陳素平, 張樂勤

(1.池州學(xué)院 商學(xué)院, 安徽 池州 247000; 2.池州學(xué)院 資源環(huán)境學(xué)院, 安徽 池州 247000)

安徽省1995-2013年糧食生產(chǎn)與耕地壓力動(dòng)態(tài)變化特征及驅(qū)動(dòng)因素

陳素平1, 張樂勤2

(1.池州學(xué)院 商學(xué)院, 安徽 池州 247000; 2.池州學(xué)院 資源環(huán)境學(xué)院, 安徽 池州 247000)

[目的] 探索安徽省糧食安全與耕地壓力動(dòng)態(tài)變化及驅(qū)動(dòng)因素，為管理層制定糧食安全政策提供決策參考。[方法] 運(yùn)用耕地壓力指數(shù)模型、C-D生產(chǎn)模型，采用偏最小二乘回歸方法，對(duì)安徽省1995—2013年糧食生產(chǎn)與耕地壓力的動(dòng)態(tài)特征及驅(qū)動(dòng)因素進(jìn)行綜合分析。[結(jié)果] (1) 人口增長(zhǎng)與耕地面積減少的矛盾突出。人口由1995年6 000萬，增至2013年6 929萬，呈線性增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，而耕地面積則由1995年4.29×106hm2減少至2013年4.19×106hm2，呈下降態(tài)勢(shì)； (2) 研究時(shí)序內(nèi)，耕地壓力指數(shù)均值為0.345，承載力指數(shù)均值為0.747，耕地資源稟賦尚處盈余狀態(tài)，為全國(guó)商品糧盈余地區(qū)，平均盈余率達(dá)25.32%；(3) 糧食作物播種面積、農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資對(duì)糧食生產(chǎn)具有正向影響，邊際彈性系數(shù)分別為0.001 458，0.116 508，有效灌溉面積、勞動(dòng)力、農(nóng)機(jī)總動(dòng)力、化肥、農(nóng)膜、農(nóng)藥、農(nóng)村用電量對(duì)糧食生產(chǎn)具有弱負(fù)向影響。[結(jié)論] 加大財(cái)政支持力度，加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程，增強(qiáng)科技對(duì)糧食生產(chǎn)的貢獻(xiàn)率，是保障安徽省糧食生產(chǎn)可持續(xù)發(fā)展的重要途徑。

糧食生產(chǎn); 耕地壓力模型; C-D生產(chǎn)模型; 驅(qū)動(dòng)因子; 安徽省

文獻(xiàn)參數(shù)： 陳素平, 張樂勤.安徽省1995—2013年糧食生產(chǎn)與耕地壓力動(dòng)態(tài)變化特征及驅(qū)動(dòng)因素[J].水土保持通報(bào)，2017,37(3)：167-173.DOI:10.13961/j.cnki.stbctb.2017.03.028； Chen Suping, Zhang Leqin. Change characteristics and driving factors of food production and cropland pressure in Anhui Province during 1995—2013[J]. Bulletin of Soil and Water Conservation, 2017,37(3)：167-173.DOI:10.13961/j.cnki.stbctb.2017.03.028

糧食是人類生存和發(fā)展的基礎(chǔ)[1-2]，糧食生產(chǎn)事關(guān)國(guó)家安全、穩(wěn)定與和諧。隨著中國(guó)工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進(jìn)程的不斷推進(jìn)，耕地流轉(zhuǎn)現(xiàn)象較為突出，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明，1996—2008年，中國(guó)耕地面積凈減少了8.33×106hm2，年均減6.94×105hm2[3]，同時(shí)，水土流失，工業(yè)廢物排放，農(nóng)藥化肥的大量使用等也會(huì)導(dǎo)致耕地質(zhì)量下降[4]，加之人口數(shù)量增加，使糧食生產(chǎn)面臨較大潛在壓力，對(duì)此政府給予了高度關(guān)注，也是學(xué)術(shù)界研究熱點(diǎn)[5]。

學(xué)術(shù)界對(duì)糧食生產(chǎn)研究多集中兩個(gè)層面，一是不同尺度地域糧食生產(chǎn)與耕地變化的分析及預(yù)測(cè)[2,4-11]，二是糧食生產(chǎn)驅(qū)動(dòng)因素分析，郭淑敏等[12]認(rèn)為，糧食生產(chǎn)是自然再生產(chǎn)和經(jīng)濟(jì)再生產(chǎn)的復(fù)合統(tǒng)一體，由于氣溫、熱量、降水等自然因素人類難以調(diào)控，因而，學(xué)術(shù)界研究多集中于社會(huì)經(jīng)濟(jì)方面，眾多學(xué)者選取糧食作物播種面積[12-23]、有效灌溉面積[12-24]、農(nóng)機(jī)化水平[12-24]、化肥施用量[12-24]、勞動(dòng)力投入[16,20-24]、糧食單產(chǎn)[12-14,16,23]、農(nóng)膜使用量[15,24]、成災(zāi)面積[12-14,16,18,20,21,23]、農(nóng)村用電量[12-14,17,19,21,23-24]、復(fù)種指數(shù)[12]、農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步[14]、農(nóng)藥使用量[24]等指標(biāo)，運(yùn)用統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，采用灰色關(guān)聯(lián)[12-13,16-18,23-24]、回歸分析[20-21]、主成分分析[15,19]、因子分析[14]、協(xié)整分析[22]方法，在國(guó)家尺度[12,14,20,22]、省域尺度[13,15-19,21,23-24]上對(duì)糧食生產(chǎn)的驅(qū)動(dòng)因素展開過深入探索，取得了豐富研究成果，為政府制定合理的糧食生產(chǎn)政策提供了科學(xué)依據(jù)。

