李鐵男
(黑龍江省水利科學(xué)研究院,哈爾濱 150080)
隨著人口的增長,社會對糧食的生產(chǎn)需求量進(jìn)一步提高,黑龍江省提出 “千億斤糧食產(chǎn)能工程”規(guī)劃,齊齊哈爾市作為黑龍江省第三大糧食產(chǎn)區(qū),其糧食產(chǎn)量對全省的糧食有著舉足輕重的作用,因此,研究齊齊哈爾市糧食產(chǎn)量影響因素及增產(chǎn)潛力,對黑龍江省乃至全國的糧食安全具有重要的意義。
國內(nèi)學(xué)者對糧食產(chǎn)量影響要素分析已有大量研究,屈寶香[1]等通過分析我國糧食增產(chǎn)潛力的影響因素得出,糧食單產(chǎn)依然是影響我國糧食生產(chǎn)的最重要因素,糧食播種面積對糧食生產(chǎn)的影響程度在逐年加強(qiáng),將來可能替代單產(chǎn)成為第一主要因素;吳玉鳴[2]等利用通徑分析原理對1978~2000年中國糧食生產(chǎn)的影響因子進(jìn)行了實證研究,結(jié)果顯示化肥施用量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力和有效灌溉面積是決定我國糧食生產(chǎn)的主導(dǎo)因子;肖海峰[3]等通過建立柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)計算了各個影響因素的生產(chǎn)彈性,結(jié)果表明播種面積、化肥投入是影響我國糧食產(chǎn)量的主要因素;韓秀鳳[4]應(yīng)用灰色關(guān)聯(lián)分析法計算分析了1988~2008年內(nèi)蒙古地區(qū)各因素對糧食產(chǎn)量的影響能力,結(jié)果表明糧食單產(chǎn)始終是影響總產(chǎn)量的主要因素,糧食播種面積和受災(zāi)面積是影響糧食產(chǎn)量減少的最主要因素;有效灌溉面積和農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力是影響糧食產(chǎn)量增加的首要因素,化肥施用量對糧食產(chǎn)量的影響力在逐年下降;李瑞華[5]利用多種方法對河南省糧食產(chǎn)量影響因素進(jìn)行分析,糧食單產(chǎn)和糧食播種面積的影響最為顯著,農(nóng)業(yè)從業(yè)人口與糧食產(chǎn)量呈負(fù)相關(guān)關(guān)系;畢紅杰[6]等人綜合分析了糧食產(chǎn)量的影響因子,并利用修正的C-D生產(chǎn)函數(shù)模型對吉林省糧食增產(chǎn)潛力進(jìn)行計算。另外,盡管氣候變化對糧食產(chǎn)量影響巨大,但氣候因素只能引起糧食產(chǎn)量的波動,并不會影響糧食產(chǎn)量的持續(xù)生產(chǎn)能力[7]。
綜上所述,制約糧食產(chǎn)量的因素有多種,各個要素對產(chǎn)量的影響作用亦不同。因各地區(qū)實際情況不一,各因素對糧食產(chǎn)量的影響強(qiáng)度和順序也會發(fā)生變化。主成分分析法作為處理多要素關(guān)系的有效方法,能夠很好地理順要素之間的關(guān)系,并能夠以較少的要素反應(yīng)全局的變化。本文借鑒已有成果的指標(biāo)體系,采用主成分分析法對齊齊哈爾市糧食產(chǎn)量影響因子進(jìn)行分析,提煉出主導(dǎo)因子,并進(jìn)行糧食產(chǎn)量預(yù)測。
主成分分析是設(shè)法將原來指標(biāo)重新組合成一組新的互相無關(guān)的幾個綜合指標(biāo)來代替原來指標(biāo),同時根據(jù)實際需要從中可取幾個較少的綜合指標(biāo)盡可能多的反映原來指標(biāo)的信息。主要計算步驟如下:
為了消除由于量綱不同而帶來的一些不合理的影響,在進(jìn)行主成分分析之前應(yīng)首先對數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理,計算公式為:
式中x′ij、xij為第j個指標(biāo)、第i個樣本標(biāo)準(zhǔn)化處理后的數(shù)據(jù)和原始數(shù)據(jù);xj、σj為第j個指標(biāo)的樣本均值和標(biāo)準(zhǔn)差。標(biāo)準(zhǔn)化處理后的矩陣計為X′=(x′ij)n×p。
計算公式為:
