基于LMDI模型的中國糧食安全變化的耕地因素分解

郝瑞彬， 尹力軍， 殷書柏

(唐山師范學(xué)院資源管理系，河北唐山 063000)

糧食安全問題一直是政府和學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)?，F(xiàn)代意義的糧食安全既強(qiáng)調(diào)數(shù)量安全，也強(qiáng)調(diào)質(zhì)量安全[1-3]，但一個(gè)國家或地區(qū)的糧食安全首先還是數(shù)量安全，尤其對(duì)中國來講，特殊的人口、資源、環(huán)境狀況決定了糧食安全的核心首要的就是數(shù)量安全。耕地是糧食生產(chǎn)最重要的物質(zhì)基礎(chǔ)，城市化、工業(yè)化帶來的耕地減少與人口增長疊加，必然導(dǎo)致人均耕地占有量持續(xù)下降，將不斷削弱糧食生產(chǎn)的自然基礎(chǔ)并威脅糧食安全[4]。因此，耕地變化特別是耕地?cái)?shù)量變化與糧食安全關(guān)系研究一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)。

從研究方法角度看，北京大學(xué)蔡運(yùn)龍教授等提出最小人均耕地面積和耕地壓力指數(shù)模型，模型的基本思想是評(píng)價(jià)特定條件下中國糧食需求與供給之間的關(guān)系，考慮到國際糧食貿(mào)易，設(shè)置特定的糧食自給率，如需求大于供給，糧食不安全，耕地承受較大壓力；而需求小于或等于供給，則糧食安全，耕地不承受壓力[5]。由于該模型能夠較好地評(píng)價(jià)特定區(qū)域糧食數(shù)量安全以及耕地在糧食生產(chǎn)過程中承受的壓力狀況，近期已被較多學(xué)者用來評(píng)價(jià)不同區(qū)域糧食安全和耕地壓力狀況[6-10]。此外，很多學(xué)者采用回歸分析或相關(guān)分析的方法，探討特定地區(qū)耕地?cái)?shù)量變化與糧食安全(實(shí)為糧食產(chǎn)量)間的關(guān)系[11-17]。實(shí)際上糧食生產(chǎn)只是國家或區(qū)域糧食安全問題中的一個(gè)方面，即供給方面，評(píng)價(jià)糧食安全不僅要看供給能力，還要看自身對(duì)糧食的需求狀況，單純評(píng)價(jià)糧食生產(chǎn)或產(chǎn)量無法評(píng)價(jià)國家或區(qū)域的糧食安全狀態(tài)。此外，耕地?cái)?shù)量變化與糧食產(chǎn)量變化之間存在確定的數(shù)學(xué)關(guān)系，其影響有其特定的影響傳導(dǎo)機(jī)制(圖1)，并非通過簡單的回歸或相關(guān)分析能夠說清楚，因此利用回歸分析或相關(guān)分析無法厘清耕地?cái)?shù)量變化與糧食產(chǎn)量變動(dòng)間的關(guān)系，更無法理順其與糧食安全狀態(tài)變化之間的關(guān)系。