安徽省是中國(guó)中部重要商品糧基地，在保障全國(guó)糧食安全中起著舉足輕重作用[17]。20世紀(jì)90年代中期以來，安徽省經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進(jìn)程日漸推進(jìn)，人口數(shù)量不斷增加，致使人均耕地面積由1995年的0.071 7 hm2減少至2013年的0.060 4 hm2[25]，已接近聯(lián)合國(guó)糧農(nóng)組織(FAO)提出人均耕地面積0.053 1 hm2的最低界線[26]，加上自然災(zāi)害頻發(fā)、農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境日漸惡化等多種因素疊加影響，使糧食產(chǎn)量不穩(wěn)定，糧食安全及商品糧輸出面臨較大挑戰(zhàn)，文獻(xiàn)檢索表明，熊健[13]、劉定惠等[17]采用灰色關(guān)聯(lián)分析方法，從時(shí)序視角對(duì)2006年前安徽省糧食生產(chǎn)影響因素進(jìn)行過研究，而安徽經(jīng)濟(jì)發(fā)展最快還是國(guó)家實(shí)施中部崛起戰(zhàn)略的2006年以后，因而，探索安徽省1995—2013年糧食安全與耕地壓力動(dòng)態(tài)變化規(guī)律，分析其驅(qū)動(dòng)因素，具有重要現(xiàn)實(shí)意義。鑒于此，本文擬運(yùn)用耕地壓力指數(shù)模型、C-D生產(chǎn)模型，采用回歸分析方法，對(duì)其糧食安全與耕地壓力動(dòng)態(tài)變化及驅(qū)動(dòng)因素進(jìn)行測(cè)度與分析，旨在識(shí)別出制約安徽省糧食生產(chǎn)的主要因素，通過政策規(guī)制響應(yīng)，可達(dá)到實(shí)現(xiàn)糧食生產(chǎn)可持續(xù)發(fā)展的目的，也可為管理層制定糧食安全政策提供理論依據(jù)。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 糧食生產(chǎn)波動(dòng)分析方法

糧食生產(chǎn)受自然、政策規(guī)制、社會(huì)經(jīng)濟(jì)投入等多種因素制約，從時(shí)間維度看，具有一定波動(dòng)性，劉東等[2]采用波動(dòng)指數(shù)(grain yield fluctuation index，GYFI)對(duì)中國(guó)糧食生產(chǎn)波動(dòng)性進(jìn)行過研究，本文借鑒其方法對(duì)安徽省1995—2013年糧食產(chǎn)量進(jìn)行測(cè)度，表達(dá)式為[2]：

(1)

式中：GYFIi——i年糧食產(chǎn)量的波動(dòng)指數(shù)(%)；Qi——i年糧食產(chǎn)量(kg)；Qi′——通過糧食產(chǎn)量趨勢(shì)擬合方程得到的趨勢(shì)糧食產(chǎn)量(kg)。

1.2 耕地壓力指數(shù)測(cè)度方法

耕地壓力指數(shù)是分析區(qū)域糧食生產(chǎn)與耕地資源保障程度的度量指標(biāo)，表達(dá)式為[4，8-10，19]：

K=Smin/S

(2)

式中：K——耕地壓力指數(shù)；S——區(qū)域人均實(shí)有耕地面積(hm2)；Smin——人均最小耕地面積(hm2)，指滿足每個(gè)人正常生活食物消費(fèi)所需的耕地面積，是保障區(qū)域食物安全的耕地?cái)?shù)量底線[26]，計(jì)算表達(dá)式為[4，8-10，19]：

(3)

式中：β——糧食自給率(%)(安徽省自給率為100%)；g——人均糧食需求量，唐華俊等[27]基于中國(guó)居民平均膳食模式研究結(jié)果表明，現(xiàn)階段，中國(guó)人均糧食需求量為322.07 kg/a，本文采用此結(jié)果；p——糧食單產(chǎn)(kg/hm2)；q——糧食播種面積占耕地面積的百分比(%)；k——復(fù)種指數(shù)(總播種面積與耕地面積之比[19])。下同。

K>1表示區(qū)域人均耕地面積小于最小人均耕地面積，表明耕地資源緊張，耕地對(duì)保障糧食生產(chǎn)存在壓力，糧食生產(chǎn)與耕地資源處于不協(xié)調(diào)狀態(tài)；K=1表示區(qū)域人均耕地面積等于最小人均耕地面積，表明耕地資源利用已處于極限狀態(tài)；K<1表示區(qū)域人均耕地面積大于最小人均耕地面積，表明區(qū)域耕地資源處于盈余狀態(tài)，可以適度轉(zhuǎn)移耕地用途以保證城市化、工業(yè)化對(duì)土地的需求。

