研究并不多見(jiàn)，已見(jiàn)報(bào)道的是李靜怡等[10]對(duì)呂梁地區(qū)生態(tài)環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)貧困空間耦合特征的研究，同時(shí)丁建軍[14]、王艷慧等[16]、曹詩(shī)頌等[17]對(duì)14個(gè)連片特困區(qū)貧困程度以及經(jīng)濟(jì)貧困與生態(tài)環(huán)境耦合關(guān)系的研究中也涉及到呂梁山片區(qū)，但以上研究并未對(duì)呂梁山片區(qū)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r進(jìn)行詳細(xì)研究，更缺少?gòu)霓r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)貧困角度入手，探討呂梁山片區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域特性。因此，本研究以山西呂梁連片特困區(qū)所轄13個(gè)國(guó)家級(jí)貧困縣作為研究對(duì)象，獲取研究片區(qū)2007—2014年共8年的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r數(shù)據(jù)，以農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)貧困為切入點(diǎn)，采用主成分分析法對(duì)片區(qū)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r進(jìn)行評(píng)價(jià)，同時(shí)探討片區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的時(shí)空分布特征。旨在對(duì)呂梁山片區(qū)扶貧開(kāi)發(fā)的規(guī)劃和實(shí)施提出相關(guān)政策建議，以期逐漸提高連片特困區(qū)經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)力，促其經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展。

1 材料與方法

1.1 研究區(qū)概況

本研究以山西呂梁山區(qū)所轄13個(gè)國(guó)家級(jí)貧困縣作為研究區(qū)域，涉及忻州市4個(gè)縣（神池、五寨、岢嵐、靜樂(lè)）、呂梁市4個(gè)縣（興、嵐、臨、石樓）、臨汾市5個(gè)縣（永和、隰、汾西、大寧、吉）（圖1）。研究區(qū)位于黃土高原的中部和東部地區(qū)，東北面靠近太行山，東南面比鄰太岳山，西面接壤毛烏素沙地，有黃河干流從北向南穿過(guò)該區(qū)。區(qū)內(nèi)地形起伏較大，土壤瘠薄，水土流失嚴(yán)重；年無(wú)霜期161～172天，降水少而集中，水資源匱乏；煤炭、煤層氣、巖鹽、鐵等礦產(chǎn)資源豐富，是重要的生態(tài)功能區(qū)[10]。至2015年，區(qū)內(nèi)常住鄉(xiāng)村人口占總?cè)丝诒戎馗哌_(dá)84.44%，城鎮(zhèn)人口僅占15.56%，而從業(yè)人員占鄉(xiāng)村總?cè)丝跀?shù)的41.50%。研究區(qū)城鎮(zhèn)化進(jìn)程緩慢，城鎮(zhèn)人口就業(yè)率低下，束縛區(qū)內(nèi)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，造成農(nóng)村人口失業(yè)率增加，導(dǎo)致大量外出。同時(shí)由于區(qū)內(nèi)資源有限、環(huán)境惡劣、生產(chǎn)力水平低，導(dǎo)致社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展能力不足，使得該區(qū)貧困問(wèn)題日益凸顯。

圖1 研究區(qū)概況圖

1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源與預(yù)處理

本研究采用的數(shù)據(jù)為呂梁片區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，時(shí)間跨度8年（2007—2014年），來(lái)自山西省統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)年鑒(http://www.stats-sx.gov.cn/)及國(guó)務(wù)院扶貧辦2011年片區(qū)監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)(http://www.cpad.gov.cn/)。采用收入貧困發(fā)生率指標(biāo)來(lái)表征呂梁片區(qū)不同地區(qū)的貧困差異程度，其數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)國(guó)際扶貧中心建檔立卡項(xiàng)目(http://www.iprcc.org.cn/)，計(jì)算方法為收入貧困人口與鄉(xiāng)村人口的比值，可以較為實(shí)際的反應(yīng)當(dāng)?shù)厥杖胴毨顩r[18]。