理論上，根據(jù)耕地?cái)?shù)量與糧食產(chǎn)量之間的數(shù)學(xué)關(guān)系，運(yùn)用因素分解技術(shù)可以準(zhǔn)確測算耕地?cái)?shù)量變化的糧食產(chǎn)量效應(yīng)，從該角度講對(duì)二者作回歸分析或相關(guān)分析是不恰當(dāng)?shù)?。從空間尺度看，相關(guān)研究多針對(duì)特定區(qū)域，基本為省級(jí)行政單位[6-10]，其合理性有待探討。目前普遍認(rèn)為，針對(duì)1個(gè)國家討論糧食安全是有意義的；而針對(duì)1個(gè)省級(jí)行政單位，甚至是1個(gè)地級(jí)市，討論糧食安全的意義到底有多大，值得商榷。實(shí)際上在最小人均耕地面積模型中就涉及一個(gè)重要參數(shù)，即糧食自給率，從全國來講，根據(jù)國家整體的糧食生產(chǎn)狀況，可以從國家層面設(shè)定一個(gè)糧食自給率，但是我國不同區(qū)域資源稟賦、環(huán)境狀況、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在較大差異，各區(qū)域糧食生產(chǎn)對(duì)全國糧食安全的重要性差異也較大，不可能設(shè)定共同的糧食自給率。而以往針對(duì)特定省(市、區(qū))的相關(guān)研究都設(shè)定95%的糧食自給率顯然是不恰當(dāng)?shù)腫6-10]。從研究結(jié)論看，絕大多數(shù)研究認(rèn)為，耕地是糧食安全的基本保障，但是經(jīng)濟(jì)增長對(duì)耕地(土地)存在剛性需求，疊加人口的不斷增加，人增地減的矛盾將越發(fā)尖銳，耕地?cái)?shù)量將成為制約我國糧食生產(chǎn)的首要因素[18-21]。綜上所述，耕地?cái)?shù)量變化影響糧食產(chǎn)量變化有特定的影響傳導(dǎo)機(jī)制，其影響傳導(dǎo)過程受經(jīng)濟(jì)、社會(huì)等諸多因素影響，并不是簡單的定性分析、回歸分析或相關(guān)分析就可以厘清的，這就導(dǎo)致以往有些研究的結(jié)論會(huì)存在一定的偏差，甚至誤導(dǎo)。因此，本研究首先厘清耕地?cái)?shù)量變化影響糧食安全變化的影響傳導(dǎo)機(jī)制，在此基礎(chǔ)上利用因素分解技術(shù)對(duì)近期全國耕地?cái)?shù)量變化與糧食產(chǎn)量變化及糧食(數(shù)量)安全變化之間的關(guān)系作定量分析，分析結(jié)論對(duì)于正確認(rèn)識(shí)耕地?cái)?shù)量變化在國家糧食安全中的地位有重要作用，亦可為政府相關(guān)部門提供一定的理論參考，研究方法對(duì)于不同層次類似研究也有一定的參考價(jià)值。

1 數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

本研究用到的耕地?cái)?shù)據(jù)分兩部分，其中2009—2013年數(shù)據(jù)直接取自相應(yīng)年份的《中國國土資源公報(bào)》，是第2次國土資源調(diào)查新口徑最新數(shù)據(jù)；2003—2008年的數(shù)據(jù)則以2009年數(shù)據(jù)和《全國土地利用變更調(diào)查報(bào)告》(2003—2008)中逐年耕地凈變化數(shù)據(jù)作為基礎(chǔ)，結(jié)合汪涌等關(guān)于耕地面積訂正的方法[22]，通過平加得到第2次國土資源調(diào)查新口徑下的耕地?cái)?shù)據(jù)；其他數(shù)據(jù)均取自相應(yīng)年份的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

1.2 研究方法

1.2.1 對(duì)數(shù)平均迪氏指數(shù)分解模型(LMDI)模型 設(shè)某系統(tǒng)V=X1×X2×…×Xn，系統(tǒng)V從時(shí)期t=0到t的變化為ΔV，則系統(tǒng)中某因子Xk的變化對(duì)ΔV的貢獻(xiàn)為Xk-effect=L(Vt,V0)ln(Xkt/Xk0)，其中L(Vt,V0)=(Vt-V0)ln(Vt/V0)。

式中：Xk-effect表示因子Xk的變化對(duì)ΔV影響的效應(yīng)值；V0、Vt分別表示系統(tǒng)V在基期和末期的觀測值；Xk0、Xkt分別表示因子Xk在基期和末期的值；(Vt-V0)/ln(Xt/V0)被稱為對(duì)數(shù)平均權(quán)數(shù)。這就是最早由Ang提出的對(duì)數(shù)平均迪氏指數(shù)分解模型(LMDI)，由于該方法操作簡單且可以完全分解，目前已在能源、環(huán)境的規(guī)劃和預(yù)測領(lǐng)域得到廣泛應(yīng)用[23]。