1.3 耕地承載力指數(shù)測(cè)度方法

耕地承載力指數(shù)是表征區(qū)域?qū)嶋H人口與理論人口承載能力相互關(guān)系指標(biāo)，表達(dá)式為[2,26]：

(4)

(5)

(6)

式中：ILCC——耕地承載力指數(shù)； P——人口數(shù)； Pa——理論人口數(shù)，即區(qū)域耕地所能承載極限人口數(shù)； Q——區(qū)域糧食總產(chǎn)量(kg)； Rp——人口超載率(%)； Rg——糧食盈余率(%)。下同。

依據(jù)ILCC值可將耕地承載力劃分為3類地區(qū)： ① 糧食盈余地區(qū)，ILCC<0.875； ② 人糧平衡地區(qū)，0.8751.125，糧食缺口較大，人口超載[26]。

1.4 糧食生產(chǎn)驅(qū)動(dòng)因素分析方法

1.4.1 糧食生產(chǎn)驅(qū)動(dòng)指標(biāo)遴選 糧食生產(chǎn)受自然變化、社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素、規(guī)制政策、市場(chǎng)規(guī)律等因素共同制約，是多因素復(fù)合影響的結(jié)果，由于自然變化、規(guī)制政策、市場(chǎng)規(guī)律難以度量[22]，因此，本文僅考察社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)其影響。借鑒已有學(xué)者在糧食生產(chǎn)研究中遴選的驅(qū)動(dòng)指標(biāo)[12-24]，結(jié)合安徽省糧食生產(chǎn)典型事實(shí)特征及數(shù)據(jù)可獲性與完整性，本研究選取糧食作物播種面積(S1)、有效灌溉面積(S2)、勞動(dòng)力投入(L)、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資(K)、農(nóng)機(jī)總動(dòng)力(D)、化肥施用量(M)、農(nóng)膜使用量(N)、農(nóng)藥使用量(F)、農(nóng)村用電量(J)等指標(biāo)作為備選驅(qū)動(dòng)因子，將其作分析變量，輸入SPSS17.0軟件，作偏相關(guān)分析(分析某個(gè)變量與糧食產(chǎn)量相關(guān)性時(shí)，將其它變量作控制變量)，可得出各因子與糧食產(chǎn)量的相關(guān)系數(shù)，經(jīng)顯著性檢驗(yàn)后可確定是否可作為糧食生產(chǎn)的驅(qū)動(dòng)因素。

1.4.2 模型構(gòu)建 安徽省糧食生產(chǎn)與其社會(huì)經(jīng)濟(jì)影響因素可用如下函數(shù)關(guān)系式表征：

Q=f(S1,S2,K,L,D,M,N,J)

(7)

式中：Q——糧食產(chǎn)量(kg)。為了揭示各因子對(duì)糧食產(chǎn)量影響，采用C-D生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行分析。C-D生產(chǎn)函數(shù)是分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中投入和產(chǎn)出關(guān)系的常用模型，由美國(guó)數(shù)學(xué)家柯布(C. W. Cobb)和經(jīng)濟(jì)學(xué)家保羅·道格拉斯(Paul H. Douglas)于20世紀(jì)30年代共同創(chuàng)建，其基本形式為[18]：

Y=A·Kα·Lβ·ε

(8)

式中：Y——產(chǎn)出；A——綜合技術(shù)要素；K——資本投入；L——?jiǎng)趧?dòng)力投入；α，β——資本、勞動(dòng)力產(chǎn)出的彈性系數(shù)；ε——隨機(jī)干擾影響。多位學(xué)者[18,20-22]運(yùn)用C-D生產(chǎn)函數(shù)對(duì)糧食生產(chǎn)驅(qū)動(dòng)因素進(jìn)行過探析，借鑒其研究思路，構(gòu)建安徽省糧食生產(chǎn)驅(qū)使動(dòng)因子擴(kuò)展C-D模型：

Dθ·Mλ·Nσ·Fμ·Jδ·ε

(9)

為了通過回歸分析確定參數(shù)，對(duì)公式(9)兩邊取對(duì)數(shù)，得：

lnQ= lnA+αlnK+βlnL+γ1lnS1+γ2lnS2+

θlnD+λlnM+σlnN+μlnF+δlnJ+lnε

(10)

式中：Q——糧食產(chǎn)量(104t)；A——綜合技術(shù)要素；K——農(nóng)村資本投入(萬元)；L——?jiǎng)趧?dòng)力人口數(shù)；S1，S2——糧食播種面積、有效灌溉面積、成災(zāi)面積(103hm2)；D——農(nóng)機(jī)總動(dòng)力(104kW)；M——化肥使用量(104t)；N——農(nóng)膜使用量(104t)；F——農(nóng)藥使用量(104t)；J——農(nóng)村用電量(108kWh)；α，β，γ1，γ2，θ，λ，σ，μ，δ——各投入要素產(chǎn)出彈性，表征每變化1%時(shí)，分別引起Q的α%，β%，γ1%，γ2%，θ%，λ%，σ%，μ%，δ%變化；ε——隨機(jī)干擾影響，表征影響糧食生產(chǎn)的其它因素。

