主要農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素對糧食產(chǎn)量的影響?yīng)?/h1>
2017-04-05 19:16:35汪發(fā)元
江蘇農(nóng)業(yè)科學(xué) 2016年12期 關(guān)鍵詞：糧食產(chǎn)量影響因子
摘要：減少農(nóng)業(yè)面源污染，增加糧食安全，已經(jīng)成為國家農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要戰(zhàn)略。農(nóng)田水利灌溉、肥料施用、農(nóng)藥施用、農(nóng)膜的使用等對糧食產(chǎn)量到底產(chǎn)生了什么影響。利用多元回歸方法對湖北省1995—2013年數(shù)據(jù)進行分析，結(jié)果表明，農(nóng)田水利灌溉面積、氮肥施用量對糧食產(chǎn)量產(chǎn)生了顯著的正向影響，鉀肥施用量對糧食產(chǎn)量有顯著的負影響，而磷肥施用量、農(nóng)藥施用量、農(nóng)膜使用量和除澇面積對糧食產(chǎn)量不產(chǎn)生影響。因此，必須全面實施農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)，全力宣傳普及科學(xué)施肥技術(shù)，大力推廣測土配方技術(shù)施肥，逐步減少磷肥和農(nóng)藥施用量，嚴(yán)格控制鉀肥的施用，逐步減少糧食生產(chǎn)中的富營養(yǎng)化狀況，改善農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境。
關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素；糧食產(chǎn)量；影響因子
中圖分類號： F326.11文獻標(biāo)志碼： A
文章編號：1002-1302（2016）12-0636-05
收稿日期：2015-10-09
基金項目：國家社會科學(xué)基金（編號：13BJY108）。
作者簡介：汪發(fā)元（1961—），男，湖北天門人，碩士，教授，研究方向為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟管理法制化。E-mail：wangfayuan315@sina.com。
習(xí)近平總書記指出，農(nóng)業(yè)發(fā)展不僅要杜絕生態(tài)環(huán)境欠新賬，而且要逐步還舊賬，要打好農(nóng)業(yè)面源污染治理攻堅戰(zhàn)[1]。我國正處在實現(xiàn)農(nóng)業(yè)發(fā)展產(chǎn)業(yè)化和市場化，促進新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體發(fā)展壯大的關(guān)鍵時期[2]，必須高度重視農(nóng)業(yè)發(fā)展的生態(tài)環(huán)境，采取切實措施減少農(nóng)業(yè)面源污染。農(nóng)業(yè)面源污染不僅有來自工業(yè)的污染，更主要的是來自農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中肥料、農(nóng)藥、農(nóng)膜的污染。因此，農(nóng)業(yè)部制定了打好農(nóng)業(yè)面源污染防治攻堅戰(zhàn)的實施意見，提出了實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素“兩減”戰(zhàn)略，即減少化肥和農(nóng)藥使用量，實施化肥、農(nóng)藥零增長行動。加強糧食安全不僅要保證足夠的糧食產(chǎn)量，更要通過減少農(nóng)業(yè)面源污染，凈化生產(chǎn)生活環(huán)境，提高糧食質(zhì)量。農(nóng)民為了提高糧食產(chǎn)量，仍然通過加大肥料、農(nóng)藥的投入，期望從中獲得更好的收益。但肥料、農(nóng)藥的投入是否對糧食產(chǎn)量發(fā)生了作用，人們很少去研究。因此，研究主要農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料對糧食產(chǎn)量的影響，對于科學(xué)合理使用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料、減少農(nóng)業(yè)面源污染、提高糧食的品質(zhì)及安全性具有重要意義。
1文獻綜述
近年來，關(guān)于農(nóng)業(yè)面源污染的研究很多，虞慧怡等研究認(rèn)為，在經(jīng)濟和農(nóng)業(yè)迅速發(fā)展的階段和發(fā)展水平高的地區(qū)，農(nóng)業(yè)面源污染嚴(yán)重[3]。部分學(xué)者針對其所在省份糧食產(chǎn)量的影響因素進行了一些研究，大多采用回歸分析法對可能影響糧食產(chǎn)量的因素進行分析，因為選擇因素各不相同，所以得出的結(jié)論也不相同?？v觀糧食產(chǎn)量影響因素分析的研究主要有3類：第1類是從眾多糧食生產(chǎn)的影響因素中，分析出對糧食產(chǎn)量有影響的因素。如馬衛(wèi)鵬等基于主成分分析法對安徽省糧食產(chǎn)量的影響因素進行了分析，認(rèn)為影響安徽省糧食生產(chǎn)的因素包括經(jīng)濟社會綜合系統(tǒng)驅(qū)動因子（又分為經(jīng)濟發(fā)展驅(qū)動因子、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化驅(qū)動因子、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)驅(qū)動因子、農(nóng)田水利驅(qū)動因子、政策引導(dǎo)驅(qū)動因子5類）、社會-自然綜合引導(dǎo)驅(qū)動因子、自然驅(qū)動因子[4]。楊月鋒等運用主成分分析法，對福建省糧食產(chǎn)量的影響因素進行了分析，認(rèn)為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化投入水平狀況、生產(chǎn)資料及糧食價格政策是影響福建省糧食產(chǎn)量變化的主要驅(qū)動因素[5]。宰松梅等采取逐步回歸的方法對河南省糧食產(chǎn)量的影響因素進行了分析，認(rèn)為河南省糧食產(chǎn)量的主要因素為化肥施用量、農(nóng)藥施用量、農(nóng)業(yè)科技3項費用和播種面積[6]。劉薇等通過降維分析，選取出影響糧食產(chǎn)量的2個主要因素為農(nóng)用化肥施用折純量和糧食作物播種面積[7]。第2類是從眾多因素中選擇對糧食產(chǎn)量產(chǎn)生主要影響和次要影響的因素。如張明旭等利用分位數(shù)回歸模型對吉林省通化市糧食產(chǎn)量影響因素進行了分析，認(rèn)為糧食播種面積增加、農(nóng)機總動力增加對糧食增產(chǎn)的促進作用較大，化肥施用量增加、有效灌溉面積增加、農(nóng)業(yè)勞動人口增加對糧食增產(chǎn)的促進作用較小[8]。趙俊偉等采用逐步回歸法對山東省糧食產(chǎn)量的影響因素進行了分析，認(rèn)為直接影響山東省糧食產(chǎn)量的最主要因素為糧食播種面積和糧食單產(chǎn)，自然災(zāi)害對糧食產(chǎn)量也有較大影響，化肥使用量、農(nóng)機總動力、農(nóng)藥使用量等因素對山東省糧食的產(chǎn)量有次要的影響[9]。許朗等利用 C-D 生產(chǎn)函數(shù)模型對江蘇省糧食產(chǎn)量主要影響因素進行了分析，認(rèn)為化肥使用量對江蘇糧食產(chǎn)量的增長起著不可替代的作用，并且是穩(wěn)定的和持續(xù)的；播種面積和自然災(zāi)害也是影響糧食生產(chǎn)的重要因素；江蘇省在務(wù)農(nóng)勞動力人數(shù)減少的情況下，仍然保證糧食產(chǎn)量有較大增長，很大程度上得益于農(nóng)業(yè)機械的推廣[10]。第3類是直接分析不同的生產(chǎn)要素對糧食產(chǎn)量產(chǎn)生的不同影響。如周志剛等采用對數(shù)均值迪氏指數(shù)法對中國糧食產(chǎn)量影響因素進行了分析，認(rèn)為播面單產(chǎn)和復(fù)種指數(shù)促進糧食產(chǎn)量的增長，種植結(jié)構(gòu)和耕地面積抑制糧食產(chǎn)量的增長[11]。歐陽浩等利用粗糙集方法對廣東省糧食產(chǎn)量影響因素進行了分析，認(rèn)為人均經(jīng)營耕地面積對糧食總產(chǎn)量起正面影響，水庫總?cè)萘课磳Z食總產(chǎn)量起正面影響，化肥用量對糧食總產(chǎn)量起負面影響，單純地擴大耕地面積并不能提高糧食產(chǎn)量[12]。以上研究均從宏觀上定量分析了糧食產(chǎn)量的影響因素，但研究的視角和范圍仍然有限。湖北省是全國糧食生產(chǎn)大省，對國家的糧食安全起著重要作用。針對湖北省的研究幾乎沒有，特別是針對具體的肥料、農(nóng)藥、農(nóng)膜作用的研究完全沒有。研究湖北省主要農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料對糧食產(chǎn)量的影響，有利于科學(xué)指導(dǎo)糧食生產(chǎn)，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料利用率，提高糧食品質(zhì)，遏制和減少農(nóng)業(yè)土地、水面的富營養(yǎng)化程度，逐步改善農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境。