由LMDI因素分解模型可得糧食產(chǎn)量變化因素分解模型：

ΔGPL=[(GPt-GP0)/ln(GPt/GP0)][ln(Lt/L0)]；

ΔGPk=[(GPt-GP0)/ln(GPt/GP0)][ln(kt/k0)]；

ΔGPq=[(GPt-GP0)/ln(GPt/GP0)][ln(qt/q0)]；

1.2.3 糧食(數(shù)量)安全系數(shù)變化貢獻(xiàn)因素分解模型 評(píng)價(jià)1個(gè)國家或區(qū)域糧食(數(shù)量)安全時(shí)，只須考慮國家或區(qū)域糧食供給與需求之間的關(guān)系即可，供給小于需求，糧食不安全；供給大于等于需求，則糧食安全[5]。因此，本研究設(shè)定糧食安全系數(shù)為：

式中：K表示糧食安全系數(shù)，K≥1，糧食安全，K<1，糧食不安全；GD表示區(qū)域糧食需求量，是區(qū)域人口總量、人均糧食需求量和糧食自給率三者的乘積。

ΔK=Kt-K0=ΔKGP+ΔKF；

ΔKGP=[(Kt-K0)/ln(Kt/K0)][ln(GDp/GD0)]；

ΔKF-[(Kt-K0)/ln(Kt/K0)][ln(Fp/F0)]。

式中：ΔKGP表示區(qū)域糧食產(chǎn)量變化對(duì)糧食安全系數(shù)變化(ΔK)的貢獻(xiàn)。

2 結(jié)果與分析

2.1 中國糧食產(chǎn)量變化貢獻(xiàn)因素分解

2003年中國糧食總產(chǎn)量為43 069.50萬t，之后連續(xù)增長至2013年的60 193.84萬t，增產(chǎn)總量17 124.30萬t，年均增產(chǎn)1 712.43萬t。依據(jù)糧食產(chǎn)量變化貢獻(xiàn)因素分解模型，以前1年為基年，將糧食產(chǎn)量變化逐年分解為耕地面積、復(fù)種指數(shù)、糧作比例、加權(quán)平均單產(chǎn)等4個(gè)因素變化的效應(yīng)(表1)。中國糧食生產(chǎn)持續(xù)增長得益于加權(quán)平均單產(chǎn)、復(fù)種指數(shù)和糧作比例的提高，貢獻(xiàn)量表現(xiàn)為加權(quán)平均單產(chǎn)效應(yīng)>復(fù)種指數(shù)效應(yīng)>糧作比例效應(yīng)；由于耕地面積持續(xù)減少，糧食產(chǎn)量效應(yīng)為負(fù)，在一定程度上沖抵了其他3個(gè)因素的增產(chǎn)效應(yīng)。

2.1.1 加權(quán)平均單產(chǎn)效應(yīng) 2003年中國糧食加權(quán)平均單產(chǎn)為4 332.50 kg/hm2，之后快速提高至2013年的 5 376.58 kg/hm2，年均提高104.41 kg/hm2。加權(quán)平均單產(chǎn)提高的糧食增產(chǎn)效應(yīng)達(dá)到11 102.15萬t，占研究期全國糧食增產(chǎn)總量的64.83%，是研究期中國糧食增產(chǎn)的首要貢獻(xiàn)因素。

2.1.2 復(fù)種指數(shù)效應(yīng) 2003年中國耕地復(fù)種指數(shù)為 109.30，2004—2013年在112.15～121.80之間變動(dòng)，相對(duì)于2003年的增幅為2.61%～11.44%，復(fù)種指數(shù)提高，累計(jì)增產(chǎn)糧食5 576.70萬t，占同期糧食增產(chǎn)總量的32.57%，是研究期中國糧食增產(chǎn)的重要因素。但是受區(qū)域光、熱、水、土資源組合狀況的制約，研究期復(fù)種指數(shù)提升速度減緩，由此導(dǎo)致復(fù)種指數(shù)效應(yīng)的強(qiáng)度有下降趨勢。

