湖南省糧食安全影響因素分析及措施建議

胡華

摘 要 糧食安全問題是關(guān)乎國家安全與發(fā)展的戰(zhàn)略性問題，湖南省作為我國的一個種糧大省，在應(yīng)對糧食安全問題上扮演著重要的角色。糧食產(chǎn)量是衡量糧食安全的重要指標(biāo)之一，以糧食產(chǎn)量為被解釋變量據(jù)此從農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力、化肥使用量、糧食播種面積等角度分析湖南省糧食安全的影響因素，依據(jù)《湖南省統(tǒng)計年鑒》1990—2020年的宏觀數(shù)據(jù)通過Stata軟件進(jìn)行分析，并提出發(fā)展建議。

關(guān)鍵詞 糧食安全;影響因素;建議;湖南省

中圖分類號：F762.1 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A DOI：10.19415/j.cnki.1673-890x.2022.15.004

糧食是國民賴以生存和發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)，是國計民生之本;黨的十八大以來，我國就將糧食安全問題上升到戰(zhàn)略性地位。2022年中央一號文件指出，“穩(wěn)定全年糧食播種面積和產(chǎn)量，堅(jiān)持中國人的飯碗任何時候都要牢牢端在自己手中”。湖南省作為我國的種糧大省，如何保障本省的糧食安全，確保糧食產(chǎn)量？需要從影響湖南省糧食產(chǎn)量的相關(guān)因素分析，根據(jù)其影響因素探尋發(fā)展建議以保證糧食產(chǎn)量的穩(wěn)定增長。

近年來，糧食安全問題仍是國內(nèi)學(xué)者們研究的熱點(diǎn)，學(xué)者們從不同角度闡述了影響糧食安全的因素。1）單一因素角度。麻坤等（2018年）以估計柯布道格拉斯和二項(xiàng)式函數(shù)形式的糧食生產(chǎn)函數(shù)著重指出化肥的施用量對糧食產(chǎn)量的貢獻(xiàn)規(guī)律[1]。廖開妍等（2020年）論證了農(nóng)業(yè)技術(shù)的進(jìn)步對于糧食產(chǎn)量的增長有著較強(qiáng)的正向影響，主要表現(xiàn)在農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度的提高促進(jìn)了糧食增產(chǎn)與農(nóng)民增收[2]。2）多因素角度。胡慧芝等（2019年）從SEM空間回歸分析闡述了人口、農(nóng)業(yè)化肥使用量和糧食播種面積是縣域糧食生產(chǎn)格局的重要影響因素[3]。3）整體影響因素角度。蔣和平等（2020年）指出在改革新時期的大背景下，糧食價格低與種糧成本高等原因大大挫傷了農(nóng)民的種糧積極性，導(dǎo)致種糧面積銳減，出現(xiàn)了新時期糧食安全面臨的新問題：農(nóng)村勞動力弱化、農(nóng)業(yè)技術(shù)力量缺乏、糧食生產(chǎn)資源環(huán)境代價大等，表明我國糧食安全仍存在巨大隱患[4]。韓楊（2022年）站在國家宏觀整體的高度，梳理了中國糧食安全戰(zhàn)略的理論邏輯，追溯從20世紀(jì)到本世紀(jì)糧食安全的歷史邏輯與當(dāng)今我國的實(shí)踐邏輯結(jié)合[5]。

學(xué)者們無論從單一的角度還是多元的角度，無論是從微觀角度還是宏觀角度，其大量理論與實(shí)證的研究都對本文提供了良好的借鑒。本文基于湖南省統(tǒng)計年鑒1990—2020年宏觀數(shù)據(jù)，通過Stata回歸分析影響糧食產(chǎn)量的相關(guān)因素及其對糧食產(chǎn)量的影響程度，并據(jù)此提出發(fā)展建議。

1 ?理論假設(shè)及分析

在湖南省1990—2020年糧食生產(chǎn)中，究竟哪些生產(chǎn)要素對于糧食產(chǎn)量有影響？這些因素對于糧食產(chǎn)量有怎樣的影響？回答這些問題需要我們以實(shí)證的方法更加深入地探究影響糧食產(chǎn)量的相關(guān)因素。在學(xué)者的研究中我們可以清楚地知道農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力、化肥施用量、糧食播種面積等因素影響糧食產(chǎn)量，以上因素究竟對于糧食產(chǎn)量是呈現(xiàn)正影響還是負(fù)影響呢？我們做出假設(shè)H1、H2、H3。

