長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量時空變化及驅(qū)動因素分析

李禮連+張利國

[摘 要]本文運用變異系數(shù)、加權(quán)離差系數(shù)和GIS空間技術(shù)，分析2000—2014年長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量時空變化，并采用固定效應(yīng)模型探究長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量驅(qū)動因素。結(jié)果表明：長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量先持續(xù)下跌后波動增長，糧食產(chǎn)量波動趨于穩(wěn)定，主產(chǎn)省糧食產(chǎn)量增長顯著。糧食播種面積、化肥施用量、糧食單產(chǎn)、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資和農(nóng)業(yè)稅減免政策對糧食產(chǎn)量具有顯著正向影響，而人均GDP對糧食產(chǎn)量則具有顯著負向影響。

[關(guān)鍵詞]長江經(jīng)濟帶；糧食產(chǎn)量；時空變化；驅(qū)動因素；固定效應(yīng)模型

一、引言

糧食是維持人類生存和發(fā)展的基本生活必需品，具有經(jīng)濟和政治雙重屬性。糧食安全問題是關(guān)系到國計民生的重大戰(zhàn)略問題。一直以來，黨中央、國務(wù)院都將保障糧食安全擺在重要戰(zhàn)略地位。2014年，國務(wù)院發(fā)布《關(guān)于依托黃金水道推動長江經(jīng)濟帶發(fā)展的意見》，發(fā)展長江經(jīng)濟帶與實施“一帶一路”“京津冀協(xié)同發(fā)展”一起成為國家推動區(qū)域發(fā)展的三大戰(zhàn)略。長江經(jīng)濟帶包括上海、江蘇、浙江、安徽、江西、湖北、湖南、重慶、四川、云南、貴州11個?。ㄊ校?，面積約205萬km2，占國土面積的21%，輻射中國45%的GDP地區(qū)，擁有良好的經(jīng)濟條件和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件。進入21世紀以來，長江經(jīng)濟帶糧食播種面積穩(wěn)定在4200萬hm2上下，占全國糧食播種面積的比重維持在38%—40%之間；糧食產(chǎn)量穩(wěn)定在2億噸左右，占全國糧食產(chǎn)量的比重維持在37%—45%之間，在中國糧食生產(chǎn)格局中舉足輕重，對確保中國糧食安全發(fā)揮了重要作用。因此，深入分析長江經(jīng)濟帶糧食生產(chǎn)變化特征及驅(qū)動因素，提升長江經(jīng)濟帶糧食生產(chǎn)能力，對保障中國糧食安全和社會經(jīng)濟快速發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

圍繞糧食產(chǎn)量驅(qū)動因素，國內(nèi)外學(xué)者從不同角度、采取不同方法進行了探究。有學(xué)者認為，糧食產(chǎn)量受到勞動力、耕地、化肥、農(nóng)藥、農(nóng)業(yè)機械和農(nóng)膜等要素投入的影響，增加要素投入有利于提高糧食產(chǎn)量①。也有學(xué)者認為，農(nóng)業(yè)政策是糧食生產(chǎn)重要的政治環(huán)境，政府出臺扶持農(nóng)業(yè)發(fā)展的政策措施，可充分調(diào)動農(nóng)民的種糧積極性，從而增加糧食產(chǎn)量②。還有學(xué)者從糧食受災(zāi)率、有效灌溉率、糧食價格等方面探討了糧食產(chǎn)量驅(qū)動因素①。以上研究為本文進一步分析糧食產(chǎn)量變動及驅(qū)動因素奠定了良好基礎(chǔ)。但已有研究大多以我國整體或某個省市為研究對象，而專門針對長江經(jīng)濟帶糧食生產(chǎn)及驅(qū)動因素的研究極少。本文將運用變異系數(shù)、加權(quán)離差系數(shù)和GIS空間技術(shù)，對長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量時空變化進行分析，準確把握其變化特征，并在此基礎(chǔ)上，采用固定效應(yīng)模型進一步探究長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量驅(qū)動因素。

二、研究方法與數(shù)據(jù)來源

（一）研究方法

1.變異系數(shù)