2.1.3 糧作比例效應(yīng) 中國糧作比例由2003年的65.22%快速提升至2006年的68.98%，之后呈現(xiàn)波動(dòng)下降態(tài)勢，變幅介于68.01%～68.84%之間。由此導(dǎo)致糧作比例變化的糧食產(chǎn)量效應(yīng)的變化趨勢，即前期貢獻(xiàn)方向?yàn)檎?、后期逐漸轉(zhuǎn)為負(fù)值。研究期因糧作比例提高累計(jì)增產(chǎn)糧食1 908.81萬t。

表1 2003—2013年中國糧食產(chǎn)量變動(dòng)貢獻(xiàn)因素分解

糧作比例變化的關(guān)鍵影響因素是經(jīng)濟(jì)作物與糧食作物的比較經(jīng)濟(jì)效益差異。糧食生產(chǎn)得益于2004年以來的糧食市場化改革，一方面“四大補(bǔ)貼”降低了農(nóng)民的種糧成本，另一方面政府最低收購價(jià)格政策使得糧食價(jià)格整體呈上漲的態(tài)勢。成本降低、糧價(jià)上漲，農(nóng)民種糧收益增加，極大提高了農(nóng)民種糧的積極性。但人口對(duì)蔬菜、瓜果等經(jīng)濟(jì)作物存在剛性需求，且伴隨生活水平提高相應(yīng)的需求還在增加，而滿足需求必然要占用一定數(shù)量的耕地。因此，糧作比例在2004—2006年快速大幅度提升之后出現(xiàn)了較明顯的回落。

2.1.4 耕地面積效應(yīng) 2003年中國耕地面積為13 945.090萬hm2，之后持續(xù)下降至2012年的13 515.850萬hm2，2013年則較2012年略有增加；與2003年相比，10年累計(jì)減少耕地428.750萬hm2；耕地減少導(dǎo)致研究期累計(jì)減產(chǎn)糧食 1 463.35萬t；2004年之后國家實(shí)行了耕地“占補(bǔ)平衡”制度，耕地快速減少的態(tài)勢在相當(dāng)程度上被遏制，由此導(dǎo)致耕地?cái)?shù)量變化的糧食減產(chǎn)效應(yīng)也表現(xiàn)出減小的趨勢。

2.2 中國糧食需求量時(shí)序特征

國家糧食需求量是全國人口總量、人均糧食需求量和糧食自給率三者的乘積。2003年中國全國總?cè)丝跒?2.922 7億人，2013年增加至13.607 2億人，增加0.684 5億人，年均增長率為0.518%。目前，中國糧食安全領(lǐng)域的主流觀點(diǎn)認(rèn)為，人均400 kg糧食必不可少，該數(shù)值通常被作為國家調(diào)控糧食安全的基本參考線，本研究相關(guān)測算中按400 kg/(人·年)計(jì)[24-25]。1996年《中國糧食問題白皮書》明確“中國將立足國內(nèi)資源，實(shí)現(xiàn)糧食基本自給”“正常情況下，糧食自給率不低于95%”。因此，本研究測算中糧食自給率設(shè)定為95%[26]。按 400 kg/(人·年) 和95%的糧食自給率計(jì)算，2003年全國糧食需求49 106.26萬t，之后隨人口增長需求逐年增加，至2013年糧食需求量達(dá)到51 707.36萬t(表2)。