1.5 數(shù)據(jù)來源與說明

鑒于數(shù)據(jù)獲取的連續(xù)性、完整性與可靠性，文中所有數(shù)據(jù)來源于《安徽統(tǒng)計(jì)年鑒》[25]系列(表1)，其中，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資額采用不變價(jià)格進(jìn)行調(diào)整，方法為：實(shí)際投資額=當(dāng)年投資額×100/CPI價(jià)格指數(shù)(以1990年為100)。

2 結(jié)果與分析

2.1 研究時(shí)序糧食-耕地-人口變化

依據(jù)表1數(shù)據(jù)，可繪制安徽省1995—2013年糧食生產(chǎn)、耕地面積、人口變化趨勢(shì)(圖1)。由圖1可知，安徽省糧食產(chǎn)量由1995年的2.65×107t增加至2013年3.28×107t，人均糧食占有量由1995年442.12 kg增至473.32 kg，均呈遞增態(tài)勢(shì)；人口數(shù)量呈直線型增長(zhǎng)，從1995年的6.00×107增加至2011年的6.93×107，18 a間增加了9.26×106；耕地面積則呈減少趨勢(shì)，由1995年的4.29×106hm2減少至2013年的4.19×106hm2，人均耕地面積由1995年的0.071 5 hm2下降至2013年的0.060 4 hm2，已接近聯(lián)合國(guó)糧農(nóng)組織確定的人均0.053 hm2警戒線[26]，低于冉清紅等[28]研究的中國(guó)人均耕地最低標(biāo)準(zhǔn)值821.9 m2，人口增長(zhǎng)與耕地面積減少的矛盾突出。

表1 安徽省1995-2013年糧食產(chǎn)量及影響因素時(shí)序數(shù)據(jù)

圖1 安徽省1995-2013年糧食產(chǎn)量、耕地面積、人口變化趨勢(shì)

2.2 糧食生產(chǎn)波動(dòng)分析

將表1中安徽省1995—2013年糧食產(chǎn)量時(shí)序數(shù)據(jù)作因變量，時(shí)序數(shù)作自變量(設(shè)1995年為1，輸入SPSS 17.0進(jìn)行趨勢(shì)分析，選擇不同類型曲線進(jìn)行擬合，以二次曲線擬合最優(yōu)，其R2為0.742，F(xiàn)值為23.015，sig值為0.000，回歸結(jié)果如表2所示。

表2 模型回歸結(jié)果

由表2可得擬合方程：

Q′=4.867t2-60.883t+2792.246

(11)

式中：Q′——糧食產(chǎn)量擬合值;t——時(shí)序(1995年為1，…，2013年為19)。由式(11)可得安徽省1995—2013年糧食產(chǎn)量擬合值，依據(jù)式(1)可得安徽省1995—2013年糧食生產(chǎn)波動(dòng)狀況(圖2)。分析圖2可知，安徽省糧食生產(chǎn)2003年波動(dòng)較大，波動(dòng)指數(shù)為-19.13%，其余年份較小，均在10%區(qū)間內(nèi)，究其原因，與安徽省2003年實(shí)行不掛鉤糧食直補(bǔ)政策、退耕還林導(dǎo)致耕地面積減少及“非典”疫情有關(guān)。

圖2 安徽省1995-2013年糧食生產(chǎn)波動(dòng)狀況

2.3 耕地壓力與承載力指數(shù)分析

依據(jù)表1數(shù)據(jù)及式(2)，(3)，可得安徽省1995—2013年耕地壓力指數(shù)，依據(jù)式(4)可得耕地面積承載力指數(shù)，結(jié)果如圖3所示。

圖3 安徽省1995-2013年耕地壓力與承載力變化

分析圖3可知： ① 研究時(shí)序內(nèi)，耕地壓力與承載力指數(shù)均小于1，壓力指數(shù)均值為0.345,承載力指數(shù)均值為0.746 8，表明安徽省耕地資源稟賦能支撐糧食安全，耕地資源尚處于盈余狀態(tài)，為糧食盈余地區(qū)； ② 研究時(shí)序內(nèi)，安徽省人口數(shù)量呈遞增態(tài)勢(shì)，而耕地壓力指數(shù)則由1995年的0.345 6降至2013年的0.279 1，呈下降態(tài)勢(shì)，表明政府惠農(nóng)政策，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化投入，科技進(jìn)步在糧食生產(chǎn)中作用日漸顯現(xiàn)，耕地綜合生產(chǎn)力不斷提升。

依據(jù)承載力指數(shù)(ILCC)及式(6)，可得安徽省1995—2013年糧食盈余率 動(dòng)態(tài)變化(圖4)，由圖4可知，研究時(shí)序內(nèi)，在耕地面積整體減少態(tài)勢(shì)下，糧食盈余率除2003年外，均保持在18.21%～32.42%內(nèi)，平均盈余率達(dá)25.32%，特別是2005年以來，糧食盈余率呈持續(xù)攀升態(tài)勢(shì)，由此表明，安徽省為全國(guó)主要商品

糧基地之一，在保障國(guó)家糧食安全中具有重要地位。之所以如此，與安徽省一系列政策舉措有關(guān)，2005年以來，安徽省強(qiáng)力推進(jìn)小麥高產(chǎn)攻關(guān)、水稻產(chǎn)業(yè)提升、玉米振興三大行動(dòng)；實(shí)施穩(wěn)健的財(cái)政支持，使農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)綜合能力持續(xù)提高；惠農(nóng)政策促進(jìn)并引領(lǐng)了種糧農(nóng)民積極性；科技推廣有力保障糧食單產(chǎn)的日漸提升。