1.3 評(píng)價(jià)指標(biāo)的選擇

本研究主要從農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)入手，探究呂梁連片特困區(qū)經(jīng)濟(jì)貧困與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的關(guān)系，因此可排除自然因素對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響?？紤]呂梁山區(qū)實(shí)際情況、參考國(guó)家“兩不愁、三保障”等指標(biāo)以及國(guó)務(wù)院扶貧辦的最新貧困監(jiān)測(cè)指標(biāo)，同時(shí)基于貧困評(píng)價(jià)指標(biāo)選取的科學(xué)性、政策相關(guān)性、動(dòng)態(tài)性、典型性和可獲取性等原則，本研究從社會(huì)和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)兩方面建立了呂梁山區(qū)貧困評(píng)價(jià)指標(biāo)體系（表1）。社會(huì)方面著重考慮特困區(qū)的人口特征，包括常住人口、鄉(xiāng)村人口、從業(yè)人口等指標(biāo)，用于計(jì)算收入貧困發(fā)生率；農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)方面主要考察農(nóng)民糧食產(chǎn)量、機(jī)械用量、用電量等指標(biāo)，同時(shí)結(jié)合人口數(shù)、播種面積計(jì)算人均水平和面積水平上的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)。

表1 貧困評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

1.4 評(píng)價(jià)指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化

在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r評(píng)價(jià)過(guò)程中，不同指標(biāo)的量綱可顯著影響主成分分析結(jié)果，因此在分析前對(duì)所選指標(biāo)做標(biāo)準(zhǔn)化無(wú)量綱處理[19-20]?；谠紨?shù)據(jù)的均值和標(biāo)準(zhǔn)差，在SPSS 22.0軟件中進(jìn)行數(shù)據(jù)Z-score標(biāo)準(zhǔn)化（見(jiàn)式(1)）。對(duì)標(biāo)準(zhǔn)化后的變量值(Pmi)與零值(0)進(jìn)行對(duì)比：若Pmi>0，說(shuō)明高于平均水平；若Pmi<0，則說(shuō)明低于平均水平。同時(shí)，所選7個(gè)指標(biāo)中，只有收入貧困發(fā)生率為負(fù)向指標(biāo)，因此在進(jìn)行主成分分析時(shí)，將其同趨化處理，變?yōu)檎蛑笜?biāo)。

式中：Pmi為標(biāo)準(zhǔn)化后的指標(biāo)值；Xmi為原始指標(biāo)值，Xi為i個(gè)指標(biāo)的算術(shù)平均值；σi為樣本標(biāo)準(zhǔn)差。

1.5 主成分分析法

主成分分析是將多指標(biāo)簡(jiǎn)化為少量綜合指標(biāo)的一種統(tǒng)計(jì)分析方法，用少數(shù)變量盡可能多的反映原來(lái)變量信息，保證原信息損失小且變量數(shù)目盡可能少[21-22]。以各縣為單位，將選取的評(píng)價(jià)指標(biāo)在SPSS 22.0軟件中進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，以此為變量進(jìn)行主成分分析，通過(guò)運(yùn)算得出矩陣的特征根和相應(yīng)的方差貢獻(xiàn)率，利用“主成分相應(yīng)特征根的平方根與特征向量乘積為因子載荷量”的性質(zhì)來(lái)計(jì)算特征向量，從而得到主成分的線性表達(dá)式[19-22]。首先，根據(jù)線性表達(dá)式計(jì)算出各主成分因子的得分（見(jiàn)式(2)）；然后，利用各主成分的方差貢獻(xiàn)率作為權(quán)重，計(jì)算各主成分因子的綜合得分（見(jiàn)式(3)）；最后，為了更好地反映各縣農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?fàn)顩r，將各主成分因子的綜合得分按照百分制進(jìn)行折算（見(jiàn)式(4)），以此作為呂梁山區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的評(píng)價(jià)分值。