2.3 糧食安全系數(shù)測算及其變化因素分解

首先，進(jìn)一步以2003—2013年全國糧食產(chǎn)量和需求量數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，依據(jù)糧食安全系數(shù)(K)公式進(jìn)行測算，結(jié)果(表2)表明，研究期糧食安全系數(shù)整體呈逐年遞增態(tài)勢(除2009年較2008年有少許下降)，說明研究期全國糧食產(chǎn)量增速超過了糧食需求量增長速度(即人口增長速度)，糧食安全呈好轉(zhuǎn)態(tài)勢；其中2003—2007年糧食安全系數(shù)雖逐年增加但小于1，糧食不安全；2008—2013年糧食安全系數(shù)大于1，糧食安全。其次，根據(jù)糧食安全系數(shù)變化因素分解模型，以前1年為基年，對(duì)2個(gè)影響因素的變化對(duì)糧食安全系數(shù)變化的影響進(jìn)行逐年分解，結(jié)果表明，糧食產(chǎn)量變化對(duì)糧食安全系數(shù)變化的貢獻(xiàn)率(除2009年)均為正值且超過100%，說明研究期糧食安全系數(shù)的增加完全得益于糧食產(chǎn)量的逐年增加，而由人口增長導(dǎo)致的糧食需求量的增加對(duì)糧食安全系數(shù)的變化起負(fù)面作用(表3)。最后，將耕地?cái)?shù)量變化對(duì)糧食產(chǎn)量變化的貢獻(xiàn)率與糧食產(chǎn)量變化對(duì)糧食安全系數(shù)變化的貢獻(xiàn)率疊加，可間接測得耕地?cái)?shù)量變化對(duì)糧食安全系數(shù)變化的貢獻(xiàn)率(表3)。研究期由于各年耕地?cái)?shù)量增減幅度不同，對(duì)糧食安全系數(shù)變化的貢獻(xiàn)率差異較大；從整體上看(2013/2003)，耕地?cái)?shù)量變化對(duì)糧食安全系數(shù)變化的貢獻(xiàn)率為-10.14%。說明在其他因素不變的情況下，耕地減少必然導(dǎo)致糧食產(chǎn)量降低，進(jìn)而導(dǎo)致糧食安全系數(shù)降低；反之亦然。

表2 2003—2013年中國糧食需求量及糧食安全系數(shù)

表3 2003—2013年糧食安全系數(shù)變動(dòng)貢獻(xiàn)因素分解及耕地面積變化貢獻(xiàn)率折算

3 結(jié)論與討論

3.1 主要結(jié)論

首先，因素分解結(jié)果表明，研究期中國糧食產(chǎn)量持續(xù)增加得益于加權(quán)平均單產(chǎn)、復(fù)種指數(shù)和糧作比例的持續(xù)提高，對(duì)糧食增產(chǎn)的平均貢獻(xiàn)率分別為64.83%、32.57%、11.15%；而耕地?cái)?shù)量整體呈逐年減少態(tài)勢，由此對(duì)糧食增產(chǎn)帶來了較明顯的負(fù)面作用，貢獻(xiàn)率為-8.55%。其次，在人均糧食需求400 kg/(人·年)和糧食自給率95%的條件下，由于人口的持續(xù)增長，中國糧食需求呈持續(xù)增加態(tài)勢。再次，研究期中國糧食安全系數(shù)整體呈逐年遞增態(tài)勢，糧食安全狀況逐年好轉(zhuǎn)；其中2007年之前糧食安全系數(shù)小于1，糧食不安全；2008—2013年糧食安全系數(shù)均大于1，糧食安全。最后，因素分解結(jié)果還表明，研究期(2013年/2003年)中國糧食產(chǎn)量變化對(duì)糧食安全系數(shù)變化的貢獻(xiàn)率平均為118.57%，疊加耕地?cái)?shù)量變化對(duì)糧食產(chǎn)量變化的貢獻(xiàn)率為-8.15%，經(jīng)折算可得研究期耕地?cái)?shù)量變化對(duì)糧食安全系數(shù)變化的貢獻(xiàn)率為-10.14%。

