1995—2015年湖南省糧食產(chǎn)量變化影響因素分析

武 丹

(1.陜西省土地工程建設(shè)集團(tuán)有限責(zé)任公司， 陜西 西安 710075； 2.陜西地建土地工程技術(shù)研究院有限責(zé)任公司， 陜西 西安 710075； 3.自然資源部 退化及未利用土地整治工程重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室， 陜西 西安 710075； 4.陜西省土地整治工程技術(shù)研究中心， 陜西 西安 710075)

糧食安全是關(guān)系國計(jì)民生、經(jīng)濟(jì)安全和社會穩(wěn)定的重大戰(zhàn)略問題[1]。隨著我國人口的增長和人均收入水平的提高，以及飼料用糧和工業(yè)用糧需求增大，我國糧食需求量將持續(xù)擴(kuò)大，而供求關(guān)系仍然存在結(jié)構(gòu)性矛盾[2]。在基本自給的糧食安全政策主導(dǎo)下,提高糧食產(chǎn)量是保障糧食安全的重要手段[3]。湖南省作為我國糧食生產(chǎn)大省，是我國重要的農(nóng)業(yè)商品基地和糧食生產(chǎn)基地，為穩(wěn)定我國糧食生產(chǎn)、保障糧食安全發(fā)揮著重要作用[4]。改革開放以來，湖南省糧食生產(chǎn)能力逐步提高。對此，陳靜彬等[4]對1978—2009年湖南省糧食產(chǎn)量波動進(jìn)行分析認(rèn)為，湖南省糧食產(chǎn)量的增加與耕地面積、糧食播種面積、化肥使用量和抗災(zāi)防災(zāi)財(cái)政投入呈正相關(guān)。曹文獻(xiàn)等[5]通過建立湖南省糧食生產(chǎn)發(fā)展因素影響力評價(jià)模型分析得出，化肥施用量、播種面積、農(nóng)機(jī)總動力、有效灌溉面積、農(nóng)業(yè)用電量、農(nóng)業(yè)勞動力、成災(zāi)面積與2003—2010年湖南省糧食總產(chǎn)量變化相關(guān)。周麗等[6]采用因子分析法對湖南糧食生產(chǎn)影響因子分析得出，農(nóng)業(yè)用電量、農(nóng)業(yè)薄膜使用量、有效灌溉面積和農(nóng)業(yè)財(cái)政支出對提高湖南省糧食產(chǎn)量具有貢獻(xiàn)。闕斐艷[7]分析湖南省糧食產(chǎn)量變化與農(nóng)村勞動力投入的相關(guān)性發(fā)現(xiàn)，湖南省農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對糧食產(chǎn)量沒有顯著影響。由于對“十三五”，特別是近來年湖南省糧食產(chǎn)量影響因素進(jìn)行定量研究的文獻(xiàn)相對“十二五”期間較少，因此，筆者借鑒已有研究，依據(jù)計(jì)量地理學(xué)理論[8]，對1995—2015年湖南省糧食產(chǎn)量的影響因素進(jìn)行分析，以期為提高湖南省糧食產(chǎn)量，提升其糧食生產(chǎn)能力和糧食安全提供參考。

1 資料來源及研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

研究所用數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》與《湖南統(tǒng)計(jì)年鑒》，中國國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站和湖南省統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

1.2 研究方法

采用線性回歸分析方法[9-11]，建立糧食產(chǎn)量與其影響因子之間的線性回歸方程，表達(dá)式[5]：

Y=a+b1X1+b2X2+b3X3+…+bnXn+e

式中，Y表示糧食產(chǎn)量，X表示其影響因子，a為常數(shù)項(xiàng)，b為回歸系數(shù)，e為誤差項(xiàng)。影響因子選擇上，圍繞糧食生產(chǎn)的質(zhì)和量兩方面，參考現(xiàn)有研究[4-9]，選擇農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力(萬kW)、化肥施用量(萬t)、農(nóng)作物播種面積(千hm2)、有效灌溉面積(千hm2)、農(nóng)村人口數(shù)(萬人)和人均GDP(元)6個(gè)因子。