式中：Dmn為第m個(gè)區(qū)縣第n個(gè)主成分因子的得分；Qi為對(duì)應(yīng)主成分下第i個(gè)指標(biāo)的因子回歸系數(shù)。

式中：Am為第m個(gè)區(qū)縣所有主成分的綜合得分值；Cn為所選用主成分的方差貢獻(xiàn)率。

式中：Bm為百分制折算后的值；Amax為折算前綜合得分最大值；Amin為折算前綜合得分最小值。

2 結(jié)果與分析

2.1 評(píng)價(jià)指標(biāo)間的相關(guān)分析

對(duì)表征農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的7個(gè)指標(biāo)進(jìn)行相關(guān)分析，選擇相關(guān)性達(dá)到顯著水平的指標(biāo)繪出線性回歸圖（圖2）。收入貧困發(fā)生率可較為實(shí)際的反應(yīng)當(dāng)?shù)厥杖胴毨顩r，與人均農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、人均農(nóng)用機(jī)械量、農(nóng)村人均用電量、單位播種面積糧食產(chǎn)量、單位播種面積機(jī)械動(dòng)力均呈顯著的線性遞減關(guān)系(P<0.05)，與單位播種面積化肥施用量呈極顯著的線性遞增關(guān)系(P<0.01)，表明單位播種面積化肥施用量屬于致貧指標(biāo)，人均農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值、人均農(nóng)用機(jī)械量、農(nóng)村人均用電量、單位播種面積糧食產(chǎn)量、單位播種面積機(jī)械動(dòng)力屬于消貧指標(biāo)。

圖2 相關(guān)性達(dá)到顯著水平的評(píng)價(jià)指標(biāo)

農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值可反映地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的規(guī)模和水平，與人均農(nóng)用機(jī)械量、農(nóng)村人均用電量呈極顯著的線性遞增關(guān)系(P<0.01)，與單位播種面積化肥施用量呈顯著的線性遞減關(guān)系(P<0.05)，表明農(nóng)用機(jī)械和電力的使用可以增加農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值，但農(nóng)業(yè)化肥的過(guò)度施用會(huì)降低農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值，導(dǎo)致收入貧困發(fā)生率升高。

單位播種面積糧食產(chǎn)量與人均農(nóng)用機(jī)械量、單位播種面積機(jī)械動(dòng)力呈極顯著的線性遞增關(guān)系(P<0.01)，與農(nóng)村人均用電量呈極顯著的線性遞減關(guān)系(P<0.01)，而且單位播種面積機(jī)械動(dòng)力與農(nóng)村人均用電量也呈極顯著的線性遞減關(guān)系(P<0.01)，表明農(nóng)業(yè)機(jī)械的使用可以促進(jìn)糧食產(chǎn)量，但電力使用過(guò)度消弱了農(nóng)民從事糧食生產(chǎn)的積極性，使糧食產(chǎn)量降低。

單位播種面積化肥施用量與人均農(nóng)用機(jī)械量、農(nóng)村人均用電量呈顯著的線性遞減關(guān)系(P<0.05)，表明農(nóng)業(yè)化肥施用過(guò)多導(dǎo)致的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值降低，會(huì)使得農(nóng)民較少使用農(nóng)用機(jī)械和電力。

人均農(nóng)用機(jī)械量與農(nóng)村人均用電量呈極顯著的線性遞增關(guān)系(P<0.01)，表明農(nóng)村農(nóng)業(yè)機(jī)械的使用會(huì)導(dǎo)致電力大量消耗。