H1：在湖南省1990—2020年中，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力對于糧食產(chǎn)量具有正相關(guān)的顯著性影響。農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力在糧食生產(chǎn)過程中一方面能通過機(jī)械動力生產(chǎn)、技術(shù)進(jìn)步大大縮短社會必要勞動時間，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，增加糧食產(chǎn)量;另一方面農(nóng)業(yè)機(jī)械生產(chǎn)動力能替代傳統(tǒng)農(nóng)民勞動力，促進(jìn)集約化生產(chǎn)，增加糧食產(chǎn)量。湖南省十分重視農(nóng)業(yè)機(jī)械化的普及，這對于增加糧食產(chǎn)量有一定的貢獻(xiàn)度。

H2：在湖南省1990—2020年中，化肥施用量對于糧食產(chǎn)量具有正相關(guān)的顯著性影響。學(xué)者研究表明，化肥施用量對于糧食產(chǎn)量的影響呈現(xiàn)倒“U”形變化趨勢，即化肥的施用量到達(dá)一定程度后對于糧食產(chǎn)量的增加影響較小，化肥的施用量存在著邊際報酬遞減的規(guī)律，但是只要將化肥施用量控制在一定的范圍內(nèi)，仍對糧食產(chǎn)量產(chǎn)生顯著的正影響。湖南省足夠重視環(huán)保問題，將化肥的使用控制在合理區(qū)間中，對于增加糧食產(chǎn)量有正相關(guān)的顯著性影響。

H3：在湖南省1990—2020年中，糧食播種面積對于糧食產(chǎn)量具有正相關(guān)的顯著性影響。糧食播種面積在單位產(chǎn)量、種糧面積等方面影響糧食產(chǎn)量，在其他因素不變的情況下，現(xiàn)實(shí)情況中湖南地區(qū)在一定單位面積上的糧食產(chǎn)量是不斷提高的;而在種糧面積上，盡管近年來農(nóng)民種糧意愿有所下降，但是湖南省嚴(yán)守耕地紅線，從總體上保證了種糧面積不變。綜合來看，湖南省糧食播種面積對于糧食安全仍然呈正相關(guān)。

2 ?數(shù)據(jù)與研究方法

2.1 ?數(shù)據(jù)來源

本文選取《湖南省統(tǒng)計年鑒》1990—2020年的相關(guān)指標(biāo)的時間序列數(shù)據(jù)：因?yàn)樵?0世紀(jì)的農(nóng)業(yè)政策的大背景下，七八十年代家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的實(shí)施及黨中央扶持農(nóng)業(yè)政策的逐漸調(diào)整后，直至20世紀(jì)90年代才逐顯成效，糧食產(chǎn)量總體持續(xù)增長。因此，本文以1990年作為一個重要的時間節(jié)點(diǎn)，選取1990年至今相關(guān)指標(biāo)的具體數(shù)據(jù)。

2.2 ?變量與模型的選取

為測算湖南省糧食產(chǎn)量的影響因素，根據(jù)可獲得性、相關(guān)性、完整性等原則并依據(jù)綜述部分相關(guān)文獻(xiàn)和年代現(xiàn)實(shí)情況，選取糧食產(chǎn)量為被解釋變量Y;選取農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力、化肥施用量、糧食播種面積分別為解釋變量X1、X2、X3，選用一元回歸模型建立方程來探究以上解釋變量與被解釋變量之間的關(guān)系。

Y=β0 +β1X1+β2X2+β3X3+u1 （1）

式（1）中，Y表示被解釋變量糧食產(chǎn)量，X1表示農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力，X2表示化肥施用量，X3表示糧食播種面積;β0為常數(shù)項(xiàng)，β1、β2、β3為待估計的系數(shù);u1為隨機(jī)干擾項(xiàng)，包含其他未考慮到的控制變量。

2.3 ?研究方法

本文通過Stata 17.0軟件，進(jìn)行變量的描述性統(tǒng)計分析以及一元回歸模型進(jìn)行估計，結(jié)果見表1、表2。

3 ?實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 ?變量描述性統(tǒng)計分析

基于湖南省統(tǒng)計年鑒1990—2020年糧食產(chǎn)量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力、化肥施用量、糧食播種面積的時間序列數(shù)據(jù)為依據(jù)，通過Stata 17.0進(jìn)行回歸、描述性統(tǒng)計分析。由表1可見，在關(guān)注湖南糧食安全問題上，最值得關(guān)注衡量指標(biāo)是糧食產(chǎn)量，在1990—2020年糧食產(chǎn)量的最大值為3 094.2萬t，最小值為2 442.7萬t，產(chǎn)量的極差值為651.5萬t，在這三十年中湖南的糧食產(chǎn)量的增長量并不算太大。而我們看見農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力的最大值與最小值分別是6 588.95萬t與1 209.17萬t，極差較大，可見農(nóng)業(yè)機(jī)械化普及速度快、總規(guī)模量大?；适┯昧康淖畲笾禐?49.11萬t與126.09萬t，相差較小，其標(biāo)準(zhǔn)誤相對較小，方差較小波動不大，數(shù)據(jù)集中較穩(wěn)定;化肥施用量極差不大主要是受環(huán)保政策的影響，嚴(yán)格控制化肥的施用量。在糧食播種面積的最大值536.57萬hm2與493.024 8萬hm2看出極差值差別不大，推測與湖南耕地面積總量、農(nóng)民種糧意愿有關(guān)。

