河北省糧食產(chǎn)量變動(dòng)及因素分解研究

郝瑞彬，尹力軍，張新鋒

（唐山師范學(xué)院 資源管理系，河北 唐山 063000）

區(qū)域資源與經(jīng)濟(jì)研究

河北省糧食產(chǎn)量變動(dòng)及因素分解研究

郝瑞彬，尹力軍，張新鋒

（唐山師范學(xué)院 資源管理系，河北 唐山 063000）

為了揭示河北省1978-2013年糧食產(chǎn)量變動(dòng)的時(shí)序特征及其貢獻(xiàn)因素，基于改進(jìn)的拉氏因素分解方法，建立糧食產(chǎn)量變動(dòng)的因素分解模型，定量分析了各因素對(duì)糧食產(chǎn)量變動(dòng)的影響方向和份額。結(jié)果表明：（1）研究期河北省糧食產(chǎn)量總體呈上升趨勢(shì)，但在1998-2003年間出現(xiàn)了明顯的生產(chǎn)滑坡；（2）從1978-2013年各分解因素的效應(yīng)看，糧食結(jié)構(gòu)、作物單產(chǎn)、復(fù)種指數(shù)的變化對(duì)糧食增產(chǎn)起促進(jìn)作用，作用強(qiáng)度由大到小，而耕地面積效應(yīng)和糧作比例效應(yīng)則起負(fù)面作用；（3）在研究期糧食產(chǎn)量變化的3個(gè)不同階段其主導(dǎo)因素不同。最后，對(duì)糧食產(chǎn)量變化因素分解模型的意義、河北省糧食增產(chǎn)重點(diǎn)進(jìn)行了初步討論。

糧食產(chǎn)量；因素分解；RLI法；河北省

20世紀(jì)90年代以來(lái)，糧食安全一直是備受關(guān)注的全球性問(wèn)題。對(duì)中國(guó)而言，在農(nóng)業(yè)資源短缺，開(kāi)發(fā)過(guò)度、污染加重的資源環(huán)境硬約束下，糧食安全的核心就是確保有效供給。2015年《中央一號(hào)文件》明確提出要“不斷增強(qiáng)糧食生產(chǎn)能力”。這需要各地區(qū)因地制宜，探尋糧食生產(chǎn)變動(dòng)的主導(dǎo)因素，進(jìn)而有針對(duì)性地實(shí)施糧食增產(chǎn)策略。

糧食產(chǎn)量變動(dòng)的貢獻(xiàn)因素研究一直是糧食安全領(lǐng)域的熱點(diǎn)，具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。由于不同區(qū)域光、熱、水、土等資源稟賦及其組合狀況不同，形成了區(qū)域間差異明顯的糧食生產(chǎn)格局和變化特征［1］。因此，相關(guān)研究通常選取特定區(qū)域，采用面板數(shù)據(jù)或長(zhǎng)時(shí)間序列數(shù)據(jù)，利用灰色關(guān)聯(lián)分析［2］、回歸分析［3］、C-D函數(shù)［4］、主成分分析［5］等，建立數(shù)學(xué)模型，進(jìn)行主導(dǎo)因子研究。不同的分析方法各有其適用條件和解釋能力，可以從不同側(cè)面加深糧食產(chǎn)量變動(dòng)與各影響因素間關(guān)系的理解。但是，以上方法通常對(duì)數(shù)據(jù)的連續(xù)性和概率分布規(guī)律有特定的要求，而國(guó)內(nèi)的農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)卻相對(duì)有限，連續(xù)性較差，很多都不具有典型的概率分布規(guī)律，致使模型解釋能力降低；此外，以上方法通常只能確定各因素對(duì)糧食產(chǎn)量變動(dòng)的影響的主次，而無(wú)法確定具體的影響份額。因素分解方法作為研究事物變化特征及其機(jī)理的一種分析技術(shù)，可以通過(guò)數(shù)學(xué)恒等式的變形和運(yùn)算，將事物的變化分解成若干關(guān)鍵因素變化的效應(yīng)之和，進(jìn)而定量分離各因素對(duì)事物變化的貢獻(xiàn)。相對(duì)而言，因素分解不受數(shù)據(jù)量及其概率分布規(guī)律的限制，且關(guān)鍵因素確定后，研究結(jié)果在不同的時(shí)空條件下都具有可比性。