以上分析表明，呂梁山區(qū)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中，農(nóng)業(yè)機(jī)械的大量使用致使電力消耗過(guò)大，雖然農(nóng)業(yè)機(jī)械的使用可以增加糧食產(chǎn)量，但過(guò)度使用電力削弱了農(nóng)民從事糧食生產(chǎn)的積極性，使得糧食產(chǎn)量降低；同時(shí)，農(nóng)業(yè)化肥施用過(guò)多造成土壤貧瘠化，土壤質(zhì)量的下降引起糧食產(chǎn)量減少，從而導(dǎo)致農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值下降。因此，農(nóng)業(yè)機(jī)械和農(nóng)業(yè)化肥的過(guò)度使用，造成土壤環(huán)境惡化，導(dǎo)致山區(qū)貧困加重。

圖2中的PF：收入貧困發(fā)生率，NC：人均農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值，NJ：人均農(nóng)用機(jī)械量，ND：農(nóng)村人均用電量，BLC：?jiǎn)挝徊シN面積糧食產(chǎn)量，BNH：?jiǎn)挝徊シN面積化肥施用量，BNJ：?jiǎn)挝徊シN面積機(jī)械動(dòng)力。

2.2 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r評(píng)價(jià)——主成分分析

2.2.1 球形檢驗(yàn)與總方差分解 反映呂梁山區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的7個(gè)指標(biāo)中，單位播種面積化肥施用量的提取率只有17.75%，其他指標(biāo)的提取率均在80%以上（表2），因此舍掉這一指標(biāo)再次進(jìn)行主成分分析。為了進(jìn)一步分析標(biāo)準(zhǔn)化后的指標(biāo)是否適合做主成分因子分析，對(duì)剩余的6個(gè)指標(biāo)進(jìn)行KMO和Bartlett球形檢驗(yàn)，得到KMO值為0.656>0.6，Bartlett顯著性達(dá)到極顯著水平(P<0.01)，因此適合做因子分析。

按照特征根大于1且累積方差貢獻(xiàn)率達(dá)到80%～85%即可提取為主成分的原則，提取前2個(gè)作為主成分（表2）。前2個(gè)主成分的累積方差貢獻(xiàn)率已達(dá)到80.33%，基本可以反映原指標(biāo)的大部分信息。因此，可用2個(gè)主成分來(lái)代替6個(gè)原始變量，以降低原始數(shù)據(jù)的復(fù)雜性，達(dá)到降維的目的。

表2 特征根與方差貢獻(xiàn)率

2.2.2 因子分析 因子載荷矩陣反映了原始變量與主成分間的相關(guān)系數(shù)。為了更好地表明各主成分與各指標(biāo)之間的關(guān)系，繼續(xù)進(jìn)行因子分析，得到了主成分系數(shù)矩陣，以此說(shuō)明各主成分在各指標(biāo)上的載荷。但本研究中因子載荷矩陣結(jié)果表明，2個(gè)主成分對(duì)原始數(shù)據(jù)信息的反映不清晰，無(wú)側(cè)重性，使各主成分無(wú)明顯的實(shí)際意義。因此，選用最大方差法對(duì)因子進(jìn)行旋轉(zhuǎn)，得到因子旋轉(zhuǎn)矩陣（表3）。第1主成分是對(duì)人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、人均農(nóng)用機(jī)械量、農(nóng)村人均用電量、收入貧困發(fā)生率有絕對(duì)值較大的載荷系數(shù)，是反映人均水平上農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的評(píng)價(jià)指標(biāo)；第2主成分是對(duì)單位播種面積農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力、單位播種面積糧食產(chǎn)量有絕對(duì)值較大的載荷系數(shù)，是反映單位播種面積水平上農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的評(píng)價(jià)指標(biāo)。對(duì)第1、第2主成分因子取方差貢獻(xiàn)率權(quán)重，得到綜合主成分的線性方程（見(jiàn)式(5)）。