3.2 ?回歸結(jié)果分析

以1990—2020年糧食產(chǎn)量作為因變量Y1，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力、化肥施用量、糧食播種面積分別為自變量X1、X2、X3。由表2可知，農(nóng)業(yè)機(jī)械動力對糧食產(chǎn)量的影響在99%的置信水平下顯著拒絕原假設(shè)，且系數(shù)為0.072 4，顯著為正，說明農(nóng)業(yè)機(jī)械對糧食產(chǎn)量有顯著的正相關(guān)影響，即在其他控制變量一定情況下農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力每增加一個單位的投入量，糧食的產(chǎn)量將增加0.072 4個單位;推測原因在于機(jī)械化的大規(guī)模生產(chǎn)的推廣，農(nóng)業(yè)機(jī)械技術(shù)的進(jìn)步能增加糧食產(chǎn)量?；适┯昧繉Z食產(chǎn)量的影響在99%的置信水平下顯著拒絕原假設(shè)，系數(shù)為1.895 3，說明化肥的施用量對糧食產(chǎn)量有更顯著的正相關(guān)影響，即在其他控制變量一定條件下化肥使用量每增加一個單位的投入量，糧食的產(chǎn)量將增加1.895 3個單位;推測原因化肥施用量增多，復(fù)合肥高效施肥帶動糧食產(chǎn)量的增加。同理，糧食播種面積對糧食產(chǎn)量的影響在99%的置信水平下顯著拒絕原假設(shè)，在其他控制變量不變的條件下糧食播種面積越大，糧食產(chǎn)量越高。

結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力、化肥施用量、糧食播種面積對于糧食產(chǎn)量均有正相關(guān)的顯著性影響，與假設(shè)H1、H2、H3都相符合，從整體來看這個結(jié)果也是符合湖南省的現(xiàn)實(shí)情況的。湖南省大多以平原和丘陵為主，農(nóng)業(yè)機(jī)械化生產(chǎn)適宜湖南省的地形地貌，所以農(nóng)業(yè)機(jī)械化普及程度較高，湖南省越來越多地區(qū)實(shí)現(xiàn)機(jī)械化生產(chǎn)，所以說農(nóng)業(yè)機(jī)械化總動力對于糧食的產(chǎn)量有一定的貢獻(xiàn)程度;但是同樣存在的問題是湖南各地由于經(jīng)濟(jì)情況、自然環(huán)境等資源稟賦的不同，各種對于農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力的依賴程度不完全一樣，所以這就是總體顯著性影響較低的原因。而湖南的化肥施用量對于糧食產(chǎn)量增長的貢獻(xiàn)程度較高，這也證實(shí)了在新世紀(jì)湖南省總體的化肥施用量在合理的范圍內(nèi)，仍未超過最優(yōu)施用量，所以糧食產(chǎn)量的正向顯著性影響較大。在糧食播種面積上，從實(shí)證的結(jié)果來看對于糧食產(chǎn)量影響程度相對較小，湖南省的種糧技術(shù)改進(jìn)使得種糧在種糧單產(chǎn)上是不斷增長的，政策也雖給予一定的扶持力度，但是現(xiàn)實(shí)情況為種糧相對于其他產(chǎn)業(yè)收入微薄，農(nóng)村地區(qū)兼業(yè)化嚴(yán)重，農(nóng)民種糧意愿大大降低，總體種糧面積仍呈現(xiàn)下降趨勢，對于總體增長的糧食產(chǎn)量的顯著性影響相對較小。

4 ?進(jìn)一步檢驗(yàn)

4.1 ?多重共線性檢驗(yàn)

通過Stata 17.0進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，結(jié)果如表3，方差膨脹因子VIF小于10，說明選取變量之間不存在相關(guān)性，即不存在多重共線性，模型選取較好。

4.2 ?序列相關(guān)性檢驗(yàn)

通過Stata 17.0進(jìn)行LM檢驗(yàn)，結(jié)果如表4，原假設(shè)H0為不存在序列相關(guān)性，Prob=0.101 0>0.1在90%置信水平上不拒絕原假設(shè)，沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明模型的隨機(jī)干擾項(xiàng)相互獨(dú)立或不相關(guān)，即模型選取較好，不存在序列相關(guān)性。

4.3 ?異方差檢驗(yàn)