目前，因素分解方法已經(jīng)在能源和環(huán)境領(lǐng)域得到廣泛應(yīng)用，其中最常用的是改進(jìn)的拉氏因素分解法（RLI，Refined Laspeyres index method）和對(duì)數(shù)平均迪氏分解法（LMDI，Log mean Divisia index method），兩種方法都可以實(shí)現(xiàn)完全分解，不存在殘差“剩余”［6-8］，但兩種方法各有其適用條件和限制因素［9］。

在國(guó)內(nèi)，有文獻(xiàn)曾利用因素分解方法將區(qū)域糧食總產(chǎn)量的變化分解為耕地面積、復(fù)種指數(shù)、糧作比例和糧食單產(chǎn)（加權(quán)平均單產(chǎn)）4個(gè)因素變化的效應(yīng)之和［1，10-11］，而深入的分析發(fā)現(xiàn)，糧食加權(quán)平均單產(chǎn)的變化源于兩個(gè)方面，或者是各作物自身單產(chǎn)水平發(fā)生變化、或者是各作物間種植比例發(fā)生改變［12］，由于不同作物之間單產(chǎn)水平存在較大差異，通過(guò)調(diào)整糧食種植結(jié)構(gòu)，可以在各作物自身單產(chǎn)水平不變、甚至降低的條件下導(dǎo)致糧食總的加權(quán)平均單產(chǎn)的上升，本文分別稱之為糧食產(chǎn)量變動(dòng)的作物生產(chǎn)力效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)。

據(jù)此，從理論上可以將一個(gè)區(qū)域糧食產(chǎn)量的變動(dòng)分解為耕地面積、復(fù)種指數(shù)、糧作比例、作物單產(chǎn)和糧食結(jié)構(gòu)5個(gè)因素變化的效應(yīng)。但是，由于分解技術(shù)適用性的限制，尚未有將上述5個(gè)因素納入統(tǒng)一的因素分解模型，對(duì)區(qū)域糧食產(chǎn)量變動(dòng)進(jìn)行分解分析的報(bào)道。

河北省是全國(guó)13個(gè)糧食主產(chǎn)省區(qū)之一，在全國(guó)糧食生產(chǎn)格局中占有重要地位。鑒于此，本文嘗試以河北省為例，構(gòu)建包含以上5個(gè)因素的糧食產(chǎn)量模型，采用RLI方法定量分解各因素對(duì)糧食產(chǎn)量變動(dòng)的影響，以期為其他區(qū)域的相關(guān)研究和河北省糧食生產(chǎn)政策調(diào)整提供參考借鑒。

1　研究方法和數(shù)據(jù)來(lái)源

1.1RLI因素分解理論

研究中用到的是Sun提出的，在能源、環(huán)境領(lǐng)域應(yīng)用廣泛的RLI模型［13］。以2因素系統(tǒng)為例，模型推導(dǎo)過(guò)程如下，假設(shè)2因素系統(tǒng)

系統(tǒng)v在時(shí)期t=0到t的變化為

其中，y0Δx和x0Δy分別為因素x和因素y的變化對(duì)Δv的影響，Δx Δ y為殘差，即分解過(guò)程中的所謂“剩余”部分。Sun針對(duì)這一問(wèn)題提出“聯(lián)合創(chuàng)造和平均分配”原理（jointly created and equally distributed）［9］，消除了殘差的影響，解決了模型分解中的“剩余”問(wèn)題。由此，系統(tǒng)v=x· y變化的完全分解模型可以表示為