表3 各主成分因子表

表3中的PF：收入貧困發(fā)生率，NC：人均農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值，NJ：人均農(nóng)用機(jī)械量，ND：農(nóng)村人均用電量，BLC：?jiǎn)挝徊シN面積糧食產(chǎn)量，BNH：?jiǎn)挝徊シN面積化肥施用量，BNJ：?jiǎn)挝徊シN面積機(jī)械動(dòng)力。

2.2.3 綜合得分 對(duì)呂梁山區(qū)所轄13個(gè)特困縣在2007—2014年共8年的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r數(shù)據(jù)取平均，計(jì)算每個(gè)縣的各個(gè)主成分因子得分，然后以每個(gè)主成分的方差貢獻(xiàn)率為權(quán)數(shù)，得到各個(gè)縣的綜合因子得分，最后將綜合因子得分百分制化（表4）。呂梁山區(qū)所轄3市的第1主成分得分：忻州市>臨汾市>呂梁市，表明在人均水平上忻州市的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r優(yōu)于其他兩市；第2主成分得分：呂梁市>忻州市>臨汾市，表明在單位播種面積水平上呂梁市的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r優(yōu)于其他兩市；從整體上看，忻州市的綜合得分>呂梁市>臨汾市，說(shuō)明忻州市的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r最優(yōu)，呂梁市次之，最劣的是臨汾市。呂梁山區(qū)從北往南，忻州市、呂梁市所轄4縣的百分制得分呈降低趨勢(shì)，臨汾市所轄5縣呈升高趨勢(shì)；從西往東，也呈現(xiàn)某種變化趨勢(shì)，如沿興縣-嵐縣-靜樂(lè)縣方向呈降低趨勢(shì)。因此，有必要進(jìn)一步對(duì)呂梁山區(qū)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r進(jìn)行空間分析。

表4 各市縣農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r得分

2.3 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的時(shí)空分布特征

在空間方面，呂梁山區(qū)所轄13個(gè)特困縣從北向南呈現(xiàn)明顯的緯度分布格局，現(xiàn)基于主成分因子分析法對(duì)研究區(qū)2007—2014年農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r進(jìn)行時(shí)空尺度上的評(píng)價(jià)（圖3）。第1主成分得分隨時(shí)間基本呈升高趨勢(shì)，但在37.6°N附近的2009—2013年出現(xiàn)最低值；隨緯度呈先降低后升高的趨勢(shì)，在2011年前后的37.3°—37.9°N附近出現(xiàn)最低值。第2成分得分隨時(shí)間也基本呈升高趨勢(shì)，但在38.7°附近的2008—2009年出現(xiàn)較低值；隨緯度呈先升高后降低的趨勢(shì)，在所有年份的37°—37.8°N附近出現(xiàn)最高值。綜合得分隨時(shí)間同樣基本呈升高趨勢(shì)；隨緯度呈先降低后升高的趨勢(shì)，在2009年前后的38.0°—38.4°N附近出現(xiàn)最低值。因此，呂梁山區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展隨時(shí)間呈好轉(zhuǎn)趨勢(shì)，特別是2011年以來(lái)更為明顯。山區(qū)中緯度地區(qū)人均水平上的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r最劣，但其單位播種面積水平上的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r最優(yōu)。呂梁山區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的百分制得分（圖4），隨經(jīng)緯度呈先增后減的變化趨勢(shì)，山區(qū)東北部和東南部出現(xiàn)低值，中部出現(xiàn)高值，表明山區(qū)中部的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r較好。

圖3 呂梁山區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的時(shí)空尺度評(píng)價(jià)

圖4 呂梁山區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的空間尺度評(píng)價(jià)