通過Stata 17.0進(jìn)行懷特檢驗(yàn)，結(jié)果如表5，原假設(shè)H0為同方差，備擇假設(shè)Ha為無限制的異方差，結(jié)果中Prob=0.254 9>0.1在90%置信水平下不拒絕同方差原假設(shè)，沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明模型不存在異方差性。

5 ?小結(jié)與建議

5.1 ?結(jié)論

本文基于湖南省統(tǒng)計年鑒1990—2020年時間序列數(shù)據(jù)通過Stata回歸分析影響糧食產(chǎn)量的相關(guān)因素，經(jīng)以上實(shí)證檢驗(yàn)分析及進(jìn)一步檢驗(yàn)后的結(jié)論如下：農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力、化肥施用量、糧食播種面積均對被解釋變量糧食產(chǎn)量有顯著的正相關(guān)影響，且回歸方程效果良好。

5.2 ?建議

5.2.1 ?在省內(nèi)大力推廣農(nóng)業(yè)機(jī)械化生產(chǎn)，普及農(nóng)業(yè)機(jī)械服務(wù)

1）通過農(nóng)業(yè)機(jī)械化改善傳統(tǒng)農(nóng)民人力耕作高強(qiáng)度、低效率、規(guī)模小且不經(jīng)濟(jì)的缺陷，彌補(bǔ)農(nóng)村勞動力外流造成的勞動力不足等問題，以機(jī)械化勞動力來代替人工勞動力將機(jī)械化生產(chǎn)逐步普及，提高糧食生產(chǎn)效率。2）政府對于農(nóng)業(yè)機(jī)械購置給予一定政策性補(bǔ)貼，提供更多補(bǔ)貼與優(yōu)惠，加大普及力度;同時要完善農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)，提供相關(guān)機(jī)械化培訓(xùn)、建立農(nóng)機(jī)修理站等服務(wù)，讓農(nóng)民能更加便利地使用農(nóng)業(yè)機(jī)械。3）將農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步朝著高質(zhì)量發(fā)展，注重農(nóng)業(yè)機(jī)械實(shí)際使用質(zhì)量與使用年限，做到“質(zhì)”與“量”的同步發(fā)展，兩方面都保證時，可投入大規(guī)模機(jī)械化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營，最終提高總糧食產(chǎn)量。

5.2.2 ?在合理范圍內(nèi)投入化肥的施用量，將化肥要素貢獻(xiàn)度發(fā)揮至最佳

1）從回歸分析結(jié)果我們不難看出，化肥施用量對糧食產(chǎn)量的影響較為顯著。遵循各地的環(huán)保政策，在合理的區(qū)間內(nèi)最大程度地發(fā)揮化肥對糧食生產(chǎn)的正外部作用，防止盲目加大化肥的投入使用導(dǎo)致冗余而浪費(fèi)。2）優(yōu)化施肥結(jié)構(gòu)。在當(dāng)今環(huán)保政策下，湖南省應(yīng)合理配置化肥，增加農(nóng)家肥、有機(jī)肥的施用，合理施用復(fù)合肥，減少化肥使用對土壤的污染與破壞，提高化肥的施用效率。3）通過技術(shù)的進(jìn)步做到精準(zhǔn)施肥，如“測土配方技術(shù)”的推廣，即以先進(jìn)的技術(shù)和方法對土壤中的成分進(jìn)行分析，在該片土地上種植適宜生長的農(nóng)作物，并針對土壤的成分采取合理的施肥配方，避免了“肥料漫灌”實(shí)現(xiàn)了準(zhǔn)確施肥。

5.2.3 ?保護(hù)農(nóng)村耕地面積與種糧面積，引導(dǎo)農(nóng)民種糧意愿

1）嚴(yán)格保證耕地面積總量。湖南省要堅(jiān)持嚴(yán)守“耕地紅線”原則，規(guī)范農(nóng)村用地，大力嚴(yán)懲私自非農(nóng)化用地、拋荒等行為。2）通過技術(shù)進(jìn)步、良種選育等措施增加種糧單產(chǎn);推進(jìn)湖南省糧食安全專業(yè)化、產(chǎn)業(yè)化建設(shè)，建立保障農(nóng)民種糧利益體系。3）從政策層面保障小農(nóng)戶生產(chǎn)利益與培育壯大新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體相結(jié)合，以合理的補(bǔ)貼引導(dǎo)農(nóng)民增加種糧意愿，以農(nóng)業(yè)社會服務(wù)化降低農(nóng)戶種糧成本，以合理利用農(nóng)村閑置勞動力、土地資源實(shí)現(xiàn)集約化生產(chǎn)，提高種糧面積和種糧效率，引導(dǎo)農(nóng)民種糧朝職業(yè)化、高質(zhì)量方向發(fā)展。

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（責(zé)任編輯：敬廷桃）