其中xeff、yeff分別為因素x和y的變化對(duì)Δv的貢獻(xiàn)。

1.2糧食產(chǎn)量變動(dòng)因素分解模型

區(qū)域糧食總產(chǎn)量是區(qū)域內(nèi)糧食作物播種面積與加權(quán)平均單產(chǎn)的乘積，即

由于，

所以，

又因?yàn)閜為區(qū)域糧食總產(chǎn)量與區(qū)域糧食作物總播種面積的比值，而區(qū)域糧食總產(chǎn)量也等于區(qū)域內(nèi)各糧食作物單產(chǎn)與相應(yīng)作物播種面積乘積之和，所以p可表示為各糧食作物單產(chǎn)的加權(quán)平均值，權(quán)重就是相應(yīng)作物的種植份額，即其中pi為糧食作物i的單產(chǎn)，ci為糧食作物i的種植份額。同理，區(qū)域糧食加權(quán)平均單產(chǎn)變化的完全分解模型可表示為

其中peff、ceff分別為∑Δpi和∑Δci對(duì)的貢獻(xiàn)。

其中peff-i、ceff-i分別為Δpi和Δci對(duì)的貢獻(xiàn)。

由此，根據(jù)上文推導(dǎo)可得糧食總產(chǎn)量

結(jié)合各因素間的數(shù)量關(guān)系

和ΔG、ΔLL、ΔLN、的完全分解模型，通過(guò)折算可以得到耕地面積、復(fù)種指數(shù)、糧作比例、各糧食作物單產(chǎn)和糧食作物結(jié)構(gòu)5個(gè)因素變化的糧食產(chǎn)量效應(yīng)。

1.3數(shù)據(jù)來(lái)源

研究中所用數(shù)據(jù)均取自相應(yīng)年份《河北省經(jīng)濟(jì)年鑒》（1978～2013）。

2　結(jié)果與分析

2.1河北省糧食生產(chǎn)變化的時(shí)序特征

1978-2013年歷年糧食產(chǎn)量數(shù)據(jù)及其3年移動(dòng)平均曲線（圖1），表明改革開(kāi)放以來(lái)，河北省糧食生產(chǎn)總體呈N型變化特征。以糧食產(chǎn)量變動(dòng)N型曲線達(dá)到相對(duì)高、低位點(diǎn)的1998年和2003年為界，可將研究期糧食產(chǎn)量變化過(guò)程分為3個(gè)階段。

圖1　1978～2013年河北省糧食生產(chǎn)變化情況

第一階段（1978～1998），持續(xù)增長(zhǎng)階段。這一階段，糧食總產(chǎn)量由1 687.66萬(wàn)噸，增加到2 781.79萬(wàn)噸，年均增產(chǎn)糧食56.09萬(wàn)噸。這一階段，主要是由于家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的實(shí)施，調(diào)動(dòng)了廣大農(nóng)民生產(chǎn)糧食的積極性，在糧食播種面積波動(dòng)下降的背景下，加權(quán)平均單產(chǎn)的持續(xù)增加帶動(dòng)了糧食總產(chǎn)量的持續(xù)上升。

第二階段（1998～2003），糧食產(chǎn)量連續(xù)下滑階段。這一階段，受糧食種植效益下降和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的共同驅(qū)動(dòng)，糧食播種面積和加權(quán)平均單產(chǎn)同時(shí)下降，加上期間相對(duì)較為嚴(yán)重的水、旱災(zāi)害，致使糧食總產(chǎn)量由1998年的2 809.36萬(wàn)噸，持續(xù)減少到2003年的2 387.82萬(wàn)噸，年均減產(chǎn)糧食84.31萬(wàn)噸，出現(xiàn)了改革開(kāi)以來(lái)河北省糧食生產(chǎn)最為嚴(yán)重的大滑坡。

第三階段（2003～2013），糧食產(chǎn)量快速增長(zhǎng)階段。2004年以來(lái)，由于國(guó)家一系列惠農(nóng)政策的實(shí)施，農(nóng)民種糧積極性高漲，糧食播種面積和加權(quán)平均單產(chǎn)同時(shí)快速提升，糧食產(chǎn)量連續(xù)10年增長(zhǎng)到2013年的3 365.00萬(wàn)噸，年均增產(chǎn)糧食97.72萬(wàn)噸，實(shí)現(xiàn)了河北省糧食生產(chǎn)的十連增。