3 結(jié)論

（1）糧食生產(chǎn)受諸多因素影響，并且糧食生產(chǎn)影響因素具有一定的地域性，不同區(qū)域糧食生產(chǎn)的影響因素以及因子之間的關(guān)聯(lián)性是不同的。呂梁山區(qū)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中，農(nóng)業(yè)機(jī)械的大量使用致使電力消耗過(guò)大，雖然農(nóng)業(yè)機(jī)械的使用可以增加糧食產(chǎn)量，但電力的過(guò)度使用消弱了農(nóng)民從事糧食生產(chǎn)的積極性，使得糧食產(chǎn)量降低；同時(shí)，農(nóng)業(yè)化肥施用過(guò)多造成土壤貧瘠化，土壤質(zhì)量的下降引起糧食產(chǎn)量減少，從而導(dǎo)致農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值下降。因此，農(nóng)業(yè)機(jī)械和農(nóng)業(yè)化肥的過(guò)度使用，造成土壤環(huán)境惡化，導(dǎo)致山區(qū)貧困加重。（2）農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)是一個(gè)自然-社會(huì)-經(jīng)濟(jì)復(fù)合生態(tài)系統(tǒng)，其運(yùn)行與調(diào)控既要遵循自然生態(tài)系統(tǒng)的原理，又要滿足社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需求。呂梁山區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展隨時(shí)間呈好轉(zhuǎn)趨勢(shì)，特別是2011年以來(lái)更為明顯；但是，呂梁山區(qū)東北部和東南部的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r較劣，而中部的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r較優(yōu)。因此，呂梁山區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有明顯的時(shí)空分布特征。

4 討論

4.1 糧食生產(chǎn)影響因素

隨著工業(yè)化、城市化進(jìn)程加快，在機(jī)會(huì)成本和利益驅(qū)動(dòng)下，大量資本、勞動(dòng)力、土地涌入第二、三產(chǎn)業(yè)，糧食生產(chǎn)出現(xiàn)了農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施不完善、耕地面積減少、生產(chǎn)效益低下、抗災(zāi)能力弱等嚴(yán)重問(wèn)題，糧食安全已成為最嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)之一[23]。研究糧食生產(chǎn)的影響因素、波動(dòng)規(guī)律和動(dòng)態(tài)變化趨勢(shì)，對(duì)提高糧食綜合生產(chǎn)能力、穩(wěn)定發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)、確保糧食滿足經(jīng)濟(jì)不斷增長(zhǎng)的需求具有非常重要的意義。在糧食生產(chǎn)影響因素方面，許月卿等[24]運(yùn)用灰色關(guān)聯(lián)度理論量化河北省糧食總產(chǎn)量與諸因子的關(guān)聯(lián)程度，馬祖琦等[25]利用主成分分析法將陜西省糧食產(chǎn)量的影響因子歸納提取出主要影響因子，朱曉磊等[7]利用主成分分析法探討出糧食單產(chǎn)、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)用化肥施用量、農(nóng)村用電量、財(cái)政農(nóng)業(yè)支出是影響山西省糧食產(chǎn)量變化的重要因子。另外，還有學(xué)者從耕地[26]、氣候[27]、化肥施用量[28]等單因素變化探討對(duì)糧食產(chǎn)量的影響。本研究得出，呂梁山區(qū)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中，農(nóng)業(yè)機(jī)械的大量使用致使電力消耗過(guò)大，雖然農(nóng)業(yè)機(jī)械的使用可以增加糧食產(chǎn)量，但昂貴的電力削弱了農(nóng)民從事糧食生產(chǎn)的積極性，使得糧食產(chǎn)量降低；同時(shí)，農(nóng)業(yè)化肥施用過(guò)度造成土壤貧瘠化，土壤質(zhì)量下降引起糧食產(chǎn)量減少，從而導(dǎo)致農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值下降。農(nóng)業(yè)機(jī)械和農(nóng)業(yè)化肥的過(guò)度使用，造成土壤環(huán)境惡化，導(dǎo)致山區(qū)貧困加重。本研究的結(jié)論與吳凱和謝賢群[29]對(duì)黃淮海平原化肥用量的研究相類似，雖然化肥對(duì)糧食產(chǎn)量的貢獻(xiàn)率在40%以上，但其超量施用對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展亦有不少負(fù)面影響。楊麗霞等[30]研究也得出，單位播種面積化肥施用量對(duì)糧食單產(chǎn)的影響存在明顯的空間異質(zhì)性，浙江、福建等地區(qū)增施化肥對(duì)糧食單產(chǎn)的邊際效應(yīng)進(jìn)入到遞減階段?？梢?jiàn)，糧食生產(chǎn)受諸多因素影響，并且糧食生產(chǎn)影響因素具有一定的地域性，不同區(qū)域糧食生產(chǎn)的影響因素以及因子之間的關(guān)聯(lián)性是不同的。