這是衡量地區(qū)某要素相對差異的指標，變異系數(shù)越大，表明該要素在該地區(qū)的差異越大，反之，則差異越小。本文運用變異系數(shù)測算長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量波動的總體差異，計算公式如下②：

2.加權(quán)離差系數(shù)

這是測度地區(qū)間某要素差異變化的指標，加權(quán)離差系數(shù)越大，表明該要素在地區(qū)間的差異越大；反之，則差異越小。本文運用加權(quán)離差系數(shù)測算長江經(jīng)濟帶各地區(qū)間糧食產(chǎn)量差異水平，計算公式如下③：

（二）數(shù)據(jù)來源

本文以長江經(jīng)濟帶11個省（市）為研究對象，時間從2000年至2014年，研究數(shù)據(jù)主要來源于《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計資料》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》，部分數(shù)據(jù)來源于相關(guān)?。ㄊ校┙y(tǒng)計年鑒，采用的空間數(shù)據(jù)來源于國家基礎(chǔ)地理信息數(shù)據(jù)中心提供的1∶300萬矢量數(shù)據(jù)。

三、長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量時空演變分析

（一）長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量時序演變

如下頁圖1所示，2000—2014年長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量大致經(jīng)歷先持續(xù)下跌、后波動上漲兩個階段，糧食產(chǎn)量由2.08億噸上升到2.30億噸，累計上升0.22億噸。其中，第一階段為2000—2003年，受農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整以及糧食收益相對低下等影響，糧食產(chǎn)量持續(xù)下降，由2000年的2.08億噸下降至2003年的1.83億噸，累計下降0.25億噸，下降12.02%；第二階段為2004—2014年，受國家農(nóng)業(yè)稅減免政策以及農(nóng)業(yè)補貼政策等影響，糧食產(chǎn)量波動上升，2007年開始持續(xù)上升，累計上升0.47億噸，上升25.68%。同時，2000—2014年間，雖然長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量整體上升，但對全國糧食產(chǎn)量的貢獻率整體卻呈現(xiàn)下降趨勢，由2000年的45%下降至2014年的38%，累計下降7個百分點。

（二）長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量波動時序演變

首先，運用變異系數(shù)對長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量波動狀況進行定量測算。如圖2所示，2000—2014年長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量變異系數(shù)經(jīng)歷先大幅波動、后保持穩(wěn)定兩個階段。其中，第一階段為2000—2006年，變異系數(shù)總體呈上升趨勢，最小為0.52，最大為0.57，表明長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量差異較大；第二階段為2007—2014年，變異系數(shù)維持在0.56上下波動，表明長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量差異趨于穩(wěn)定。

為進一步驗證變異系數(shù)測算的準確性，繼續(xù)運用加權(quán)離差系數(shù)對長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量波動狀況進行定量測算。如圖2所示，長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量波動的加權(quán)離差系數(shù)變動趨勢和變異系數(shù)變動趨勢基本吻合，且兩者趨于收斂。具體來看，2000—2014年長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量加權(quán)離差系數(shù)也經(jīng)歷了先大幅波動、后保持穩(wěn)定兩個階段。其中，第一階段為2000—2006年，加權(quán)離差系數(shù)最小值為0.38，最大值為0.42，表明長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量差異顯著；第二階段為2007—2014年，加權(quán)離差系數(shù)在0.40上下波動，糧食產(chǎn)量差異趨于穩(wěn)定。

（三）長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量空間分異狀況

為了進一步探討長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量的空間分異情況，本文選擇2000年、2005年、2010年和2014年4個年份，利用GIS技術(shù)繪制長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量空間分布圖，具體見下頁圖3。如圖3所示，2000年、2005年、2010年和2014年糧食產(chǎn)量基本穩(wěn)定的地區(qū)有：上海維持在1000萬噸以下；重慶和貴州維持在1000—1500萬噸；江蘇和四川維持在3000萬噸以上。糧食產(chǎn)量下降的地區(qū)為浙江，由1000—1500萬噸下降至1000萬噸以下。糧食產(chǎn)量上升的地區(qū)有：云南由1000—1500萬噸上升至1500—2000萬噸；江西由1500—2000萬噸上升至2000—2500萬噸；安徽先由2000—2500萬噸上升至2500—3000萬噸，再上升至3000萬噸以上；湖北由2000—2500萬噸上升至2500—3000萬噸；湖南由2500—3000萬噸上升至3000萬噸以上?？傮w上，長江經(jīng)濟帶大部分?。ㄊ校┘Z食產(chǎn)量呈現(xiàn)上升趨勢，且糧食主產(chǎn)省上升趨勢較為明顯。