2.2河北省糧食產(chǎn)量變動(dòng)因素分解效應(yīng)的時(shí)序特征

依據(jù)上文糧食產(chǎn)量變動(dòng)RLI分解模型，對(duì)河北省糧食產(chǎn)量變動(dòng)進(jìn)行分解計(jì)算，結(jié)果如表1所示。

表1　河北省糧食產(chǎn)量變動(dòng)因素分解效應(yīng)（單位：萬(wàn)噸）

從研究期整體上看，2013年河北省糧食總產(chǎn)量3 365.00萬(wàn)噸，相對(duì)于1978年的1 687.66萬(wàn)噸，增加了1 677.34萬(wàn)噸。糧食產(chǎn)量變動(dòng)的5個(gè)分解因素中有3個(gè)因素對(duì)糧食增產(chǎn)起促進(jìn)作用，作用強(qiáng)度由大到小分別為糧食結(jié)構(gòu)效應(yīng)、作物生產(chǎn)力效應(yīng)和復(fù)種指數(shù)效應(yīng)，研究期3個(gè)因素的合計(jì)糧食增產(chǎn)效應(yīng)達(dá)2 305.75萬(wàn)噸；而同期耕地面積效應(yīng)和糧作比例效應(yīng)均為負(fù)值，合計(jì)減產(chǎn)糧食628.41萬(wàn)噸，在一定程度上沖抵了其他3個(gè)因素的增產(chǎn)效應(yīng)。

2.2.1耕地面積效應(yīng)

改革開(kāi)放以來(lái)，河北省城鎮(zhèn)化和工業(yè)化進(jìn)程穩(wěn)步推進(jìn)，耕地非農(nóng)化趨勢(shì)日趨嚴(yán)重，由此帶來(lái)明顯的糧食減產(chǎn)，其中1998-2003年期間，由于國(guó)家退耕還林政策的實(shí)施，耕地大面積減少，由此導(dǎo)致的糧食減產(chǎn)占整個(gè)研究期耕地面積效應(yīng)的65.58％。近期，隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式由粗放型向集約型逐漸轉(zhuǎn)變，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)耕地資源的占用強(qiáng)度降低；且2004年之后，國(guó)家實(shí)行了占用耕地補(bǔ)償制度，在一定程度上遏制住了耕地快速減少的趨勢(shì)，耕地減少的糧食減產(chǎn)效應(yīng)變小。但是，由于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)土地（耕地）資源存在剛性需求，未來(lái)耕地面積還將進(jìn)一步緩慢減少，由此導(dǎo)致的糧食減產(chǎn)效應(yīng)也將延續(xù)一段時(shí)間。

2.2.2糧食結(jié)構(gòu)效應(yīng)

1978-2013年，河北省糧食作物中單產(chǎn)相對(duì)較高的玉米種植比例持續(xù)增加，由28.13％提高到49.22％，而同期相對(duì)低產(chǎn)的其他、薯類(lèi)和大豆的種植比例持續(xù)降低，由23.65％、7.65％和3.27％降低到5.58％、4.21％ 和1.97％，通過(guò)這種高產(chǎn)作物對(duì)低產(chǎn)作物的種植替代，合計(jì)增產(chǎn)糧食1 121.91萬(wàn)噸，占同期河北省增產(chǎn)糧食總量的66.89％。

玉米播種面積持續(xù)增加的主要原因在于其相對(duì)凈收益的逐年升高，由于玉米和其他糧食作物之間存在著直接的爭(zhēng)地關(guān)系，玉米相對(duì)凈收益的上漲必然會(huì)引導(dǎo)農(nóng)民擴(kuò)大玉米、減少其他糧食作物的播種面積。而玉米與薯類(lèi)、大豆等作物之間較大的單產(chǎn)差異必然帶來(lái)糧食總產(chǎn)量的提升。未來(lái)變化趨勢(shì)如何，取決于各糧食作物相對(duì)凈收益的變化方向，并與國(guó)家糧食政策走向、國(guó)際市場(chǎng)糧食價(jià)格、區(qū)域水土資源匹配狀況等有密切關(guān)系。朱晶等的研究顯示［12］，短期內(nèi)通過(guò)糧食結(jié)構(gòu)調(diào)整實(shí)現(xiàn)增產(chǎn)還有一定的空間；但從較長(zhǎng)的時(shí)間尺度看，隨著糧食結(jié)構(gòu)調(diào)整的日益深化，未來(lái)進(jìn)一步通過(guò)種植結(jié)構(gòu)調(diào)整增產(chǎn)糧食將會(huì)面臨一定的挑戰(zhàn)。