2假設(shè)提出與模型構(gòu)建
2.1假設(shè)提出
假設(shè)1：農(nóng)田水利灌溉面積越大，糧食產(chǎn)量越高。影響糧食產(chǎn)量很重要的一個因素是水，而糧食生產(chǎn)用水除自然下雨維持灌溉外，很大程度上取決于人工灌溉補充用水。農(nóng)田水利灌溉面積越大，糧食產(chǎn)量應(yīng)當(dāng)越高。
假設(shè)2：氮肥施用量越多，糧食產(chǎn)量越高。氮肥是糧食生產(chǎn)中的主要肥料，決定著糧食作物的營養(yǎng)生長。缺乏氮肥作物的營養(yǎng)器官就不發(fā)達，難以充分地進行光合作用，必然影響糧食產(chǎn)量。氮肥的施用量直接影響糧食產(chǎn)量，氮肥施用量越多，糧食產(chǎn)量應(yīng)當(dāng)越高。
假設(shè)3：磷肥施用量越多，糧食產(chǎn)量越高。磷肥中的有效部分參與碳水化合物的合成和作物的新陳代謝，是作物生長發(fā)育必不可少的養(yǎng)分。合理施用磷肥，可增加作物產(chǎn)量，改善產(chǎn)品品質(zhì)，加速谷類作物分蘗，促進幼穗分化、灌漿和籽粒飽滿。磷肥施用量越多，糧食產(chǎn)量應(yīng)當(dāng)越高。
假設(shè)4：鉀肥施用量越多，糧食產(chǎn)量越高。鉀肥可以保障作物的正常生長發(fā)育，促進光合作用和光合產(chǎn)物的運輸，增強植物的抗逆性，有利于提高糧食品質(zhì)。鉀肥施用量越多，糧食產(chǎn)量應(yīng)當(dāng)越高。
假設(shè)5：農(nóng)藥施用量越多，糧食產(chǎn)量越高。農(nóng)藥具有防治農(nóng)作物病害、害蟲的重要作用。隨著農(nóng)作物病蟲害抗藥性的增強，農(nóng)藥使用量逐年增加，新的農(nóng)作物病蟲害也有所增加。農(nóng)藥和病蟲害形成了此消彼長的關(guān)系，那么農(nóng)藥施用量越多，防治效果就應(yīng)當(dāng)越好，糧食產(chǎn)量就應(yīng)當(dāng)越高。
假設(shè)6：農(nóng)膜應(yīng)用越多，糧食產(chǎn)量越高。農(nóng)膜主要用于覆蓋農(nóng)田，可以起到提高地溫、保質(zhì)土壤濕度、促進種子發(fā)芽和幼苗快速增長的作用，抑制雜草生長的作用。隨著科學(xué)技術(shù)的發(fā)展，農(nóng)膜也用于制作塑料大棚，起到調(diào)節(jié)溫度、濕度，增加農(nóng)作物種植復(fù)種指數(shù)的作用。農(nóng)膜應(yīng)用越多，糧食產(chǎn)量應(yīng)當(dāng)越高。
假設(shè)7：除澇面積越大，糧食產(chǎn)量越高。湖北省是一個典型的湖區(qū)地型，澇漬是典型的農(nóng)業(yè)災(zāi)害，輕則影響作物的生長，重則導(dǎo)致作物死亡，乃至絕收。澇漬面積越大，災(zāi)害越嚴(yán)重，必然導(dǎo)致糧食產(chǎn)量減產(chǎn)。除澇是改善作物生長條件、增加糧食產(chǎn)量的重要措施，除澇面積越大，糧食產(chǎn)量應(yīng)當(dāng)越高。
2.2模型構(gòu)建
糧食產(chǎn)量是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素綜合作用的結(jié)果，糧食增產(chǎn)不僅需要良好的農(nóng)田水利灌溉條件，同時須要及時施用充足的氮肥、磷肥、鉀肥，而且還須要根據(jù)作物病蟲害發(fā)生的情況及時施灑農(nóng)藥。在現(xiàn)代生產(chǎn)條件下，應(yīng)用農(nóng)膜可以增加溫度、濕度，提早農(nóng)時，有利于農(nóng)作物增產(chǎn)，在多雨天氣下，及時除澇除漬可以改善作物生長條件，增加糧食作物產(chǎn)量。因此，本研究選擇多元線性回歸模型。多元回歸模型的一般形式為
[JZ（]y=c+β1x1+β2x2+…+βnxn+ε。[JZ）][JY]（1）
式中：c代表常數(shù)項；β1、β2、β3、…、βn代表回歸系數(shù)；n代表解釋變量的數(shù)目；ε代表隨機誤差項。
3實證分析
3.1數(shù)據(jù)來源與方法
3.1.1數(shù)據(jù)來源
本研究基于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的經(jīng)驗和常識，按照可得原則，選擇1995—2013年《國家統(tǒng)計年鑒》19年的糧食產(chǎn)量和主要農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素相關(guān)數(shù)據(jù)。糧食產(chǎn)量作為因變量y，選擇可能影響糧食產(chǎn)量的主要因素?？紤]到糧食種植面積和產(chǎn)量對糧食總產(chǎn)量絕對是正向影響，因此，不作自變量；復(fù)合肥包含氮肥、磷肥和鉀肥，會造成多重共線性問題，也舍棄。選擇具有獨立性的生產(chǎn)要素作為自變量，即有效灌溉面積x1、氮肥施用折純量x2、磷肥施用折純量x3、鉀肥施用折純量x4、農(nóng)藥使用量x5、農(nóng)用塑料薄膜使用量x6、除澇面積x7。
3.1.2研究方法
應(yīng)用Stata軟件，對各變量進行相關(guān)系數(shù)分析，初步判斷各個變量間的相關(guān)性程度；在此基礎(chǔ)上，對所取得的數(shù)據(jù)進行多元回歸分析，判斷各個自變量對因變量影響的顯著程度；最后，對回歸模型的擬合程度進行檢驗，并通過逐步回歸方法針對性修正，判斷回歸結(jié)果的可信度。
3.2回歸分析與檢驗
通過查閱國家統(tǒng)計官網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，得到湖北省1995—2013年糧食產(chǎn)量和主要農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素數(shù)據(jù)（表1），在此基礎(chǔ)上，建立多元回歸模型進行回歸分析。
3.2.1變量統(tǒng)計特征描述
運用統(tǒng)計軟件Stata對數(shù)據(jù)進行初步處理，得到數(shù)據(jù)的基本特征值（表2）。
3.2.2變量相關(guān)系數(shù)分析
通過統(tǒng)計軟件Stata進行變量相關(guān)系數(shù)計算，得到Pearson相關(guān)系數(shù)相關(guān)矩陣（表3）。從表3可以初步判斷，因變量y和自變量x1、x2、x7之間的相關(guān)系數(shù)絕對值更大，說明有效灌溉面積、氮肥施用折純量和除澇面積對糧食產(chǎn)量的影響程度更大。
3.2.3多元線性回歸分析
在變量相關(guān)系數(shù)分析的基礎(chǔ)上，運用普通最小二乘法，對可能影響糧食生產(chǎn)產(chǎn)量的生產(chǎn)要素進行多元線性回歸分析，得到回歸結(jié)果（表4）。
根據(jù)表4數(shù)據(jù)將各變量的回歸系數(shù)值代入（1）式得多元回歸模型：
[JP2]y=0.876 981 5x1+6.102 486x2+10.217 91x3-48.340 53x4+
（4.13）[KG*2]（2.04）（1.21）（-2.4）
[JP2]45793 36x5-0.003 178 8x6+1.091 733x7-1 739.374。[JY]（2）
（1.40）[KG*2]（-0.33）[KG*2/3]（0.75）（-0.85）
[JZ]R2=0.829 6，F(xiàn)=7.65，R[TX-]2=0.721 1。