式中x′ki、x′kj為第i、j個指標(biāo)第k個樣本標(biāo)準(zhǔn)化處理后的數(shù)據(jù);x′i、x′j為第i、j個指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化處理后的樣本均值。
根據(jù)特征方程|R-λ|=0計算特征值,求出λ1,λ2,…,λp,并對其進(jìn)行降序排列,同時求得對應(yīng)的特征向量α1,α2,…,αp,并且要求它們是標(biāo)準(zhǔn)正交的。
計算公式為:
確定主成分個數(shù)的原則是用較少的主成分獲取足夠多的原始信息。一般取使累計貢獻(xiàn)率∑αj≧85%的m值作為主成分個數(shù)。
首先根據(jù)以上所求得的特征向量及主成分?jǐn)?shù),可以給出主成分變換方程:
式中x′1,x′2,…,x′p為標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)矩陣X′中各指標(biāo)的數(shù)據(jù)。
然后根據(jù)主成分表達(dá)式,結(jié)合定性分析,給各主成分賦予新的意義,對各主成分做出合理的解釋。
由于各主成分間互不相關(guān),因此可以對m個主成分進(jìn)行加權(quán)求和,進(jìn)而對各樣本進(jìn)行綜合評價。一般以各主成分方差貢獻(xiàn)率作為權(quán)重來構(gòu)造綜合評價函數(shù),即:
采用主成分分析法對齊齊哈爾市糧食增產(chǎn)影響因子進(jìn)行分析評價。
2.1.1 指標(biāo)選擇及關(guān)系分析
借鑒已有成果的指標(biāo)體系,結(jié)合區(qū)域特點(diǎn),選擇與齊齊哈爾市糧食增產(chǎn)密切相關(guān)的糧食播種面積x1、糧食單產(chǎn)x2、有效灌溉面積x3、化肥施用量x4、農(nóng)藥使用量x5、農(nóng)機(jī)總動力x6及農(nóng)田成災(zāi)面積x7等7個指標(biāo)進(jìn)行評價。糧食增產(chǎn)潛力與上述各要素之間的關(guān)系見圖1。
圖1 齊齊哈爾市糧食總產(chǎn)量與各影響要素之間關(guān)系Fig.1 Relationship between grain total output and influence factors of Qigihar
2.1.2 數(shù)據(jù)處理
采用式 (1)對齊齊哈爾市1992~2007年7個指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理,得到各指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)(i=1,2,…,7)。
2.1.3 相關(guān)系數(shù)矩陣計算
采用式 (2)計算標(biāo)準(zhǔn)化后各指標(biāo)的相關(guān)系數(shù)矩陣,結(jié)果見表1。
表1 標(biāo)準(zhǔn)化后各指標(biāo)間的相關(guān)系數(shù)矩陣Table 1 Normalized correlation coefficients among indexes matrix
2.1.4 特征值、方差貢獻(xiàn)率及累計貢獻(xiàn)率計算
按照前述方法對數(shù)據(jù)進(jìn)行主成分分析計算,得到相關(guān)系數(shù)矩陣特征值及各主成分的方差貢獻(xiàn)率和累計貢獻(xiàn)率,前2個主成分的累計貢獻(xiàn)率已經(jīng)達(dá)到88.28% (>85%),說明前2個主成分已經(jīng)提供了原始數(shù)據(jù)的足夠信息,可以代替原來的7個變量。
2.1.5 確定主成分表達(dá)式并解釋主成分
取前2個特征值,按照前述方法計算出前2個主成分對應(yīng)的特征向量,繪制前2個主成分特征向量的散點(diǎn)圖 (圖2),其表達(dá)式為:
圖2 第一、第二主成分特征向量散點(diǎn)圖Fig.2 Principal component feature vector scatter diagram of first and second
至此得出了影響糧食增產(chǎn)潛力的兩個綜合影響因子,他們內(nèi)部已經(jīng)包括了足夠的信息,可以用該兩個 “綜合因子”表征影響糧食產(chǎn)量的所有要素。