2 結(jié)果與分析

2.1 湖南省糧食產(chǎn)量變化

湖南省糧食生產(chǎn)能力歷經(jīng)長期發(fā)展得到了提高，但還不穩(wěn)定，糧食產(chǎn)量呈現(xiàn)波動增長(圖1)。1995-2015年湖南省糧食產(chǎn)量存在4個(gè)階段的變化。第一階段為1995-1999年， 主要特征是持續(xù)5年平穩(wěn)緩慢發(fā)展，總體呈現(xiàn)比較平穩(wěn)的態(tài)勢。第二階段為1999-2003年，該階段為持續(xù)減產(chǎn)期，糧食總產(chǎn)量在 1999 年達(dá)到改革開放以來的新高2 647.86萬t后，呈現(xiàn)出顯著下降趨勢，并且在2003年下降至最低水平2 442.73萬t。第三階段為2004-2007年，恢復(fù)為波動增產(chǎn)期。與前兩個(gè)階段相比，在歷經(jīng)持續(xù)走低的趨勢后，糧食產(chǎn)量有了突破性進(jìn)展，超越前兩階段達(dá)到新高2 698.46萬t。第四階段為2008-2015年，糧食產(chǎn)量穩(wěn)定持續(xù)增長。

2.2 湖南省糧食產(chǎn)量的影響因素

使用SPSS軟件對回歸方程進(jìn)行計(jì)算得出，湖南省糧食產(chǎn)量線性回歸方程的R為0.704，R2為0.696，大于0.6，調(diào)整R2為0.280，標(biāo)準(zhǔn)估計(jì)誤差為16.940 64，表明其回歸結(jié)果的可信度較高[8]。同時(shí)，由表1可知，從T檢驗(yàn)結(jié)果看，除有效灌溉面積因子以外，其他影響因子的P值均小于0.5，表明這些影響因子與糧食產(chǎn)量顯著相關(guān)，因此得出回歸方程為Y=0.139X1+4.048X2+0.021X3+0.033X4+0.097X5+0.003X6+399.319。其中，X1表示農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力，X2表示化肥施用量，X3表示農(nóng)作物播種面積，X4表示有效灌溉面積，X5表示農(nóng)村人口數(shù)，X6表示人均GDP。由于各因子的量綱取值范圍不同，非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)B不能反映各個(gè)因子的影響程度大小，因而采用標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)[12-14]進(jìn)行比較。各影響因子中，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力因子的標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)最大，為10.138，表明其是影響糧食產(chǎn)量的主要因子；其次是化肥施用量，標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)為5.725，影響程度次之；有效灌溉面積因子的標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)為0.244，對糧食產(chǎn)量的影響相對最小。同時(shí)，各影子因子均與糧食產(chǎn)量正相關(guān)。

表1 糧食產(chǎn)量線性回歸分析結(jié)果

3 小結(jié)與討論

1995—2015年期間，湖南省糧食產(chǎn)量經(jīng)歷了4個(gè)階段的波動變化；回歸分析表明，糧食產(chǎn)量變化與農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力、化肥施用量、農(nóng)作物播種面積、有效灌溉面積、人均GDP和農(nóng)村人口數(shù)相關(guān)。其中，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力和化肥施用量的增加是湖南省糧食產(chǎn)量增加的主要因素。由于農(nóng)業(yè)機(jī)械化能夠有效提高生產(chǎn)效率，并且湖南省地形條件也適合開展機(jī)械化種植，在今后的糧食生產(chǎn)中需要進(jìn)一步增加相關(guān)投入和技術(shù)支持，提高機(jī)械化水平，促進(jìn)糧食產(chǎn)量提升。同時(shí)，隨著農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)的推進(jìn)，需要通過推廣應(yīng)用其他技術(shù)手段提升糧食產(chǎn)量，減少對化肥的依賴。農(nóng)村人口數(shù)對增加糧食產(chǎn)量的影響僅次于農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力和化肥施用量，說明，勞動力投入對提高糧食產(chǎn)量仍有貢獻(xiàn)。對此，一方面，需要提高從事糧食生產(chǎn)勞動力的素質(zhì)；另一方面，需要通過提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化率實(shí)現(xiàn)一定程度的替代，合理引導(dǎo)富余勞動力從事其他收益更高的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，推進(jìn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。人均GDP對糧食產(chǎn)量的影響程度相對不大，但提高人均GDP，進(jìn)而使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門和生產(chǎn)者有更多資金用于完善糧食生產(chǎn)的基礎(chǔ)條件和配套設(shè)施設(shè)備，對提高糧食生產(chǎn)的現(xiàn)代化水平具有積極意義。