由表4回歸結(jié)果可知，R2接近1，說明該模型擬合優(yōu)度較高，同時，F(xiàn)統(tǒng)計量服從以（k，n-k-1）為自由度的F分布，在顯著性水平α=0.05、自由度（7，11）下查F分布臨界值表得[CM（25]到F0.05=3.012。顯然，F(xiàn)=7.65>F0.05=3.012，則拒絕[CM）]
H0：β1=β2=β3=…=β7=0，即方程自變量x1、x2、x3、x4、x5、x6、x7與因變量y之間存在線性關(guān)系，且整體回歸效果顯著。由回歸系數(shù)的顯著性檢驗可得，在0.05的顯著性水平下，自變量x1、x4的t的絕對值大于2，且相應(yīng)的P值均小于0.05，說明x1、x4對y的影響顯著，x2在0.01顯著性水平下顯著，其他自變量均未通過t檢驗。
3.2.4回歸模型檢驗及修正
綜上可知，原回歸方程整體通過顯著性檢驗，但t檢驗發(fā)現(xiàn)只有x1、x4在0.05顯著性水平下、x2在0.1顯著性水平下通過檢驗，其他均未通過檢驗，說明可能存在多重共線性問題。因此，采用逐步回歸法進行模型修正，進一步判斷糧食產(chǎn)量的核心影響因素。修正后的回歸結(jié)果如下所示（表5）。
由表5得到修正后的多元線性回歸方程：
y=0.858 888 2*x1+5.883 708*x2-28.554 11*x4+
（5.13）（2.00） （-4.74）
176.029 2。[JY]（3）
[KG*2]（2.45）
[JZ]R2=0.729 9，F(xiàn)=13.51，R[TX-]2=0.675 9。
[BH]截距項-1 739.374 02 046.871 000 0-0.850.414[BG）F]
由表5可知，修正后的回歸模型擬合優(yōu)度較高，同時，F(xiàn)=13.51>F0.05=3.287，整體通過顯著性檢驗；通過t檢驗發(fā)現(xiàn)，x1、x4在0.05顯著性水平下通過檢驗，x2在0.1顯著性水平下通過檢驗。由此可知，自變量x1、x2、x4構(gòu)成因變量y的主要影響因素，回歸結(jié)果顯著。說明農(nóng)田水利灌溉面積、氮肥施用量、鉀肥放用量構(gòu)成糧食產(chǎn)量的主要影響因素，農(nóng)田水利灌溉面積、氮肥施用量的回歸系數(shù)為正，說明支持原假設(shè)，而鉀肥放用量的回歸系數(shù)為負，說明拒絕原假設(shè)。
[FK（W7][HT6H][JZ]表5修正后的多元線性回歸結(jié)果[HTSS]
[HJ*5][BG（！][BHDFG1*2，WK3，WK9。2，WK4。2W]變量回歸系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差t值P值
[BHDG1*2，WK3，WK9。2DW，WK4。2DWW]x10.858 888 20.167 315 75.130.000
[BHDW]x25.883 708 02.947 467 02.000.064
[BH]x4-28.554 110 06.029 381 0-4.740.000
[BH]截距項176.029 200 0387.418 300 02.450.045[BG）F]
3.2.5模型擬合程度分析
通過以上回歸分析計算得出湖北省糧食生產(chǎn)核心要素對糧食產(chǎn)量結(jié)果的影響的擬合結(jié)果（保留2位小數(shù)）（表6）。從表6的擬合結(jié)果來看，擬合值與統(tǒng)計值基本擬合，以2006年為例，統(tǒng)計值為2 099.1萬t，擬合值為2 078.32萬t，兩者僅相差20.78萬t，誤差為0.99%，整個誤差絕對值范圍在[0.99%，7.7%]，擬合結(jié)果較好。
[FK（W13][HT6H][JZ]表6湖北省糧食產(chǎn)量多元線性回歸數(shù)據(jù)擬合結(jié)果[HTSS]
[HJ*5][BG（！][BHDFG3，WK7*2，WK22*2，SK7*2，WK22*2W]年份[ZB（][BHDWG1*2，WK22*2W]產(chǎn)量（萬t）
[BHDWG1*2，WK7*2。3W][XXZSX*2-ZSX22]統(tǒng)計值擬合值殘差[ZB）W]年份[ZB（][BHDWG1*2，WK22*2W]產(chǎn)量（萬t）
[BHDWG1*2，WK7*2。3W][XXZSX*2-ZSX22]統(tǒng)計值擬合值殘差[ZB）W]
[BHDWG1*2，WK7*2。4DW，SK7*2，WK7*2。3DWW][XXZSX*2-ZSX29*2]19952 463.802 380.6783.13[XXZSX*2-ZSX29*2]20052 177.382 123.6953.69
[BHDW]19962 484.402 574.53-90.1320062 099.102 078.3220.78
[BH]19972 634.402 430.31204.0920072 185.442 129.2956.15
[BH]19982 475.792 575.65-99.8620082 227.232 266.31-39.08
[BH]19992 451.882 280.96170.9220092 309.102 282.8426.26
[BH]20002 218.492 274.58-56.0920102 315.802 274.0441.76
[BH]20012 138.492 162.71-24.2220112 388.532 331.7256.81
[BH]20022 047.002 128.27-81.2720122 441.812 411.7930.02
[BH]20031 921.022 131.17-210.1520132 501.302 579.80-78.50
[BH]20042 100.122 164.44-64.32[BG）F]
4主要結(jié)論與建議
4.1主要結(jié)論和討論
通過以上分析，可以得出以下基本結(jié)論：（1）農(nóng)田水利灌溉面積對糧食產(chǎn)量有正的顯著影響。水利是農(nóng)業(yè)的命脈，特別是糧食作物對水的需要和敏感性更強，而且在自然災(zāi)害越來越頻發(fā)的情況下，農(nóng)田水利灌溉面積直接影響糧食產(chǎn)量。這和前人研究結(jié)果類似，段學(xué)軍運用影響因素灰色關(guān)聯(lián)分析，認(rèn)為長江流域灌溉面積與流域糧食產(chǎn)量關(guān)聯(lián)度較高，都在 0.8 以上，而且關(guān)聯(lián)序居于前列[13]。這可能是因為湖北省湖區(qū)耕地面積占比較大，糧食生產(chǎn)對水利灌溉敏感，因而農(nóng)田水利灌溉面積對糧食產(chǎn)量有顯著正向影響。因此，只有建立起排灌自如的農(nóng)田水利設(shè)施，才能保證糧食生產(chǎn)的穩(wěn)定，促進糧食產(chǎn)量的穩(wěn)步增長。（2）氮肥的施用量對糧食產(chǎn)量有正的顯著影響。氮肥是糧食作物生產(chǎn)所需最基本的肥料，必須有所保證，在現(xiàn)階段，氮肥的施用量對糧食產(chǎn)量有正的顯著影響，但盲目施用也會造成面源污染。按照已有研究，我國普遍存在化肥、農(nóng)藥和薄膜等農(nóng)業(yè)資源投入過多的現(xiàn)象[14]，但為什么氮肥的施用量仍然對糧食產(chǎn)量有正向影響呢？關(guān)鍵是施用方法不科學(xué)，本應(yīng)埋施的氮肥農(nóng)民普遍采取撒施，大部分都流失掉了，導(dǎo)致真正被糧食作物所吸收的氮肥仍然不夠。從長期來看，合理施用化肥，增加有機肥和微生物肥投入的比例顯得尤為重要[9]。關(guān)鍵是要指導(dǎo)農(nóng)民改變氮肥的施用方法，實行科學(xué)施肥，提高糧食作物對肥料的利用率，減少肥料的流失，保證作物對氮肥有足夠的吸收量，以穩(wěn)定糧食產(chǎn)量。（3）鉀肥的施用量對糧食產(chǎn)量有負的顯著影響。鉀肥在作物的生長過程中具有重要的作用，但在湖北省鉀肥的施用已經(jīng)過量，鉀肥施用不僅對糧食生產(chǎn)沒有產(chǎn)生促進作用，而且對糧食產(chǎn)量產(chǎn)生了顯著負影響，也就是說鉀肥施用量越多，糧食產(chǎn)量越低，必須嚴(yán)格控制鉀肥施用量。（4）磷肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜使用量和除澇面積對糧食產(chǎn)量影響不顯著。磷肥和農(nóng)藥對糧食產(chǎn)量的作用不顯著，這說明磷肥和農(nóng)藥施用方法簡單，施用過亂，施用手段和時間不科學(xué)。雖然磷肥和農(nóng)藥的投入量不斷增加，但并沒有對糧食產(chǎn)量產(chǎn)生顯著影響。農(nóng)膜的使用量對糧食產(chǎn)量的影響也不顯著，這說明農(nóng)膜在糧食作物使用上不科學(xué)，同時，農(nóng)膜使用的增長大量用于設(shè)施農(nóng)業(yè)、經(jīng)濟作物上，在糧食作物上并沒有發(fā)揮多大的作用。除澇面積對糧食產(chǎn)量的影響也不顯著，說明澇災(zāi)的發(fā)生與糧食作物并不緊密。湖北省的糧食作物主是水稻、小麥、玉米和馬鈴薯等，這些作物由于生長季節(jié)的特殊性，可能躲過了澇災(zāi)季節(jié)。