2.1.6 構(gòu)造糧食產(chǎn)量與其影響因子之間的函數(shù)
糧食產(chǎn)量與其影響因子間的函數(shù)表達(dá)式為:
由式(7)可見,x*1、x*2、x*7的系數(shù)排在所有系數(shù)權(quán)重的前三位,說明糧食播種面積、糧食單產(chǎn)、農(nóng)田成災(zāi)面積對糧食產(chǎn)量影響較大,且農(nóng)田成災(zāi)面積前面符號為 “負(fù)”,對糧食總產(chǎn)量產(chǎn)生負(fù)面影響。
2.2.1 模型擬合與精度檢驗
采用所建立的齊齊哈爾市糧食總產(chǎn)量與其影響因子的函數(shù)對1990~2010年齊齊哈爾市糧食總產(chǎn)量進(jìn)行擬合,結(jié)果見圖3。
圖3 齊齊哈爾市糧食總產(chǎn)量主成分分析模型擬合曲線Fig.3 Total output of grain of principal component analysis model fitting curve of Qigihar
經(jīng)計算,擬合準(zhǔn)確率為95% (相對誤差<20%為合格,2000年相對誤差為32%),由圖3可見,所建立的齊齊哈爾市糧食總產(chǎn)量多元線性回歸模擬模型擬合效果較好。
2.2.2 糧食總產(chǎn)量預(yù)測
依據(jù) 《黑龍江省千億斤糧食生產(chǎn)能力建設(shè)規(guī)劃(2011~2015年)》,對糧食播種面積 (x1)、糧食單產(chǎn) (x2)、有效灌溉面積 (x3)、化肥施用量 (x4)、農(nóng)藥使用量 (x5)、農(nóng)機(jī)總動力 (x6)及農(nóng)田成災(zāi)面積 (x7)進(jìn)行分析,利用建立的糧食產(chǎn)量與其影響因子之間的函數(shù),計算得到齊齊哈爾市2015年糧食總產(chǎn)量為1 235×104t、2020年糧食總產(chǎn)量為1 416×104t、2030年糧食總產(chǎn)量為1 534×104t。
通過運(yùn)用主成分分析法對齊齊哈爾市糧食增產(chǎn)潛力影響因素的分析可以看出,糧食單產(chǎn)、有效灌溉面積、農(nóng)機(jī)總動力、農(nóng)田成災(zāi)面積4個要素在該區(qū)域糧食增產(chǎn)中起著關(guān)鍵作用,其中前3個因素為正作用;建立的糧食增產(chǎn)回歸模型擬合效果較好,可以用于糧食總產(chǎn)量預(yù)測;根據(jù)相關(guān)規(guī)劃預(yù)測出了未來該地區(qū)的糧食產(chǎn)量。
根據(jù)上述主成分分析結(jié)果,對齊齊哈爾市糧食增產(chǎn)提出以下建議:
1)充分發(fā)揮灌溉工程的增產(chǎn)作用。齊齊哈爾市有效灌溉面積僅為耕地面積的18.36%,具有較大的增長潛力,同時現(xiàn)有灌溉面積主要集中在水田和經(jīng)濟(jì)作物上。今后,齊齊哈爾市應(yīng)充分發(fā)展有效灌溉面積,大力推廣節(jié)水灌溉技術(shù),優(yōu)化配置有限的水土資源,進(jìn)行種植結(jié)構(gòu)調(diào)整,從而促進(jìn)糧食的增產(chǎn)。
2)進(jìn)一步提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平。齊齊哈爾市應(yīng)進(jìn)一步增加農(nóng)機(jī)總動力,提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平,在機(jī)耕、機(jī)播、機(jī)收等各個環(huán)境增加科技內(nèi)涵,做到精耕細(xì)作,以促進(jìn)糧食增產(chǎn)。
3)穩(wěn)定糧食播種面積。隨著糧食加工企業(yè)、畜產(chǎn)品加工企業(yè)以及小城鎮(zhèn)建設(shè)等的迅速發(fā)展,齊齊哈爾市占用農(nóng)田的現(xiàn)象時有發(fā)生,由于齊齊哈爾市糧食作物只能一年一熟,所以,無法通過提高復(fù)種指數(shù)增加糧食播種面積。今后,齊齊哈爾市應(yīng)按照國家有關(guān)法律法規(guī),嚴(yán)格執(zhí)行耕地保護(hù)政策,穩(wěn)定糧食播種面積,充分發(fā)揮耕地的資源潛力。
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