2.2.3糧作比例效應(yīng)

影響糧作比例變化的關(guān)鍵因素是糧食作物與經(jīng)濟(jì)作物的比價(jià)，以及由此導(dǎo)致的比較經(jīng)濟(jì)效益差異。1978～2003年，由于糧食價(jià)格相對(duì)于經(jīng)濟(jì)作物的價(jià)格一直偏低，相對(duì)較低的種糧收益導(dǎo)致河北省糧作比例總體呈下降趨勢(shì)，由1978年的0.85下降到1998的0.77、2003年的0.69，糧作比例降低的糧食減產(chǎn)效應(yīng)呈增大趨勢(shì)；2004年以來(lái)，中國(guó)全面推進(jìn)糧食市場(chǎng)化改革，四大補(bǔ)貼，即種糧直補(bǔ)、良種補(bǔ)貼、農(nóng)機(jī)具購(gòu)置補(bǔ)貼和農(nóng)資綜合直補(bǔ)的實(shí)行降低了農(nóng)民的種糧成本；與此同時(shí)，在政府最低收購(gòu)價(jià)格政策作用下，糧食價(jià)格一直呈穩(wěn)定上漲的態(tài)勢(shì)。成本下降、糧價(jià)上漲使得農(nóng)民的種糧收益不斷增加，有力的提高了農(nóng)民種糧積極性，糧作比例明顯提高，由2003年的0.69提高到2013年的0.72，糧作比例效應(yīng)也由原來(lái)的減產(chǎn)轉(zhuǎn)為增產(chǎn)作用。

在政府相關(guān)政策保持穩(wěn)定的情況下，糧作比例效應(yīng)的增產(chǎn)趨勢(shì)主要取決于其進(jìn)一步調(diào)整的空間，由于2004～2013年河北省糧作比例平均為0.71，已經(jīng)高于全國(guó)同期平均水平的0.68；此外，區(qū)域內(nèi)人口對(duì)經(jīng)濟(jì)作物（如蔬菜、瓜果等）又存在剛性需求，滿足需求需要占用一定比例的耕地，因此，從理論上講，未來(lái)進(jìn)一步提升糧作比例進(jìn)而增產(chǎn)糧食的空間將會(huì)越來(lái)越小。

2.2.4復(fù)種指數(shù)效應(yīng)

1978年，河北省復(fù)種指數(shù)為140.39，2013年提高至149.27，復(fù)種指數(shù)提高的糧食增產(chǎn)效應(yīng)為202.48萬(wàn)噸，占同期河北省增產(chǎn)糧食總量的12.07％。復(fù)種指數(shù)受區(qū)域光、熱、水、土資源組合狀況的制約，反映農(nóng)業(yè)生產(chǎn)在時(shí)間尺度上利用資源的程度，改革開(kāi)放以來(lái)，隨著農(nóng)業(yè)科技水平的提高，河北省農(nóng)業(yè)資源在時(shí)間上的利用程度穩(wěn)步上升，復(fù)種指數(shù)提高的糧食增產(chǎn)效應(yīng)有增加的趨勢(shì)。范錦龍等的研究顯示［14］，河北省理論上的復(fù)種指數(shù)潛力為183.5，對(duì)比研究期內(nèi)河北省復(fù)種指數(shù)現(xiàn)狀，尚有較大的提升空間。因此，未來(lái)以農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步為支撐，綜合利用光、熱、水、土資源，通過(guò)提高復(fù)種指數(shù)增產(chǎn)糧食還有較大的潛力。

2.2.5作物生產(chǎn)力效應(yīng)