圖4 安徽省1995-2013年耕地面積與糧食盈余率變化

2.4 糧食生產(chǎn)驅(qū)動(dòng)因子分析

2.4.1 備選驅(qū)動(dòng)因子偏相關(guān)分析 將安徽省研究時(shí)序糧食作物播種面積(S1)、有效灌溉面積(S2)、勞動(dòng)力投入(L)、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資(M)、農(nóng)機(jī)總動(dòng)力(D)、化肥施用量(M)、農(nóng)膜使用量(N)、農(nóng)藥使用量(F)、農(nóng)村用電量(J)作為備選驅(qū)動(dòng)因子，將其輸入SPSS 17.0軟件作偏相關(guān)分析，結(jié)果如表3所示。

表3 安徽省1995-2013年糧食生產(chǎn)驅(qū)動(dòng)因子偏相關(guān)分析

注：*表示在0.05水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)； **表示在0.01水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)。

由表3可知，備選驅(qū)動(dòng)因子與糧食產(chǎn)量的相關(guān)系數(shù)均在0.6以上，且在0.01水平上均能通過顯著性檢驗(yàn)，表明9個(gè)備選驅(qū)動(dòng)因子與糧食生產(chǎn)具有顯著關(guān)聯(lián)性，具有統(tǒng)計(jì)分析意義，可以作為糧食生產(chǎn)影響因子。

2.4.2 驅(qū)動(dòng)因子邊際貢獻(xiàn)測(cè)度 ① 原數(shù)據(jù)對(duì)數(shù)化處理。為了消除因子間量綱關(guān)系及削弱異方差，將因變量Q及選取的9個(gè)自變量原始數(shù)據(jù)系列取自然對(duì)數(shù)化處理,處理后數(shù)據(jù)分別以ZQ，ZS1，ZS2，ZL，ZK，ZD，ZM，ZN，ZF，ZJ表示； ② 自變量間主成分分析。為了消除自變量共線性，將ZS1，ZS2，ZL，ZK，ZD，ZM，ZN，ZF，ZJ輸入SPSS 17.0軟件中，選擇降維的因子分析方法進(jìn)行主成分分析，所得解釋總方差如表4，載荷矩陣如表5。提取方法為主成分分析法。

由表4可知，對(duì)自變量ZS1，ZS2，ZL，ZK，ZD，ZM，ZN，ZF，ZJ進(jìn)行分析與篩選后，可提取2個(gè)主成分(即綜合變量)，以FAC1，F(xiàn)AC2表示，所得主成分可解釋原變量的99.032%，由表5得分系數(shù)矩陣，可得綜合變量與原變量關(guān)系式：

FAC1= -0.027ZS1+0.026ZS2-0.013ZL-1.111ZK+0.808ZD+

0.089ZM+0.355ZN+0.106ZF+0.534ZJ

(12)

FAC2= 0.029ZS1-0.016ZS2+1.891ZK-0.580ZD-

0.062ZM-0.272ZN-0.050ZF-0.275ZJ

(13)

依據(jù)方程(12)、(13)可得兩組綜合變量數(shù)據(jù)FAC1，F(xiàn)AC2，將ZQ作因變量，F(xiàn)AC1，F(xiàn)AC2作解釋變量與工具變量輸入SPSS 17.0軟件中，采用最小二乘法進(jìn)行回歸擬合，模型R2為0.733，F(xiàn)值為21.943，t檢驗(yàn)的sig值為0，小于0.01，說明模型擬合較好。結(jié)果如表6所示。

表4 主成分析解釋總方差

表5 主成分分析得分系數(shù)矩陣

表6 模型回歸結(jié)果

表6顯示模型回歸所得常數(shù)項(xiàng)、FAC1，F(xiàn)AC2模型系數(shù)t檢驗(yàn)的sig值均小于0.05，均能通過檢驗(yàn)，由此可得：

ZQ=7.938+0.033 FAC1+0.081 FAC2

(616.426) (2.488) (6.140)

(14)

式(14)下面括號(hào)內(nèi)數(shù)值為t值。將(12)、(13)式代入(14)式可得：

ZQ= 7.938+0.001 458ZS1-0.000 44ZS2-0.000 43ZL+0.116 508ZK-

0.020 32ZD-0.002 09ZM-0.010 32ZN-0.000 55ZF-0.004 65ZJ

(15)

將(15)式其轉(zhuǎn)換為指數(shù)形式可得：

(16)

式中：指數(shù)表示各投入要素產(chǎn)出彈性，表征當(dāng)S1,S2,L,K,D,M,N,F,J每變化1%時(shí)，分別引起Q的0.001 458%,-0.000 44%,-0.000 43%，0.116 508%,-0.020 32%,-0.002 09%,-0.010 32%,-0.000 55%,-0.004 65%變化，其中，糧食作物播種面積、農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資為正向影響，有效灌溉面積、勞動(dòng)力、農(nóng)機(jī)總動(dòng)力、農(nóng)藥使用量、化肥使用量、農(nóng)村用電量為負(fù)向影響，定量分析結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投入、農(nóng)機(jī)總動(dòng)力為安徽省糧食生產(chǎn)主要驅(qū)動(dòng)因子，而有效灌溉面積、勞動(dòng)力、化肥、農(nóng)膜、農(nóng)藥等農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化要素對(duì)糧食生產(chǎn)貢獻(xiàn)較小，折射出安徽傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)特征明顯，現(xiàn)代農(nóng)業(yè)較薄弱。