4.2 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)時(shí)空分布

農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)是一個(gè)自然-社會(huì)-經(jīng)濟(jì)復(fù)合生態(tài)系統(tǒng)，包括諸如土地、勞力、資本、管理及各種投入等一系列與農(nóng)業(yè)有關(guān)的因素，其運(yùn)行與調(diào)控既要遵循自然生態(tài)系統(tǒng)的原理，又要滿足社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需求[31]。國(guó)內(nèi)外圍繞“社會(huì)-經(jīng)濟(jì)-自然復(fù)合生態(tài)系統(tǒng)”展開(kāi)了廣泛研究，在設(shè)計(jì)農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)時(shí)，已不再局限于單純完善評(píng)價(jià)指標(biāo)，而是側(cè)重于指標(biāo)之間的互作及模型應(yīng)用的研究[32-37]，但其評(píng)價(jià)指標(biāo)體系大多針對(duì)某一特定的區(qū)域而定，對(duì)不同區(qū)域之間的對(duì)比研究較少。如在本研究中，對(duì)表征呂梁山區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的6個(gè)指標(biāo)進(jìn)行相關(guān)分析，選擇相關(guān)性達(dá)到顯著水平的指標(biāo)繪出線性回歸圖；謝花林等[38]應(yīng)用綜合評(píng)價(jià)法、層次分析法和GIS等多種方法與手段，在區(qū)域尺度上對(duì)西部地區(qū)的6個(gè)農(nóng)業(yè)生態(tài)區(qū)進(jìn)行農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)健康評(píng)價(jià)。關(guān)于農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟(jì)時(shí)間變化方面的研究較多，有基于“社會(huì)-生態(tài)-經(jīng)濟(jì)”系統(tǒng)對(duì)江蘇省1999—2008年區(qū)域農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟(jì)的時(shí)空變異進(jìn)行了分析[31]；有通過(guò)建立農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)與農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)的耦合度模型，分析了70年來(lái)紙坊溝流域農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)耦合態(tài)勢(shì)[39]，并基于層次分析法對(duì)該流域的農(nóng)業(yè)生態(tài)安全進(jìn)行了評(píng)價(jià)[40]。本研究基于主成分分析法對(duì)呂梁山區(qū)2007—2014年的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r進(jìn)行了評(píng)價(jià)，得到呂梁山區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展隨時(shí)間呈現(xiàn)好轉(zhuǎn)趨勢(shì)，特別是2011年以來(lái)更為明顯；呂梁山區(qū)東北部和東南部的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r較劣，中部的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r較優(yōu)。本研究的結(jié)論與朱曉磊等[7]對(duì)山西省糧食生產(chǎn)時(shí)空變化的研究較為一致。朱曉磊等[7]研究表明，糧食總產(chǎn)量和糧食單產(chǎn)量在1978—2011年間呈明顯波浪式增長(zhǎng)，年均遞增率分別為1.55%和1.90%；年均糧食增長(zhǎng)率較高的地區(qū)主要集中于中部和南部盆地，增長(zhǎng)率較低的地區(qū)主要分布于一些自然條件較差的山區(qū)，如位于呂梁山山脈東北段的寧武縣、保德縣、婁煩縣等。因此，呂梁山區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r具有明顯的時(shí)空分布特征。

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