4.2政策建議
通過以上分析，提出如下政策建議：（1）全面實施農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)，改善糧食生產(chǎn)環(huán)境。各級政府應(yīng)當(dāng)把農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)納入“十三五”規(guī)劃，強化排灌設(shè)施建設(shè)和已有水渠的修復(fù)，以適應(yīng)農(nóng)業(yè)規(guī)?；?、集約化經(jīng)營的需要。鑒于農(nóng)田分散經(jīng)營的現(xiàn)實，建議政府加強對農(nóng)田水利設(shè)施的投資[15]，統(tǒng)籌安排，分塊集中組織實施，以保證農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)和實施的效果，爭取較大程度地改善糧食生產(chǎn)環(huán)境，基本改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)靠天的狀況。（2）全力宣傳普及科學(xué)施肥技術(shù)，提高肥料利用效率。鑒于外界引導(dǎo)對農(nóng)戶施肥行為有重要影響，即教育機制能在農(nóng)業(yè)面源污染治理中發(fā)揮重要作用[16]，建議通過多種途徑宣傳普及科學(xué)施肥技術(shù)，結(jié)合秸桿還田、有機肥施用，做好化肥耕施、埋施技術(shù)的普及工作。同時，加大對有機肥生產(chǎn)企業(yè)和使用有機肥的農(nóng)民的補貼力度，實現(xiàn)大量畜禽糞便的資源化利用[17]。在糧食安全基本得到保障的情況下，考慮到農(nóng)業(yè)保護對環(huán)境的負面影響，可以適度降低農(nóng)業(yè)保護程度[18]。建議推行秋冬季種植羅布麻、蝴蝶花等綠肥作物還田，以增加土壤的有機質(zhì)。國家可以對種植羅布麻、蝴蝶花等綠肥作物的農(nóng)戶實行補貼獎勵政策，以鼓勵更多的人種植綠肥作物，爭取用10～20年的時間，較好地改善土壤環(huán)境，提高土壤肥力，明顯改善農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)。（3）大力推廣測土配方技術(shù)施肥，嚴(yán)格控制鉀肥施用量。鉀肥對作物生長雖然有重要作用，是不可或缺的重要生產(chǎn)要素，但作物對鉀肥的需要量少，也不能多施。在鉀肥施用已經(jīng)過量的大背景下，必須嚴(yán)格控制鉀肥的施用量。當(dāng)然，在湖北省鉀肥整體施用偏多，但并不等于所有農(nóng)田鉀肥都偏多。因此，應(yīng)當(dāng)減少并逐步取消對化肥企業(yè)的財政補貼和稅收優(yōu)惠，進一步提高對新型環(huán)保肥料、有機肥和測土配方施肥等的補助力度[19]，大力推廣測土配方科學(xué)施肥，通過制定相應(yīng)的調(diào)動農(nóng)民實際使用測土配方施肥技術(shù)積極性的政策[17]，嚴(yán)格控制鉀肥施用，鼓勵大量生產(chǎn)、購買和施用有機肥。（4）逐步減少磷肥和農(nóng)藥施用量，有效改善生態(tài)環(huán)境。作物對磷肥的吸收需要較少，應(yīng)當(dāng)逐步減少施用量。農(nóng)藥施用量的增加，不僅增大了農(nóng)民的投入，而且影響了農(nóng)產(chǎn)品的品質(zhì)，應(yīng)當(dāng)嚴(yán)格控制。應(yīng)當(dāng)大力推廣高抗蟲、高抗病的糧食品種，鼓勵稻蝦、稻鰍、稻鱉套作，既有利于提高單位面積的經(jīng)濟效益，又可以防止化肥、農(nóng)藥的亂施亂用，從而徹底改變土壤、溝渠富營養(yǎng)化的狀況，改善農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境。
[HS2*2/3]參考文獻：
[1]農(nóng)業(yè)部：“一控、兩減、三基本”治理農(nóng)業(yè)面源污染 [EB/OL]. （2015-04-14）[2015-08-15].http：//politics.people.com.cn/n/2015/0414/c70731-26842230.html.
[2]汪發(fā)元. 中外新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體發(fā)展現(xiàn)狀比較及政策建議[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2014（10）：26-32.
[3]虞慧怡，扈豪，曾賢剛. 我國農(nóng)業(yè)面源污染的時空分異研究[J]. 干旱區(qū)資源與環(huán)境，2015，29（9）：1-6.
[4]馬衛(wèi)鵬，曹淑華，聶雷，等. 安徽省糧食產(chǎn)量變化態(tài)勢及影響因素驅(qū)動力分析[J]. 世界農(nóng)業(yè)，2014（9）：178-184.
[5]楊月鋒，徐學(xué)榮. 福建省糧食產(chǎn)量影響因素主成分分析與產(chǎn)量趨勢預(yù)測[J]. 南方農(nóng)業(yè)學(xué)報，2014，45（4）：697-703.
[6]宰松梅，郭樹龍，溫季，等. 河南省糧食產(chǎn)量影響因素分析[J]. 人民黃河，2011，33（12）：94-128.
[7]劉薇，常振海，張德生. 基于bootstrap法的我國糧食產(chǎn)量回歸分析[J]. 統(tǒng)計與決策，2015（14）：84-86.
[8]張明旭，趙海英. 通化市糧食產(chǎn)量影響因素分析[J]. 吉林農(nóng)業(yè)科學(xué)，2014，39（4）：80-83.
[9]趙俊偉，郭德明. 糧食產(chǎn)量影響因素分析及對策研究——以山東省為例[J]. 東岳論叢，2014，35（4）：107-110.
[10]許朗，李梅艷，劉愛軍. 江蘇省糧食產(chǎn)量主要影響因素分析[J]. 江蘇農(nóng)業(yè)科學(xué)，2012，40（5）：4-6.
[11]周志剛，鄭明亮. 基于對數(shù)均值迪氏指數(shù)法的中國糧食產(chǎn)量影響因素分解[J]. 農(nóng)業(yè)工程學(xué)報，2015，31（2）：1-6.
[12]歐陽浩，戎陸慶，黃鎮(zhèn)謹(jǐn)，等. 基于粗糙集方法的廣東省糧食產(chǎn)量影響因素分析[J]. 中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2014，35（6）：100-107.
[13]段學(xué)軍. 長江流域糧食產(chǎn)量影響因素灰色關(guān)聯(lián)分析[J]. 農(nóng)業(yè)系統(tǒng)科學(xué)與綜合研究，2000，16（1）：30-34，39.
[14]朱鵬頤. 農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟發(fā)展模式與戰(zhàn)術(shù)探討[J]. 中國軟科學(xué)，2015（1）：14-19.
[15]黃臻. 我國糧食生產(chǎn)影響因素分析——基于C-D生產(chǎn)函數(shù)的嶺回歸分析[J]. 稅務(wù)與經(jīng)濟，2014（5）：50-54.
[16]華春林，陸遷，姜雅莉. 引導(dǎo)農(nóng)戶施肥行為在農(nóng)業(yè)面源污染治理中的影響——基于中英項目調(diào)查分析[J]. 科技管理研究，2015（14）：226-230.
[17]洪傳春，劉某承，李文華. 我國化肥投入面源污染控制政策評估[J]. 干旱區(qū)資源與環(huán)境，2015，29（4）：1-6.
[18]向濤，綦勇. 糧食安全與農(nóng)業(yè)面源污染——以農(nóng)地稟賦對化肥投入強度的影響為例[J]. 財經(jīng)研究，2015，41（7）：132-144.
[19]金書秦，周芳，沈貴銀. 農(nóng)業(yè)發(fā)展與面源污染治理雙重目標(biāo)下的化肥減量路徑探析[J]. 環(huán)境保護，2015，43（8）：50-53.