1978年以來(lái)，河北省糧食作物加權(quán)平均單產(chǎn)及玉米、小麥、水稻、大豆等糧食作物各自單產(chǎn)均有不同程度提高。2013年相對(duì)于1978年糧食產(chǎn)量提高1 677.34萬(wàn)噸，其中作物單產(chǎn)提高的增產(chǎn)效應(yīng)達(dá)到981.36萬(wàn)噸。表明研究期河北省糧食增產(chǎn)主要取決于各作物自身單產(chǎn)的提高，穩(wěn)定并進(jìn)一步提高各作物自身單產(chǎn)應(yīng)是河北省未來(lái)糧食生產(chǎn)發(fā)展的重點(diǎn)之一。

3　結(jié)論與討論

3.1主要結(jié)論

（1）研究期河北省糧食產(chǎn)量總體呈上升趨勢(shì)，由1978年的1 687.66萬(wàn)噸，增加到2013年的3 365.00萬(wàn)噸；但是在1999-2003年出現(xiàn)了明顯的滑坡。

（2）研究期內(nèi)糧食結(jié)構(gòu)效應(yīng)、作物單產(chǎn)效應(yīng)和復(fù)種指數(shù)效應(yīng)對(duì)糧食增產(chǎn)起促進(jìn)作用，3個(gè)因素的合計(jì)糧食增產(chǎn)效應(yīng)達(dá)2 305.75萬(wàn)噸；而同期耕地面積效應(yīng)和糧作比例效應(yīng)均為負(fù)值，合計(jì)減產(chǎn)糧食628.41萬(wàn)噸，在一定程度上沖抵了其他3個(gè)因素的增產(chǎn)效應(yīng)。

（3）研究期糧食產(chǎn)量變化的不同特征階段主導(dǎo)因素不同。1978-1998年糧食增產(chǎn)的決定因素為糧食結(jié)構(gòu)效應(yīng)和作物單產(chǎn)效應(yīng)；1998-2003年糧食減產(chǎn)的主導(dǎo)因素為耕地面積效應(yīng)和糧作比例效應(yīng)；2003-2013年糧食增產(chǎn)的主導(dǎo)因素為糧食結(jié)構(gòu)效應(yīng)、作物單產(chǎn)效應(yīng)和糧作比例效應(yīng)。

3.2討論

3.2.1關(guān)于糧食產(chǎn)量變動(dòng)因素分解方法

本研究顯示，利用RLI模型可以實(shí)現(xiàn)糧食產(chǎn)量變動(dòng)的5個(gè)影響因素的完全分解，且方法本身不受數(shù)據(jù)量及其概率分布規(guī)律的限制，使不同區(qū)域同一時(shí)間、同一區(qū)域不同時(shí)間糧食產(chǎn)量變動(dòng)影響因素研究的結(jié)果具有可比性，從而為不同區(qū)域逐年糧食產(chǎn)量變動(dòng)成因的定量監(jiān)測(cè)和對(duì)比提供了理論和方法基礎(chǔ)。

定量分解糧食加權(quán)平均單產(chǎn)變動(dòng)的生產(chǎn)力效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)，可以厘清加權(quán)平均單產(chǎn)變動(dòng)的兩個(gè)直接動(dòng)力來(lái)源，除了能為糧食生產(chǎn)決策提理論支撐外，對(duì)其他與單產(chǎn)有關(guān)的研究也具有一定的理論意義。如，在耕地集約利用評(píng)價(jià)、投入-產(chǎn)出分析等研究中，加權(quán)平均單產(chǎn)通常被用來(lái)評(píng)價(jià)耕地的產(chǎn)出水平，當(dāng)單位耕地上的投入發(fā)生改變時(shí)，產(chǎn)出（單產(chǎn)）通常也會(huì)發(fā)生變化，要準(zhǔn)確評(píng)估單位投入變化量的產(chǎn)出變化量，需要將種植結(jié)構(gòu)變化導(dǎo)致的產(chǎn)出變化，即結(jié)構(gòu)效應(yīng)去除，否則，籠統(tǒng)地使用加權(quán)平均單產(chǎn)進(jìn)行測(cè)算必然會(huì)導(dǎo)致結(jié)果出現(xiàn)偏差。