3 討論與結(jié)論

(1) 人均糧食產(chǎn)量由1995年442.12 kg增至2013年的473.32 kg，呈遞增態(tài)勢(shì)，糧食生產(chǎn)除2003年外，其余年份波幅較小，而人均耕地面積由1995年的0.071 5 hm2下降至2013年的0.060 4 hm2，呈下降態(tài)勢(shì)，人口增長(zhǎng)與耕地面積減少的矛盾突出。

(2) 耕地壓力與承載力指數(shù)均小于1，耕地資源稟賦處于盈余狀態(tài)，為全國(guó)商品糧盈余地區(qū)，平均盈余率達(dá)25.32%。

(3) 農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投入、糧食作物播種面積對(duì)糧食生產(chǎn)具有正向影響，農(nóng)業(yè)機(jī)械、化肥、農(nóng)藥等農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化要素對(duì)糧食生產(chǎn)貢獻(xiàn)較小，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)特征明顯，轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展方式，實(shí)現(xiàn)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變，大力提升農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平，對(duì)促進(jìn)安徽省糧食生產(chǎn)可持續(xù)發(fā)展，確保在全國(guó)糧食生產(chǎn)中優(yōu)勢(shì)地位具有重要意義。

鑒于上述研究結(jié)論，提出如下政策建議：

(1) 嚴(yán)格保護(hù)耕地，穩(wěn)定糧食作物播種面積?！笆濉蹦酥两窈蟾L(zhǎng)時(shí)間，安徽省經(jīng)濟(jì)將繼續(xù)保持高速發(fā)展態(tài)勢(shì)，城鎮(zhèn)化、工業(yè)化水平還將進(jìn)一步提升，二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與保護(hù)耕地的矛盾會(huì)進(jìn)一步加劇，為此，首先，要強(qiáng)化土地法制管理，嚴(yán)格控制農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模、速度，特別在皖江城市帶承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、振興皖北建設(shè)中，應(yīng)嚴(yán)把產(chǎn)能過剩、重復(fù)建設(shè)、“兩高一資”等違反國(guó)家產(chǎn)業(yè)政策項(xiàng)目的土地閘門，同時(shí)，制定土地用地規(guī)劃，調(diào)控土地供應(yīng)結(jié)構(gòu)、節(jié)奏和布局，量化并公示各類建設(shè)用地指標(biāo)，努力控制建設(shè)用規(guī)模，節(jié)約集約用地。其次，要依法依規(guī)建立基本農(nóng)田保護(hù)區(qū)，積極開發(fā)耕地后備資源，對(duì)工礦廢棄地進(jìn)行整理和復(fù)墾工作，確保耕地總量、糧食作物播種面積穩(wěn)定。

(2) 穩(wěn)定并擴(kuò)大農(nóng)業(yè)固定投資力度，提升糧食生產(chǎn)防災(zāi)減災(zāi)能力。安徽地處南北氣候過渡地帶，長(zhǎng)江、淮河橫貫境內(nèi)，水旱災(zāi)害頻發(fā)，為此，未來應(yīng)加大財(cái)政對(duì)農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的支持，淮北平原以大中小溝清淤疏浚、涵閘農(nóng)橋配套、機(jī)電井建設(shè)及配套為重點(diǎn)；丘陵山區(qū)和江淮分水嶺地區(qū)以中小水庫(kù)、灌溉泵站新建改建為重點(diǎn)；沿江、沿淮和沿湖圩區(qū)以圩堤和涵閘除險(xiǎn)加固、溝河清淤及泵站更新改造為重點(diǎn)，擴(kuò)大旱澇保收農(nóng)田面積，全面提升水利對(duì)糧食生產(chǎn)的保障能力。

(3) 加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，提高農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力。首先，要大力提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平。安徽省農(nóng)田分散，組織化程度低，經(jīng)營(yíng)規(guī)模小，嚴(yán)重制約了農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的提高，為此，要強(qiáng)力推進(jìn)并實(shí)施農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化工程，落實(shí)和完善農(nóng)機(jī)購(gòu)置和作業(yè)補(bǔ)貼政策，大力發(fā)展聯(lián)合收割機(jī)、拖拉機(jī)、植保機(jī)械、林業(yè)機(jī)械、漁業(yè)機(jī)械、噴微灌設(shè)施、水泵以及茶葉、筍竹加工等機(jī)械；其次，大力推廣高效有機(jī)肥、無機(jī)復(fù)合肥應(yīng)用，實(shí)施測(cè)土配方施肥技術(shù)，著力開發(fā)并推廣使用高效、低毒、低殘留環(huán)保型農(nóng)藥，增強(qiáng)化肥、農(nóng)藥對(duì)糧食生產(chǎn)的服務(wù)能力。