四、長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量驅(qū)動因素的實證分析

（一）變量選取

糧食生產(chǎn)的驅(qū)動因素較多，包括要素投入、經(jīng)濟環(huán)境、農(nóng)業(yè)政策及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件等。本文結(jié)合現(xiàn)有研究成果，并考慮數(shù)據(jù)可獲性，選取以下指標作為長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量的驅(qū)動因素：

1.要素投入

本文選取種糧人數(shù)、糧食播種面積、化肥施用量三個指標衡量長江經(jīng)濟帶要素投入狀況。其中，選取種糧人數(shù)反映糧食生產(chǎn)的勞動力要素投入狀況，一般種糧人數(shù)量越多，糧食產(chǎn)量越高。種糧人數(shù)用農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)乘以糧食播種面積占農(nóng)作物播種面積的比重。選取糧食播種面積指標反映糧食生產(chǎn)的耕地要素投入狀況，一般糧食播種面積越大，糧食產(chǎn)量越高①。選取化肥施用量反映現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的要素投入水平，一般合理施用化肥，將提高糧食產(chǎn)量②，并假設(shè)種糧人數(shù)、糧食播種面積和化肥施用量對糧食產(chǎn)量具有正向影響。

2.糧食單產(chǎn)

本文選取糧食單產(chǎn)衡量某地區(qū)的糧食生產(chǎn)能力。一般糧食單產(chǎn)越高，糧食產(chǎn)量越高①，并假設(shè)糧食單產(chǎn)對糧食產(chǎn)量具有正向影響。

3.地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平

本文選取人均GDP衡量某地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平②。人均GDP對糧食產(chǎn)量影響可能存在兩方面：一方面，人均GDP越高，農(nóng)民就業(yè)選擇越多，可能會選擇非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)，導(dǎo)致糧食產(chǎn)量降低；另一方面，人均GDP越高，農(nóng)民可能增加資金和技術(shù)投入到糧食生產(chǎn)中，導(dǎo)致糧食產(chǎn)量提高。故人均GDP對糧食產(chǎn)量的影響有待于驗證。

4.農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件

糧食生產(chǎn)是自然再生產(chǎn)和經(jīng)濟社會再生產(chǎn)有機結(jié)合的過程，糧食生產(chǎn)在較大程度上受自然條件的影響。本文選取糧食受災(zāi)面積反映糧食生產(chǎn)受自然條件的影響。糧食受災(zāi)面積用糧食播種面積乘以農(nóng)作物受災(zāi)面積占農(nóng)作物播種面積的比重表示，并假設(shè)糧食受災(zāi)面積越大，糧食產(chǎn)量越低。本文還選取農(nóng)村固定資產(chǎn)投資變量，并假設(shè)農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對糧食產(chǎn)量具有正向影響。農(nóng)村固定資產(chǎn)投資是促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長、提高農(nóng)民收入的重要物質(zhì)基礎(chǔ)，增加農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對糧食生產(chǎn)具有促進作用。

5.農(nóng)業(yè)政策

農(nóng)業(yè)政策是糧食生產(chǎn)的另一個重要宏觀環(huán)境。本文選取農(nóng)村固產(chǎn)資產(chǎn)投資和農(nóng)業(yè)稅減免政策作為農(nóng)業(yè)政策指標③，并假設(shè)農(nóng)業(yè)稅減免政策對糧食產(chǎn)量具有正向影響。農(nóng)業(yè)稅減免政策用虛擬變量表示，沒有取消農(nóng)業(yè)稅減免政策的時期用“0”表示，實行農(nóng)業(yè)稅明顯下調(diào)或完全減免的時期用“1”表示，并假設(shè)取消農(nóng)業(yè)稅對糧食產(chǎn)量具有正向影響。