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摘要：減少農(nóng)業(yè)面源污染，增加糧食安全，已經(jīng)成為國家農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要戰(zhàn)略。農(nóng)田水利灌溉、肥料施用、農(nóng)藥施用、農(nóng)膜的使用等對糧食產(chǎn)量到底產(chǎn)生了什么影響。利用多元回歸方法對湖北省1995—2013年數(shù)據(jù)進行分析，結(jié)果表明，農(nóng)田水利灌溉面積、氮肥施用量對糧食產(chǎn)量產(chǎn)生了顯著的正向影響，鉀肥施用量對糧食產(chǎn)量有顯著的負影響，而磷肥施用量、農(nóng)藥施用量、農(nóng)膜使用量和除澇面積對糧食產(chǎn)量不產(chǎn)生影響。因此，必須全面實施農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)，全力宣傳普及科學(xué)施肥技術(shù)，大力推廣測土配方技術(shù)施肥，逐步減少磷肥和農(nóng)藥施用量，嚴(yán)格控制鉀肥的施用，逐步減少糧食生產(chǎn)中的富營養(yǎng)化狀況，改善農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境。
關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素；糧食產(chǎn)量；影響因子
中圖分類號： F326.11文獻標(biāo)志碼： A
文章編號：1002-1302（2016）12-0636-05
收稿日期：2015-10-09
基金項目：國家社會科學(xué)基金（編號：13BJY108）。
作者簡介：汪發(fā)元（1961—），男，湖北天門人，碩士，教授，研究方向為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟管理法制化。E-mail：wangfayuan315@sina.com。
習(xí)近平總書記指出，農(nóng)業(yè)發(fā)展不僅要杜絕生態(tài)環(huán)境欠新賬，而且要逐步還舊賬，要打好農(nóng)業(yè)面源污染治理攻堅戰(zhàn)[1]。我國正處在實現(xiàn)農(nóng)業(yè)發(fā)展產(chǎn)業(yè)化和市場化，促進新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體發(fā)展壯大的關(guān)鍵時期[2]，必須高度重視農(nóng)業(yè)發(fā)展的生態(tài)環(huán)境，采取切實措施減少農(nóng)業(yè)面源污染。農(nóng)業(yè)面源污染不僅有來自工業(yè)的污染，更主要的是來自農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中肥料、農(nóng)藥、農(nóng)膜的污染。因此，農(nóng)業(yè)部制定了打好農(nóng)業(yè)面源污染防治攻堅戰(zhàn)的實施意見，提出了實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素“兩減”戰(zhàn)略，即減少化肥和農(nóng)藥使用量，實施化肥、農(nóng)藥零增長行動。加強糧食安全不僅要保證足夠的糧食產(chǎn)量，更要通過減少農(nóng)業(yè)面源污染，凈化生產(chǎn)生活環(huán)境，提高糧食質(zhì)量。農(nóng)民為了提高糧食產(chǎn)量，仍然通過加大肥料、農(nóng)藥的投入，期望從中獲得更好的收益。但肥料、農(nóng)藥的投入是否對糧食產(chǎn)量發(fā)生了作用，人們很少去研究。因此，研究主要農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料對糧食產(chǎn)量的影響，對于科學(xué)合理使用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料、減少農(nóng)業(yè)面源污染、提高糧食的品質(zhì)及安全性具有重要意義。
1文獻綜述
近年來，關(guān)于農(nóng)業(yè)面源污染的研究很多，虞慧怡等研究認(rèn)為，在經(jīng)濟和農(nóng)業(yè)迅速發(fā)展的階段和發(fā)展水平高的地區(qū)，農(nóng)業(yè)面源污染嚴(yán)重[3]。部分學(xué)者針對其所在省份糧食產(chǎn)量的影響因素進行了一些研究，大多采用回歸分析法對可能影響糧食產(chǎn)量的因素進行分析，因為選擇因素各不相同，所以得出的結(jié)論也不相同?？v觀糧食產(chǎn)量影響因素分析的研究主要有3類：第1類是從眾多糧食生產(chǎn)的影響因素中，分析出對糧食產(chǎn)量有影響的因素。如馬衛(wèi)鵬等基于主成分分析法對安徽省糧食產(chǎn)量的影響因素進行了分析，認(rèn)為影響安徽省糧食生產(chǎn)的因素包括經(jīng)濟社會綜合系統(tǒng)驅(qū)動因子（又分為經(jīng)濟發(fā)展驅(qū)動因子、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化驅(qū)動因子、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)驅(qū)動因子、農(nóng)田水利驅(qū)動因子、政策引導(dǎo)驅(qū)動因子5類）、社會-自然綜合引導(dǎo)驅(qū)動因子、自然驅(qū)動因子[4]。楊月鋒等運用主成分分析法，對福建省糧食產(chǎn)量的影響因素進行了分析，認(rèn)為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化投入水平狀況、生產(chǎn)資料及糧食價格政策是影響福建省糧食產(chǎn)量變化的主要驅(qū)動因素[5]。宰松梅等采取逐步回歸的方法對河南省糧食產(chǎn)量的影響因素進行了分析，認(rèn)為河南省糧食產(chǎn)量的主要因素為化肥施用量、農(nóng)藥施用量、農(nóng)業(yè)科技3項費用和播種面積[6]。劉薇等通過降維分析，選取出影響糧食產(chǎn)量的2個主要因素為農(nóng)用化肥施用折純量和糧食作物播種面積[7]。第2類是從眾多因素中選擇對糧食產(chǎn)量產(chǎn)生主要影響和次要影響的因素。如張明旭等利用分位數(shù)回歸模型對吉林省通化市糧食產(chǎn)量影響因素進行了分析，認(rèn)為糧食播種面積增加、農(nóng)機總動力增加對糧食增產(chǎn)的促進作用較大，化肥施用量增加、有效灌溉面積增加、農(nóng)業(yè)勞動人口增加對糧食增產(chǎn)的促進作用較小[8]。趙俊偉等采用逐步回歸法對山東省糧食產(chǎn)量的影響因素進行了分析，認(rèn)為直接影響山東省糧食產(chǎn)量的最主要因素為糧食播種面積和糧食單產(chǎn)，自然災(zāi)害對糧食產(chǎn)量也有較大影響，化肥使用量、農(nóng)機總動力、農(nóng)藥使用量等因素對山東省糧食的產(chǎn)量有次要的影響[9]。許朗等利用 C-D 生產(chǎn)函數(shù)模型對江蘇省糧食產(chǎn)量主要影響因素進行了分析，認(rèn)為化肥使用量對江蘇糧食產(chǎn)量的增長起著不可替代的作用，并且是穩(wěn)定的和持續(xù)的；播種面積和自然災(zāi)害也是影響糧食生產(chǎn)的重要因素；江蘇省在務(wù)農(nóng)勞動力人數(shù)減少的情況下，仍然保證糧食產(chǎn)量有較大增長，很大程度上得益于農(nóng)業(yè)機械的推廣[10]。第3類是直接分析不同的生產(chǎn)要素對糧食產(chǎn)量產(chǎn)生的不同影響。如周志剛等采用對數(shù)均值迪氏指數(shù)法對中國糧食產(chǎn)量影響因素進行了分析，認(rèn)為播面單產(chǎn)和復(fù)種指數(shù)促進糧食產(chǎn)量的增長，種植結(jié)構(gòu)和耕地面積抑制糧食產(chǎn)量的增長[11]。歐陽浩等利用粗糙集方法對廣東省糧食產(chǎn)量影響因素進行了分析，認(rèn)為人均經(jīng)營耕地面積對糧食總產(chǎn)量起正面影響，水庫總?cè)萘课磳Z食總產(chǎn)量起正面影響，化肥用量對糧食總產(chǎn)量起負面影響，單純地擴大耕地面積并不能提高糧食產(chǎn)量[12]。以上研究均從宏觀上定量分析了糧食產(chǎn)量的影響因素，但研究的視角和范圍仍然有限。湖北省是全國糧食生產(chǎn)大省，對國家的糧食安全起著重要作用。針對湖北省的研究幾乎沒有，特別是針對具體的肥料、農(nóng)藥、農(nóng)膜作用的研究完全沒有。研究湖北省主要農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料對糧食產(chǎn)量的影響，有利于科學(xué)指導(dǎo)糧食生產(chǎn)，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料利用率，提高糧食品質(zhì)，遏制和減少農(nóng)業(yè)土地、水面的富營養(yǎng)化程度，逐步改善農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境。