3.2 討論

第一，耕地?cái)?shù)量變化影響糧食產(chǎn)量有確定的影響傳導(dǎo)機(jī)制(圖1)，利用因素分解技術(shù)可以定量測算，因此使用相關(guān)分析或回歸分析去評(píng)價(jià)耕地變化對(duì)糧食產(chǎn)量變化的影響是不恰當(dāng)，甚至是錯(cuò)誤的。第二，根據(jù)因素分解理論，其他條件不變，耕地?cái)?shù)量減少一定會(huì)導(dǎo)致糧食減產(chǎn)。本研究的實(shí)證測算顯示，研究期(2013年/2003年)我國由于耕地減少導(dǎo)致糧食減產(chǎn) 1 463.35萬t；但是由于直接影響糧食產(chǎn)量變化的因素還包括復(fù)種指數(shù)、糧作比例和加權(quán)平均單產(chǎn)，且3個(gè)因素都是動(dòng)態(tài)變化的，因此現(xiàn)實(shí)中耕地減少并不意味著糧食一定會(huì)減產(chǎn)，還要看其他3個(gè)因素的影響狀況。本研究的實(shí)證測算顯示，研究期(2013年/2003年)加權(quán)平均單產(chǎn)、復(fù)種指數(shù)、糧作比例三者的變化都導(dǎo)致一定的糧食增產(chǎn)，在沖抵耕地減少帶來的糧食減產(chǎn)后，仍然實(shí)現(xiàn)糧食增產(chǎn)17 124.3萬t。進(jìn)一步講，即使耕地減少真的導(dǎo)致糧食減產(chǎn)也只是表明國家糧食安全的壓力增大，但壓力增大并不代表糧食不安全或暴發(fā)糧食危機(jī)。因此，現(xiàn)實(shí)中耕地減少必然危及國家糧食安全或必然導(dǎo)致糧食危機(jī)的觀念應(yīng)該改變。第三，糧食需求量取決于人口數(shù)量、人均糧食需求量、糧食自給率3個(gè)因素的變化。人均糧食需求量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段對(duì)食物的消費(fèi)需求有關(guān)，從營養(yǎng)水平看，400 kg/(人·年) 的糧食需求只是初步實(shí)現(xiàn)小康的生活水平[25]，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高指標(biāo)必然要上調(diào)；關(guān)于糧食自給率，我國政府一直強(qiáng)調(diào)糧食自給率要達(dá)到95%以上，這被認(rèn)為是一個(gè)比較安全的水平，但2008年3月國家發(fā)展和改革委員會(huì)宏觀經(jīng)濟(jì)研究院副院長馬曉河就曾表示“糧食自給率的安全線可以適當(dāng)降低，但必須維持在90%以上”，也就是說糧食自給率實(shí)際上是有彈性的，他認(rèn)為的彈性區(qū)間在5%以內(nèi)。人均糧食需求量和糧食自給率2個(gè)指標(biāo)的設(shè)定及其變化實(shí)際上表明糧食安全本身就是相對(duì)的，是人們在特定經(jīng)濟(jì)社會(huì)條件下對(duì)糧食安全問題的價(jià)值判斷，并不存在絕對(duì)的糧食安全問題。第四，判斷糧食安全狀態(tài)除了要考慮與糧食產(chǎn)量有關(guān)的耕地?cái)?shù)量、復(fù)種指數(shù)、糧作物比例、加權(quán)平均單產(chǎn)外，還要考慮人口增長狀況以及糧食自給率和人均糧食需求量2個(gè)指標(biāo)的設(shè)定，因此必須要用系統(tǒng)的觀點(diǎn)去看待和評(píng)價(jià)糧食安全問題(圖1)，其核心就是糧食的有效供給問題，因此不能作簡單的直觀判斷，否則必然導(dǎo)致偏差和誤解。第五，耕地是糧食生產(chǎn)的基礎(chǔ)，其他條件不變，耕地減少必然導(dǎo)致糧食減產(chǎn)，進(jìn)而增加國家糧食安全壓力，因此從長遠(yuǎn)看，國家糧食安全的威脅主要來自耕地減少；加之糧食安全問題的高度政治敏感性，這就要求我國在糧食安全戰(zhàn)略上必須堅(jiān)持基本立足國內(nèi)保障供給的方針。由此可見，我國嚴(yán)格的耕地保護(hù)制度絕不能動(dòng)搖。