6.預(yù)期收益水平

糧食價格高低直接影響農(nóng)戶糧食生產(chǎn)行為，從而影響糧食產(chǎn)量④。本文選取滯后一期糧食價格指數(shù)作為衡量糧食生產(chǎn)的預(yù)期收益水平，有效避免糧食價格指數(shù)與糧食產(chǎn)量反向因果的影響，并假設(shè)滯后一期糧食價格指數(shù)對糧食產(chǎn)量具有正向影響。

（二）模型建立

為了更加準確地分析糧食產(chǎn)量驅(qū)動因素，同時避免數(shù)據(jù)波動和量綱不統(tǒng)一問題，本文對部分變量數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理。構(gòu)建要素投入、經(jīng)濟發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件及農(nóng)業(yè)政策等因素對長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量驅(qū)動的計量分析模型：

lnYit=β0+β1lnlabit+β2lngsait+β3lnfuit+β4lnpgyit+β5lnpgdpit+β6lngdait+β7lnfirit+β8rtit+β9gpi（t-1）+εit

式中，Yit表示長江經(jīng)濟帶i地區(qū)第t期糧食產(chǎn)量，β0為常數(shù)項，β1，β2……β9為待估參數(shù)，lab表示種糧人數(shù)，gsa表示糧食播種面積，fu表示化肥施用量，pgy表示糧食單產(chǎn)，pgdp表示人均GDP，gda表示糧食受災(zāi)面積，fir表示農(nóng)村固定資產(chǎn)投資，gpt-1表示滯后一期糧食價格指數(shù)，rt表示是否實行農(nóng)業(yè)稅減免政策，ε表示隨機誤差項。

（三）實證結(jié)果與分析

本文使用Stata13.0軟件，采用固定效應(yīng)模型進行估計，估計結(jié)果如下頁表2所示。從模型估計結(jié)果來看，模型擬合度為0.98以上，F(xiàn)統(tǒng)計量顯著，表明模型總體回歸效果較好。其中，糧食播種面積、糧食單產(chǎn)、人均GDP、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資和農(nóng)業(yè)稅減免政策對糧食產(chǎn)量的影響均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，化肥施用量對糧食產(chǎn)量的影響在10%的統(tǒng)計水平上顯著。具體分析如下：

要素投入的估計結(jié)果顯示，糧食播種面積和化肥施用量對長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量具有顯著正向影響，與原假設(shè)相符。糧食播種面積的產(chǎn)出彈性為1.021，這表明在其他條件不變情況下，糧食播種面積每增加1%，糧食產(chǎn)量提高1.021%；化肥施用量的產(chǎn)出彈性為0.021，表明在其他條件不變情況下，化肥施用量每增加1%，糧食產(chǎn)量提高0.021%。種糧人數(shù)對長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量具有負向影響，與原假設(shè)不符，并不是影響長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量的顯著性變量?？赡艿脑蚴墙陙砜茖W(xué)技術(shù)水平的提高、良種技術(shù)的推廣和農(nóng)業(yè)機械化水平的提高，大大提高了糧食產(chǎn)量，雖然種糧人數(shù)有所降低，但整體糧食產(chǎn)量仍然上升。

糧食單產(chǎn)的估計結(jié)果顯示，糧食單產(chǎn)對長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量具有顯著正向影響，與原假設(shè)相符。糧食單產(chǎn)的產(chǎn)出彈性為0.215，表明在其他條件不變情況下，糧食單產(chǎn)每增加1%，糧食產(chǎn)量增加0.215%。

經(jīng)濟發(fā)展水平的估計結(jié)果顯示，人均GDP對長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量具有顯著負向影響，經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)，糧食產(chǎn)量越低。人均GDP的產(chǎn)出彈性為-0.026，表明在其他條件不變情況下，人均GDP每增加1%，糧食產(chǎn)量下降0.026%。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的估計結(jié)果顯示，糧食受災(zāi)面積對長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量具有負向影響，與原假設(shè)相符，但并不是影響長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量的顯著性變量。農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量具有顯著正向影響，與原假設(shè)相符。其中農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的產(chǎn)出彈性為0.007，表明在其他條件不變情況下，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資每增加1%，糧食產(chǎn)量增加0.007%。