2假設(shè)提出與模型構(gòu)建
2.1假設(shè)提出
假設(shè)1：農(nóng)田水利灌溉面積越大，糧食產(chǎn)量越高。影響糧食產(chǎn)量很重要的一個因素是水，而糧食生產(chǎn)用水除自然下雨維持灌溉外，很大程度上取決于人工灌溉補充用水。農(nóng)田水利灌溉面積越大，糧食產(chǎn)量應(yīng)當(dāng)越高。
假設(shè)2：氮肥施用量越多，糧食產(chǎn)量越高。氮肥是糧食生產(chǎn)中的主要肥料，決定著糧食作物的營養(yǎng)生長。缺乏氮肥作物的營養(yǎng)器官就不發(fā)達，難以充分地進行光合作用，必然影響糧食產(chǎn)量。氮肥的施用量直接影響糧食產(chǎn)量，氮肥施用量越多，糧食產(chǎn)量應(yīng)當(dāng)越高。
假設(shè)3：磷肥施用量越多，糧食產(chǎn)量越高。磷肥中的有效部分參與碳水化合物的合成和作物的新陳代謝，是作物生長發(fā)育必不可少的養(yǎng)分。合理施用磷肥，可增加作物產(chǎn)量，改善產(chǎn)品品質(zhì)，加速谷類作物分蘗，促進幼穗分化、灌漿和籽粒飽滿。磷肥施用量越多，糧食產(chǎn)量應(yīng)當(dāng)越高。
假設(shè)4：鉀肥施用量越多，糧食產(chǎn)量越高。鉀肥可以保障作物的正常生長發(fā)育，促進光合作用和光合產(chǎn)物的運輸，增強植物的抗逆性，有利于提高糧食品質(zhì)。鉀肥施用量越多，糧食產(chǎn)量應(yīng)當(dāng)越高。
假設(shè)5：農(nóng)藥施用量越多，糧食產(chǎn)量越高。農(nóng)藥具有防治農(nóng)作物病害、害蟲的重要作用。隨著農(nóng)作物病蟲害抗藥性的增強，農(nóng)藥使用量逐年增加，新的農(nóng)作物病蟲害也有所增加。農(nóng)藥和病蟲害形成了此消彼長的關(guān)系，那么農(nóng)藥施用量越多，防治效果就應(yīng)當(dāng)越好，糧食產(chǎn)量就應(yīng)當(dāng)越高。
假設(shè)6：農(nóng)膜應(yīng)用越多，糧食產(chǎn)量越高。農(nóng)膜主要用于覆蓋農(nóng)田，可以起到提高地溫、保質(zhì)土壤濕度、促進種子發(fā)芽和幼苗快速增長的作用，抑制雜草生長的作用。隨著科學(xué)技術(shù)的發(fā)展，農(nóng)膜也用于制作塑料大棚，起到調(diào)節(jié)溫度、濕度，增加農(nóng)作物種植復(fù)種指數(shù)的作用。農(nóng)膜應(yīng)用越多，糧食產(chǎn)量應(yīng)當(dāng)越高。
假設(shè)7：除澇面積越大，糧食產(chǎn)量越高。湖北省是一個典型的湖區(qū)地型，澇漬是典型的農(nóng)業(yè)災(zāi)害，輕則影響作物的生長，重則導(dǎo)致作物死亡，乃至絕收。澇漬面積越大，災(zāi)害越嚴(yán)重，必然導(dǎo)致糧食產(chǎn)量減產(chǎn)。除澇是改善作物生長條件、增加糧食產(chǎn)量的重要措施，除澇面積越大，糧食產(chǎn)量應(yīng)當(dāng)越高。
2.2模型構(gòu)建
糧食產(chǎn)量是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素綜合作用的結(jié)果，糧食增產(chǎn)不僅需要良好的農(nóng)田水利灌溉條件，同時須要及時施用充足的氮肥、磷肥、鉀肥，而且還須要根據(jù)作物病蟲害發(fā)生的情況及時施灑農(nóng)藥。在現(xiàn)代生產(chǎn)條件下，應(yīng)用農(nóng)膜可以增加溫度、濕度，提早農(nóng)時，有利于農(nóng)作物增產(chǎn)，在多雨天氣下，及時除澇除漬可以改善作物生長條件，增加糧食作物產(chǎn)量。因此，本研究選擇多元線性回歸模型。多元回歸模型的一般形式為
[JZ（]y=c+β1x1+β2x2+…+βnxn+ε。[JZ）][JY]（1）
式中：c代表常數(shù)項；β1、β2、β3、…、βn代表回歸系數(shù)；n代表解釋變量的數(shù)目；ε代表隨機誤差項。
3實證分析
3.1數(shù)據(jù)來源與方法
3.1.1數(shù)據(jù)來源
本研究基于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的經(jīng)驗和常識，按照可得原則，選擇1995—2013年《國家統(tǒng)計年鑒》19年的糧食產(chǎn)量和主要農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素相關(guān)數(shù)據(jù)。糧食產(chǎn)量作為因變量y，選擇可能影響糧食產(chǎn)量的主要因素?？紤]到糧食種植面積和產(chǎn)量對糧食總產(chǎn)量絕對是正向影響，因此，不作自變量；復(fù)合肥包含氮肥、磷肥和鉀肥，會造成多重共線性問題，也舍棄。選擇具有獨立性的生產(chǎn)要素作為自變量，即有效灌溉面積x1、氮肥施用折純量x2、磷肥施用折純量x3、鉀肥施用折純量x4、農(nóng)藥使用量x5、農(nóng)用塑料薄膜使用量x6、除澇面積x7。
3.1.2研究方法
應(yīng)用Stata軟件，對各變量進行相關(guān)系數(shù)分析，初步判斷各個變量間的相關(guān)性程度；在此基礎(chǔ)上，對所取得的數(shù)據(jù)進行多元回歸分析，判斷各個自變量對因變量影響的顯著程度；最后，對回歸模型的擬合程度進行檢驗，并通過逐步回歸方法針對性修正，判斷回歸結(jié)果的可信度。
3.2回歸分析與檢驗
通過查閱國家統(tǒng)計官網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，得到湖北省1995—2013年糧食產(chǎn)量和主要農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素數(shù)據(jù)（表1），在此基礎(chǔ)上，建立多元回歸模型進行回歸分析。
3.2.1變量統(tǒng)計特征描述
運用統(tǒng)計軟件Stata對數(shù)據(jù)進行初步處理，得到數(shù)據(jù)的基本特征值（表2）。
3.2.2變量相關(guān)系數(shù)分析
通過統(tǒng)計軟件Stata進行變量相關(guān)系數(shù)計算，得到Pearson相關(guān)系數(shù)相關(guān)矩陣（表3）。從表3可以初步判斷，因變量y和自變量x1、x2、x7之間的相關(guān)系數(shù)絕對值更大，說明有效灌溉面積、氮肥施用折純量和除澇面積對糧食產(chǎn)量的影響程度更大。
3.2.3多元線性回歸分析
在變量相關(guān)系數(shù)分析的基礎(chǔ)上，運用普通最小二乘法，對可能影響糧食生產(chǎn)產(chǎn)量的生產(chǎn)要素進行多元線性回歸分析，得到回歸結(jié)果（表4）。
根據(jù)表4數(shù)據(jù)將各變量的回歸系數(shù)值代入（1）式得多元回歸模型：
[JP2]y=0.876 981 5x1+6.102 486x2+10.217 91x3-48.340 53x4+
（4.13）[KG*2]（2.04）（1.21）（-2.4）
[JP2]45793 36x5-0.003 178 8x6+1.091 733x7-1 739.374。[JY]（2）
（1.40）[KG*2]（-0.33）[KG*2/3]（0.75）（-0.85）
[JZ]R2=0.829 6，F(xiàn)=7.65，R[TX-]2=0.721 1。