(4) 大力提升科技創(chuàng)新對(duì)糧食生產(chǎn)的貢獻(xiàn)率?？萍荚诩Z食生產(chǎn)中發(fā)揮著礎(chǔ)性、關(guān)鍵性作用，要通過原始創(chuàng)新增強(qiáng)科技在糧食生產(chǎn)中支撐能力，大力發(fā)展育種技術(shù)；耕地質(zhì)量調(diào)控、土壤肥力培育和平衡施肥技術(shù)；生物災(zāi)害防控技術(shù)與制劑生產(chǎn)技術(shù)；農(nóng)田污染綜合治理技術(shù)，構(gòu)建現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系，提高糧食綜合生產(chǎn)能力。

(5) 科學(xué)引導(dǎo)農(nóng)村勞動(dòng)力有序轉(zhuǎn)移。安徽具有豐富的勞動(dòng)力稟賦，一方面，要有組織、有計(jì)劃地引導(dǎo)農(nóng)村勞動(dòng)力合理有序流動(dòng)，推進(jìn)農(nóng)村富余勞動(dòng)力的跨地區(qū)轉(zhuǎn)移；另一方面，要通過政策培植，吸引更多勞動(dòng)力在承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、合蕪蚌自主創(chuàng)新綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)、皖北振興戰(zhàn)略建設(shè)中就業(yè)，實(shí)現(xiàn)富余勞動(dòng)力的有序轉(zhuǎn)移。

本研究運(yùn)用SPSS數(shù)理統(tǒng)計(jì)軟件，采用偏最小二乘回歸方法，對(duì)安徽省糧食生產(chǎn)驅(qū)動(dòng)因素進(jìn)行了測(cè)度與分析，與同類研究相比，基于主成分分析與回歸分析組合的偏最小二乘回歸方法，可有效消除驅(qū)動(dòng)因子間共線性，使分析更具科學(xué)性，從而提高了分析結(jié)果的精準(zhǔn)率，具有一定借鑒與示范作用。受資料獲取限制，本研究?jī)H考察了糧食作物播種面積等9因子對(duì)糧食生產(chǎn)驅(qū)動(dòng)影響，將技術(shù)、規(guī)制政策等作為隨機(jī)干擾因素進(jìn)行分析，存在一定的局限性，這也是筆者今后進(jìn)一步深入研究的方向。

[1] 熊偉,林而達(dá),蔣金荷,等.中國(guó)糧食生產(chǎn)的綜合影響因素分析[J].地理學(xué)報(bào),2010,65(4):397-406.

[2] 劉東,封志明,楊艷昭,等.中國(guó)糧食生產(chǎn)發(fā)展特征及土地資源承載力空間格局現(xiàn)狀[J].農(nóng)業(yè)工程學(xué)報(bào),2011,27(7):1-6.

[3] 肖麗群,吳群.基于脫鉤指數(shù)的2020年江蘇省耕地保有量目標(biāo)分析[J].資源科學(xué),2012,34(3):442-448.

[4] 楊忍,任志遠(yuǎn),徐茜,等.陜西省糧食安全時(shí)空變化及預(yù)測(cè)研究[J].中國(guó)生態(tài)農(nóng)業(yè)學(xué)報(bào),2009,17(4):770-775.

[5] 鄒健,龍花樓.改革開放以來中國(guó)耕地利用與糧食生產(chǎn)安全格局變動(dòng)研究[J].自然資源學(xué)報(bào).2009,24(8):1366-1376.

[6] 趙翠薇,濮勵(lì)杰.貴州省50年來耕地資源數(shù)量變化特征及其與糧食產(chǎn)量的關(guān)系研究[J].南京大學(xué)學(xué)報(bào):自然科學(xué)版,2005,41(1):105-112.

[7] 謝紅霞,李銳,任志遠(yuǎn),等.基于指數(shù)法的陜西省耕地和糧食時(shí)空變化分析[J].資源科學(xué),2007,29(3):171-176.

[8] 李玉平.河南省糧食生產(chǎn)與耕地變化的分析及預(yù)測(cè)[J].地域研究與開發(fā),2007,26(3):95-98,103.

[9] 李玉平,蔡運(yùn)龍.區(qū)域耕地—人口—糧食系統(tǒng)動(dòng)態(tài)分析與耕地壓力預(yù)測(cè):以河北省邢臺(tái)市為例[J].北京大學(xué)學(xué)報(bào):自然科學(xué)版,2007,43(2):230-234.

[10] 李玉平,蔡運(yùn)龍.浙江省耕地變化與糧食安全的分析及預(yù)測(cè)[J].長(zhǎng)江流域資源與環(huán)境,2007,16(4):466-470.

[11] 敖登，高娃.內(nèi)蒙古耕地資源變化過程與糧食生產(chǎn)安全問題研究[J].中國(guó)生態(tài)農(nóng)業(yè)學(xué)報(bào),2008,16(4):1000-1004.

[12] 郭淑敏,馬帥,陳印軍.我國(guó)糧食主產(chǎn)區(qū)糧食生產(chǎn)影響因素研究[J].農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究,2007,28(1):83-87.

[13] 熊健.安徽省糧食生產(chǎn)主要影響因素灰色關(guān)聯(lián)分析[J].農(nóng)業(yè)系統(tǒng)科學(xué)與綜合研究,1997,13(3):210-212.