3.2.2關(guān)于河北省未來(lái)糧食增產(chǎn)重點(diǎn)

糧食產(chǎn)量變動(dòng)因素分解結(jié)果顯示，河北省未來(lái)糧食增產(chǎn)的重點(diǎn)應(yīng)放在加權(quán)平均單產(chǎn)的提高上。一方面要通過(guò)農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步和農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)實(shí)現(xiàn)各糧食作物自身單產(chǎn)的穩(wěn)定和提高；另一方面，要進(jìn)一步挖掘相對(duì)高、低產(chǎn)作物間的單產(chǎn)差，通過(guò)糧食種植結(jié)構(gòu)調(diào)整實(shí)現(xiàn)加權(quán)平均單產(chǎn)的提高，進(jìn)而增產(chǎn)糧食。當(dāng)然，在通過(guò)糧食結(jié)構(gòu)調(diào)整實(shí)現(xiàn)糧食總量增產(chǎn)的同時(shí)，也可能導(dǎo)致糧食生產(chǎn)結(jié)構(gòu)與消費(fèi)結(jié)構(gòu)出現(xiàn)失衡，需要引起足夠重視并進(jìn)行充分評(píng)估。

此外，隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的繼續(xù)推進(jìn)，耕地面積還將繼續(xù)減少，因此，河北省應(yīng)該在穩(wěn)定糧作比例的基礎(chǔ)上，以農(nóng)業(yè)科技為支撐，通過(guò)綜合利用光、熱、水、土資源提高區(qū)域復(fù)種指數(shù)，進(jìn)而增加糧食播種面積，實(shí)現(xiàn)糧食增產(chǎn)。

［1］劉玉，潘瑜春，任旭紅，等.基于LMDI的糧食生產(chǎn)因素分解模型及實(shí)證分析——以河南省為例［J］.北京大學(xué)學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版），2014，50（5）：887-894.

［2］劉曉敏，王慧軍.自然災(zāi)害對(duì)河北省糧食產(chǎn)量影響的實(shí)證分析［J］.災(zāi)害學(xué)，2014，29（1）：115-119.

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［4］楊麗霞.基于C-D函數(shù)和嶺回歸的糧食生產(chǎn)影響因素分析以浙江省為例［J］.地域研究與開(kāi)發(fā)，2013，32（1）：147-151.

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［7］史紅亮，陳凱.我國(guó)鋼鐵業(yè)能源消耗強(qiáng)度變動(dòng)及因素分析-基于分解模型的實(shí)證分析［J］.軟科學(xué)，2012，26（1）：36-41.

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（責(zé)任編輯、校對(duì)：王淑娟）

Study on Change of Grain Yield and Factors Decomposition in Hebei Province

HAO Rui-bin，YIN Li-jun，ZHANG Xin-feng
（Department of Resource Management，Tangshan Normal University，Tangshan 063000，China）

In order to reveal the characteristics of temporal and spatial variation of grain yield and its determinants in Hebei Province during 1978-2013，factor decomposition model for grain yield change was created based on RLI method，the influence of various factors on the changes of grain yield were analyzed quantitatively.Analysis results were as follows：（1） The grain yield of Hebei province showed a rising trend，but there was a significant production decline from 1998 to 2003；（2） From the view of effect of factor decomposition in 1978-2013，the effect of grain structure，the grain yield per hectare，multiple cropping index were positive and their effect strength descending，but the effect of arable land and grain farming index was negative；（3） The dominant factors were different at three stages of grain yield change.In the end，there was a discuss aiming to the significance of factors decomposition model and the focus of Grain increase yield in Hebei province.

grain yield；factor decomposition；refined laspeyres index method；Hebei province

F301.21

A

1009-9115（2016）05-0148-05

10.3969/j.issn.1009-9115.2016.05.045

河北省社科基金項(xiàng)目（HB15YJ013）

2016-03-09

郝瑞彬（1975-），男，河北承德人，碩士，副教授，研究方向?yàn)閰^(qū)域農(nóng)業(yè)發(fā)展、糧食安全。