由表4回歸結(jié)果可知，R2接近1，說明該模型擬合優(yōu)度較高，同時，F(xiàn)統(tǒng)計量服從以（k，n-k-1）為自由度的F分布，在顯著性水平α=0.05、自由度（7，11）下查F分布臨界值表得[CM（25]到F0.05=3.012。顯然，F(xiàn)=7.65>F0.05=3.012，則拒絕[CM）]
H0：β1=β2=β3=…=β7=0，即方程自變量x1、x2、x3、x4、x5、x6、x7與因變量y之間存在線性關(guān)系，且整體回歸效果顯著。由回歸系數(shù)的顯著性檢驗可得，在0.05的顯著性水平下，自變量x1、x4的t的絕對值大于2，且相應(yīng)的P值均小于0.05，說明x1、x4對y的影響顯著，x2在0.01顯著性水平下顯著，其他自變量均未通過t檢驗。
3.2.4回歸模型檢驗及修正
綜上可知，原回歸方程整體通過顯著性檢驗，但t檢驗發(fā)現(xiàn)只有x1、x4在0.05顯著性水平下、x2在0.1顯著性水平下通過檢驗，其他均未通過檢驗，說明可能存在多重共線性問題。因此，采用逐步回歸法進行模型修正，進一步判斷糧食產(chǎn)量的核心影響因素。修正后的回歸結(jié)果如下所示（表5）。
由表5得到修正后的多元線性回歸方程：
y=0.858 888 2*x1+5.883 708*x2-28.554 11*x4+
（5.13）（2.00） （-4.74）
176.029 2。[JY]（3）
[KG*2]（2.45）
[JZ]R2=0.729 9，F(xiàn)=13.51，R[TX-]2=0.675 9。
[BH]截距項-1 739.374 02 046.871 000 0-0.850.414[BG）F]
由表5可知，修正后的回歸模型擬合優(yōu)度較高，同時，F(xiàn)=13.51>F0.05=3.287，整體通過顯著性檢驗；通過t檢驗發(fā)現(xiàn)，x1、x4在0.05顯著性水平下通過檢驗，x2在0.1顯著性水平下通過檢驗。由此可知，自變量x1、x2、x4構(gòu)成因變量y的主要影響因素，回歸結(jié)果顯著。說明農(nóng)田水利灌溉面積、氮肥施用量、鉀肥放用量構(gòu)成糧食產(chǎn)量的主要影響因素，農(nóng)田水利灌溉面積、氮肥施用量的回歸系數(shù)為正，說明支持原假設(shè)，而鉀肥放用量的回歸系數(shù)為負，說明拒絕原假設(shè)。
[FK（W7][HT6H][JZ]表5修正后的多元線性回歸結(jié)果[HTSS]
[HJ*5][BG（！][BHDFG1*2，WK3，WK9。2，WK4。2W]變量回歸系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差t值P值
[BHDG1*2，WK3，WK9。2DW，WK4。2DWW]x10.858 888 20.167 315 75.130.000
[BHDW]x25.883 708 02.947 467 02.000.064
[BH]x4-28.554 110 06.029 381 0-4.740.000
[BH]截距項176.029 200 0387.418 300 02.450.045[BG）F]
3.2.5模型擬合程度分析
通過以上回歸分析計算得出湖北省糧食生產(chǎn)核心要素對糧食產(chǎn)量結(jié)果的影響的擬合結(jié)果（保留2位小數(shù)）（表6）。從表6的擬合結(jié)果來看，擬合值與統(tǒng)計值基本擬合，以2006年為例，統(tǒng)計值為2 099.1萬t，擬合值為2 078.32萬t，兩者僅相差20.78萬t，誤差為0.99%，整個誤差絕對值范圍在[0.99%，7.7%]，擬合結(jié)果較好。
[FK（W13][HT6H][JZ]表6湖北省糧食產(chǎn)量多元線性回歸數(shù)據(jù)擬合結(jié)果[HTSS]
[HJ*5][BG（！][BHDFG3，WK7*2，WK22*2，SK7*2，WK22*2W]年份[ZB（][BHDWG1*2，WK22*2W]產(chǎn)量（萬t）
[BHDWG1*2，WK7*2。3W][XXZSX*2-ZSX22]統(tǒng)計值擬合值殘差[ZB）W]年份[ZB（][BHDWG1*2，WK22*2W]產(chǎn)量（萬t）
[BHDWG1*2，WK7*2。3W][XXZSX*2-ZSX22]統(tǒng)計值擬合值殘差[ZB）W]
[BHDWG1*2，WK7*2。4DW，SK7*2，WK7*2。3DWW][XXZSX*2-ZSX29*2]19952 463.802 380.6783.13[XXZSX*2-ZSX29*2]20052 177.382 123.6953.69
[BHDW]19962 484.402 574.53-90.1320062 099.102 078.3220.78
[BH]19972 634.402 430.31204.0920072 185.442 129.2956.15
[BH]19982 475.792 575.65-99.8620082 227.232 266.31-39.08
[BH]19992 451.882 280.96170.9220092 309.102 282.8426.26
[BH]20002 218.492 274.58-56.0920102 315.802 274.0441.76
[BH]20012 138.492 162.71-24.2220112 388.532 331.7256.81
[BH]20022 047.002 128.27-81.2720122 441.812 411.7930.02
[BH]20031 921.022 131.17-210.1520132 501.302 579.80-78.50
[BH]20042 100.122 164.44-64.32[BG）F]
4主要結(jié)論與建議
4.1主要結(jié)論和討論
通過以上分析，可以得出以下基本結(jié)論：（1）農(nóng)田水利灌溉面積對糧食產(chǎn)量有正的顯著影響。水利是農(nóng)業(yè)的命脈，特別是糧食作物對水的需要和敏感性更強，而且在自然災(zāi)害越來越頻發(fā)的情況下，農(nóng)田水利灌溉面積直接影響糧食產(chǎn)量。這和前人研究結(jié)果類似，段學(xué)軍運用影響因素灰色關(guān)聯(lián)分析，認(rèn)為長江流域灌溉面積與流域糧食產(chǎn)量關(guān)聯(lián)度較高，都在 0.8 以上，而且關(guān)聯(lián)序居于前列[13]。這可能是因為湖北省湖區(qū)耕地面積占比較大，糧食生產(chǎn)對水利灌溉敏感，因而農(nóng)田水利灌溉面積對糧食產(chǎn)量有顯著正向影響。因此，只有建立起排灌自如的農(nóng)田水利設(shè)施，才能保證糧食生產(chǎn)的穩(wěn)定，促進糧食產(chǎn)量的穩(wěn)步增長。（2）氮肥的施用量對糧食產(chǎn)量有正的顯著影響。氮肥是糧食作物生產(chǎn)所需最基本的肥料，必須有所保證，在現(xiàn)階段，氮肥的施用量對糧食產(chǎn)量有正的顯著影響，但盲目施用也會造成面源污染。按照已有研究，我國普遍存在化肥、農(nóng)藥和薄膜等農(nóng)業(yè)資源投入過多的現(xiàn)象[14]，但為什么氮肥的施用量仍然對糧食產(chǎn)量有正向影響呢？關(guān)鍵是施用方法不科學(xué)，本應(yīng)埋施的氮肥農(nóng)民普遍采取撒施，大部分都流失掉了，導(dǎo)致真正被糧食作物所吸收的氮肥仍然不夠。從長期來看，合理施用化肥，增加有機肥和微生物肥投入的比例顯得尤為重要[9]。關(guān)鍵是要指導(dǎo)農(nóng)民改變氮肥的施用方法，實行科學(xué)施肥，提高糧食作物對肥料的利用率，減少肥料的流失，保證作物對氮肥有足夠的吸收量，以穩(wěn)定糧食產(chǎn)量。（3）鉀肥的施用量對糧食產(chǎn)量有負的顯著影響。鉀肥在作物的生長過程中具有重要的作用，但在湖北省鉀肥的施用已經(jīng)過量，鉀肥施用不僅對糧食生產(chǎn)沒有產(chǎn)生促進作用，而且對糧食產(chǎn)量產(chǎn)生了顯著負影響，也就是說鉀肥施用量越多，糧食產(chǎn)量越低，必須嚴(yán)格控制鉀肥施用量。（4）磷肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜使用量和除澇面積對糧食產(chǎn)量影響不顯著。磷肥和農(nóng)藥對糧食產(chǎn)量的作用不顯著，這說明磷肥和農(nóng)藥施用方法簡單，施用過亂，施用手段和時間不科學(xué)。雖然磷肥和農(nóng)藥的投入量不斷增加，但并沒有對糧食產(chǎn)量產(chǎn)生顯著影響。農(nóng)膜的使用量對糧食產(chǎn)量的影響也不顯著，這說明農(nóng)膜在糧食作物使用上不科學(xué)，同時，農(nóng)膜使用的增長大量用于設(shè)施農(nóng)業(yè)、經(jīng)濟作物上，在糧食作物上并沒有發(fā)揮多大的作用。除澇面積對糧食產(chǎn)量的影響也不顯著，說明澇災(zāi)的發(fā)生與糧食作物并不緊密。湖北省的糧食作物主是水稻、小麥、玉米和馬鈴薯等，這些作物由于生長季節(jié)的特殊性，可能躲過了澇災(zāi)季節(jié)。