[14] 梁子謙,李小軍.影響中國(guó)糧食生產(chǎn)的因子分析[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題,2006(11):19-22.

[15] 陳秀端.陜西省糧食安全區(qū)域差異及驅(qū)動(dòng)因素分析[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境,2007,21(8):116-120.

[16] 范建剛,謝斌.西北五省區(qū)糧食生產(chǎn)灰色關(guān)聯(lián)比較分析[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境,2007,21(8):121-125.

[17] 劉定惠,朱超洪.安徽省糧食生產(chǎn)變化特征及其影響因素分析[J].安徽農(nóng)學(xué)通報(bào),2009,15(5):30-32,41.

[18] 何春花.河南省糧食生產(chǎn)影響因素的量化分析與對(duì)策[D].鄭州:河南農(nóng)業(yè)大學(xué),2009.

[19] 楊忍,任志遠(yuǎn).貴州省糧食安全與耕地壓力時(shí)空動(dòng)態(tài)變化及驅(qū)動(dòng)因素分析[J].農(nóng)業(yè)系統(tǒng)科學(xué)與綜合研究,2009,25(2):159-162.

[20] 劉麗輝,羅鋒.我國(guó)糧食綜合生產(chǎn)能力影響因素實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)問題,2010(10):48-53.

[21] 黨夏寧,吳丹晨.陜西省糧食生產(chǎn)能力及影響因子分析[J].西安財(cái)經(jīng)學(xué)院學(xué)報(bào),2011,24(6):54-58.

[22] 范東君.糧食產(chǎn)量影響因素的實(shí)證分析與貢獻(xiàn)率測(cè)算[J].湖南工業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào),2011,25(5):55-61.

[23] 何霞,夏建國(guó),龔一鴻,等.灰色關(guān)聯(lián)分析在糧食產(chǎn)量影響因素分析中的應(yīng)用:以川東地區(qū)為例[J].中國(guó)農(nóng)學(xué)通報(bào),2012,28(9):150-153.

[24] 陳祺琪,李君,梁保松.河南省糧食單產(chǎn)影響因素分析及變化趨勢(shì)預(yù)測(cè)[J].河南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào),2012,46(2):219-222,236.

[25] 安徽省統(tǒng)計(jì)局.安徽統(tǒng)計(jì)年鑒(1996-2012)[M].北京:中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社,1996-2012.

[26] 封志明,楊艷昭,張晶.中國(guó)基于人糧關(guān)系的土地資源承載力研究:從分縣到全國(guó)[J].自然資源學(xué)報(bào),2008,23(5):865-875.

[27] 唐華俊,李哲敏.基于中國(guó)居民平衡膳食模式的人均糧食需求量研究[J].中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué)2012,45(11):2315-2327.

[28] 冉清紅,岳云華,謝德體,等.中國(guó)耕地警戒值的測(cè)算與討論[J].資源科學(xué),2007,29(3):158-164.

Change Characteristics and Driving Factors of Food Production and Cropland Pressure in Anhui Province During 1995-2013

CHEN Suping1, ZHANG Leqin2

(1.CollegeofCommercial,ChizhouUniversity,Chizhou,Anhui247000,China;2.CollegeofNaturalResourcesandEnvironment,ChizhouUniversity,Chizhou,Anhui247000,China)

[Objective] Dynamic changes and driving factors of between food security and cropland pressure of Anhui Province were explored to provide a decision-making reference for management in making food security policy. [Methods] The cropland pressure index model, C-D production model and the partial least squares regression method were used for comprehensive analysis on dynamic characteristics and the driving factors of food production and cropland pressure in Anhui Province from 1995 to 2013. [Results] (1) The contradiction was prominent between population growth and the reduction of cropland area. The population increased from 60 million in 1995 to 69.29 million in 2013, showing a linear growth trend; while cropland area reduced from 4.29×106hm2in 1995 to 4.19×106hm2in 2013, showing a downward trend. (2) Mean pressure index and bearing capacity index were 0.345 and 0.747 respectively. The cropland resource endowment was still in a surplus state, and Anhui Province was the national commodity grain surplus region with an average surplus rate of 25.32%. (3) Grain crop sowing area and agricultural investment in fixed assets had positive impacts on food production with marginal elasticity coefficient 0.001 458 and 0.116 508 respectively. Effective irrigation area, total power of agricultural machinery, fertilizer use, pesticide use and rural electricity consumption had weak negative impacts. [Conclusion] The enhancement of financial support, the acceleration of agricultural modernization process and the increase of contribution rate of science and technology to food production are important ways to safeguard the sustainable development of food production in Anhui Province.

food production; cropland pressure model; C-D production model; driving factors; Anhui Province

2016-09-18

2016-10-18

安徽省科技廳軟科學(xué)課題“安徽省技術(shù)進(jìn)步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)用水變化驅(qū)動(dòng)效應(yīng)時(shí)空差異及響應(yīng)對(duì)策研究”( 1607a0202061)

陳素平(1962—),女(漢族),安徽省黃山市人,學(xué)士，副教授,主要從事農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展研究研究。E-mail:736979007@qq.com。

A

1000-288X(2017)03-0167-07

F301.2