農(nóng)業(yè)政策的估計結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)稅減免政策對長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量具有顯著正向影響，與原假設(shè)相符。農(nóng)業(yè)稅減免政策的估計系數(shù)為0.014，表明在其他條件不變情況下，實施農(nóng)業(yè)稅減免政策使糧食產(chǎn)量提高0.014%。

預(yù)期收益水平的估計結(jié)果顯示，滯后一期糧食價格指數(shù)對長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量具有正向影響，與原假設(shè)相符，但并不是影響長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量的顯著性變量。

五、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

本文利用描述性統(tǒng)計分析方法和GIS軟件對長江經(jīng)濟帶11省（市）糧食產(chǎn)量時空演變進行分析，在此基礎(chǔ)上，采用固定效用模型對長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量驅(qū)動因素進行實證分析，得出以下結(jié)論：

其一，2000—2014年長江經(jīng)濟帶糧食總產(chǎn)量先持續(xù)下跌、后波動上漲，累計上漲0.22億噸，但長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量占全國糧食產(chǎn)量的比重呈現(xiàn)下降趨勢。

其二，2000—2014年長江經(jīng)濟帶糧食總產(chǎn)量波動年際間存在較大差異，但總體趨于穩(wěn)定。

其三，2000—2014年長江經(jīng)濟帶11個省（市）糧食產(chǎn)量?。ㄊ校╇H差異較大，但大部分分省糧食產(chǎn)量呈呈上升趨勢，且糧食主產(chǎn)省糧食上升趨勢明顯。

其四，2000—2014年顯著影響長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量的因素有糧食播種面積、化肥施用量、糧食單產(chǎn)、人均GDP、農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資、農(nóng)業(yè)稅減免政策等。

（二）啟示

根據(jù)以上對長江經(jīng)濟帶糧食產(chǎn)量時空演變及驅(qū)動因素的深入分析，本文得出以下啟示：

一是在當(dāng)前退耕還林、退田還湖、還草等背景下，通過荒地開墾、土地開發(fā)、土地改良、土地整改等途徑，盡可能穩(wěn)定和擴大長江經(jīng)濟帶糧食播種面積。同時，加快農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)，實現(xiàn)糧食生產(chǎn)的規(guī)?；?jīng)營。

二是在農(nóng)業(yè)部印發(fā)《到2020年化肥使用量零增長行動方案》的背景下，長江經(jīng)濟帶糧食生產(chǎn)應(yīng)該通過減少施用次數(shù)、施用劑量，減去不合理施肥造成的多用部分化肥，并防止流失，提高效率。

三是在農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)背景下加強糧食作物培育技術(shù)的研發(fā)和推廣，加大糧食生產(chǎn)過程的機械化投入，同時提高糧食生產(chǎn)過程的管理水平，從而提高糧食單產(chǎn)。

四是長江經(jīng)濟帶水資源豐富，極易受到洪澇災(zāi)害的影響，因此，應(yīng)加強長江經(jīng)濟帶農(nóng)村地區(qū)水利基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提高防洪抗旱能力。同時，改進農(nóng)業(yè)灌溉方式，由傳統(tǒng)漫灌向噴灌、滴灌技術(shù)轉(zhuǎn)變。

五是長江經(jīng)濟帶各省（市）應(yīng)建立健全自然災(zāi)害監(jiān)測和預(yù)警系統(tǒng)以及商業(yè)保險制度。特別是在糧食生產(chǎn)相對落后、抗災(zāi)能力弱的地區(qū)，通過自然災(zāi)害監(jiān)測和預(yù)警系統(tǒng)，盡可能防范農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害的發(fā)生；同時，一旦發(fā)生自然災(zāi)害，也可以通過農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害商業(yè)保險制度，最大限度地降低糧食種植戶的損失。