4.2政策建議
通過以上分析，提出如下政策建議：（1）全面實施農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)，改善糧食生產(chǎn)環(huán)境。各級政府應(yīng)當(dāng)把農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)納入“十三五”規(guī)劃，強化排灌設(shè)施建設(shè)和已有水渠的修復(fù)，以適應(yīng)農(nóng)業(yè)規(guī)?；?、集約化經(jīng)營的需要。鑒于農(nóng)田分散經(jīng)營的現(xiàn)實，建議政府加強對農(nóng)田水利設(shè)施的投資[15]，統(tǒng)籌安排，分塊集中組織實施，以保證農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)和實施的效果，爭取較大程度地改善糧食生產(chǎn)環(huán)境，基本改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)靠天的狀況。（2）全力宣傳普及科學(xué)施肥技術(shù)，提高肥料利用效率。鑒于外界引導(dǎo)對農(nóng)戶施肥行為有重要影響，即教育機制能在農(nóng)業(yè)面源污染治理中發(fā)揮重要作用[16]，建議通過多種途徑宣傳普及科學(xué)施肥技術(shù)，結(jié)合秸桿還田、有機肥施用，做好化肥耕施、埋施技術(shù)的普及工作。同時，加大對有機肥生產(chǎn)企業(yè)和使用有機肥的農(nóng)民的補貼力度，實現(xiàn)大量畜禽糞便的資源化利用[17]。在糧食安全基本得到保障的情況下，考慮到農(nóng)業(yè)保護對環(huán)境的負面影響，可以適度降低農(nóng)業(yè)保護程度[18]。建議推行秋冬季種植羅布麻、蝴蝶花等綠肥作物還田，以增加土壤的有機質(zhì)。國家可以對種植羅布麻、蝴蝶花等綠肥作物的農(nóng)戶實行補貼獎勵政策，以鼓勵更多的人種植綠肥作物，爭取用10～20年的時間，較好地改善土壤環(huán)境，提高土壤肥力，明顯改善農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)。（3）大力推廣測土配方技術(shù)施肥，嚴(yán)格控制鉀肥施用量。鉀肥對作物生長雖然有重要作用，是不可或缺的重要生產(chǎn)要素，但作物對鉀肥的需要量少，也不能多施。在鉀肥施用已經(jīng)過量的大背景下，必須嚴(yán)格控制鉀肥的施用量。當(dāng)然，在湖北省鉀肥整體施用偏多，但并不等于所有農(nóng)田鉀肥都偏多。因此，應(yīng)當(dāng)減少并逐步取消對化肥企業(yè)的財政補貼和稅收優(yōu)惠，進一步提高對新型環(huán)保肥料、有機肥和測土配方施肥等的補助力度[19]，大力推廣測土配方科學(xué)施肥，通過制定相應(yīng)的調(diào)動農(nóng)民實際使用測土配方施肥技術(shù)積極性的政策[17]，嚴(yán)格控制鉀肥施用，鼓勵大量生產(chǎn)、購買和施用有機肥。（4）逐步減少磷肥和農(nóng)藥施用量，有效改善生態(tài)環(huán)境。作物對磷肥的吸收需要較少，應(yīng)當(dāng)逐步減少施用量。農(nóng)藥施用量的增加，不僅增大了農(nóng)民的投入，而且影響了農(nóng)產(chǎn)品的品質(zhì)，應(yīng)當(dāng)嚴(yán)格控制。應(yīng)當(dāng)大力推廣高抗蟲、高抗病的糧食品種，鼓勵稻蝦、稻鰍、稻鱉套作，既有利于提高單位面積的經(jīng)濟效益，又可以防止化肥、農(nóng)藥的亂施亂用，從而徹底改變土壤、溝渠富營養(yǎng)化的狀況，改善農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境。
[HS2*2/3]參考文獻：
[1]農(nóng)業(yè)部：“一控、兩減、三基本”治理農(nóng)業(yè)面源污染 [EB/OL]. （2015-04-14）[2015-08-15].http：//politics.people.com.cn/n/2015/0414/c70731-26842230.html.
[2]汪發(fā)元. 中外新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體發(fā)展現(xiàn)狀比較及政策建議[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2014（10）：26-32.
[3]虞慧怡，扈豪，曾賢剛. 我國農(nóng)業(yè)面源污染的時空分異研究[J]. 干旱區(qū)資源與環(huán)境，2015，29（9）：1-6.
[4]馬衛(wèi)鵬，曹淑華，聶雷，等. 安徽省糧食產(chǎn)量變化態(tài)勢及影響因素驅(qū)動力分析[J]. 世界農(nóng)業(yè)，2014（9）：178-184.
[5]楊月鋒，徐學(xué)榮. 福建省糧食產(chǎn)量影響因素主成分分析與產(chǎn)量趨勢預(yù)測[J]. 南方農(nóng)業(yè)學(xué)報，2014，45（4）：697-703.
[6]宰松梅，郭樹龍，溫季，等. 河南省糧食產(chǎn)量影響因素分析[J]. 人民黃河，2011，33（12）：94-128.
[7]劉薇，常振海，張德生. 基于bootstrap法的我國糧食產(chǎn)量回歸分析[J]. 統(tǒng)計與決策，2015（14）：84-86.
[8]張明旭，趙海英. 通化市糧食產(chǎn)量影響因素分析[J]. 吉林農(nóng)業(yè)科學(xué)，2014，39（4）：80-83.
[9]趙俊偉，郭德明. 糧食產(chǎn)量影響因素分析及對策研究——以山東省為例[J]. 東岳論叢，2014，35（4）：107-110.
[10]許朗，李梅艷，劉愛軍. 江蘇省糧食產(chǎn)量主要影響因素分析[J]. 江蘇農(nóng)業(yè)科學(xué)，2012，40（5）：4-6.
[11]周志剛，鄭明亮. 基于對數(shù)均值迪氏指數(shù)法的中國糧食產(chǎn)量影響因素分解[J]. 農(nóng)業(yè)工程學(xué)報，2015，31（2）：1-6.
[12]歐陽浩，戎陸慶，黃鎮(zhèn)謹(jǐn)，等. 基于粗糙集方法的廣東省糧食產(chǎn)量影響因素分析[J]. 中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2014，35（6）：100-107.
[13]段學(xué)軍. 長江流域糧食產(chǎn)量影響因素灰色關(guān)聯(lián)分析[J]. 農(nóng)業(yè)系統(tǒng)科學(xué)與綜合研究，2000，16（1）：30-34，39.
[14]朱鵬頤. 農(nóng)業(yè)生態(tài)經(jīng)濟發(fā)展模式與戰(zhàn)術(shù)探討[J]. 中國軟科學(xué)，2015（1）：14-19.
[15]黃臻. 我國糧食生產(chǎn)影響因素分析——基于C-D生產(chǎn)函數(shù)的嶺回歸分析[J]. 稅務(wù)與經(jīng)濟，2014（5）：50-54.
[16]華春林，陸遷，姜雅莉. 引導(dǎo)農(nóng)戶施肥行為在農(nóng)業(yè)面源污染治理中的影響——基于中英項目調(diào)查分析[J]. 科技管理研究，2015（14）：226-230.
[17]洪傳春，劉某承，李文華. 我國化肥投入面源污染控制政策評估[J]. 干旱區(qū)資源與環(huán)境，2015，29（4）：1-6.
[18]向濤，綦勇. 糧食安全與農(nóng)業(yè)面源污染——以農(nóng)地稟賦對化肥投入強度的影響為例[J]. 財經(jīng)研究，2015，41（7）：132-144.
[19]金書秦，周芳，沈貴銀. 農(nóng)業(yè)發(fā)展與面源污染治理雙重目標(biāo)下的化肥減量路徑探析[J]. 環(huán)境保護，2015，43（8）：50-53.
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