王明

(合肥工業(yè)大學(xué)人文經(jīng)濟(jì)學(xué)院,安徽合肥230009)

1 引言

人口膨脹、資源短缺、生態(tài)惡化是當(dāng)今國際社會普遍關(guān)注的3大熱點(diǎn)問題,如何有效地協(xié)調(diào)人口、資源、環(huán)境這3者之間的關(guān)系,一直深深地困擾著世界上的每一個(gè)國家。土地資源是一切存在與發(fā)展的源泉,是萬物之本。耕地資源是土地資源中最重要的組成部分,是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)最基本的物質(zhì)條件,耕地資源的數(shù)量和質(zhì)量是糧食生產(chǎn)的基本保證,保持一定數(shù)量的耕地是人類賴以生存和發(fā)展的基礎(chǔ),也是糧食安全的關(guān)鍵,耕地資源在數(shù)量和質(zhì)量上的變化必將影響到糧食生產(chǎn)的波動,從而影響到糧食有效供給及糧食安全水平。中國是一個(gè)人口大國,糧食生產(chǎn)資源極其稀缺,而糧食自給的基礎(chǔ)是耕地資源的數(shù)量與質(zhì)量,因此,加強(qiáng)耕地資源的保護(hù)、管理和有效利用,維護(hù)我們的生命線,已成為中國21世紀(jì)實(shí)現(xiàn)國家糧食安全的必然選擇。

2 安徽省土地資源的現(xiàn)狀分析

2.1 安徽省現(xiàn)有土地資源的結(jié)構(gòu)分布

安徽省土地總面積14 012 579.20hm2,人均土地0.23hm2,分別居全國第22位和第24位。其中農(nóng)用地 11 053 109.17hm2,占 78.88%,建設(shè)用地2014504.33hm2,占 14.38%。

2.1.1 農(nóng)用地結(jié)構(gòu)與分布

(1)耕地面積為5 971 720.64hm2,占土地總面積的 42.62%,主要分布于淮北平原區(qū),約占43.40%,其次是江淮丘陵區(qū)和沿江平原區(qū),分別占28.39%和16.13%,皖南山地丘陵區(qū)和皖西大別山區(qū)分布較少,僅占8.52%和3.56%。

(2)園地面積為344 875.62hm2,占土地總面積的2.46%,主要分布于皖南山地丘陵區(qū),約占45.63%,其次是淮北平原區(qū)和皖西大別山區(qū),分別占22.37%和16.63%,江淮丘陵區(qū)和沿江平原區(qū)僅占8.77%和6.60%。

(3)林地面積為3 378 719.61hm2,占土地總面積的24.11%,其中有林地2 646 259.63hm2,主要分布于皖南山地丘陵區(qū)和皖西大別山區(qū),分別占52.72%和26.55%。

(4)牧草地面積為43 413.63hm2,占土地總面積的0.31%,其中天然草地42 440.86hm2,主要分布于皖南山地丘陵區(qū)和江淮丘陵區(qū),分別占50.16%和41.19%。

(5)水面面積為1 314 379.67hm2,占土地總面積的9.38%,其中已養(yǎng)殖水面530 198.00hm2,主要分布于江淮丘陵區(qū)和沿江平原區(qū),分別占39.43%和29.47%。

2.1.2 建設(shè)用地結(jié)構(gòu)與分布

(1)居民點(diǎn)及獨(dú)立工礦用地面積為1 262 970.74hm2,占土地總面積的9.01%,其中城市用地61 246.00hm2,建制鎮(zhèn)用地127 271.00hm2,農(nóng)村居民點(diǎn)用地 935 428.49hm2,獨(dú)立工礦用地85 584.34 hm2。主要分布于淮北平原區(qū),占41.20%,其次為江淮丘陵區(qū)和沿江平原區(qū),分別占25.77%和19.07%,皖南和皖西山區(qū)分布較少。

(2)交通用地面積為261 456.05hm2,占土地總面積的 1.87%,主要分布于淮北平原區(qū),占52.47%,其他各地均有一定分布。

(3)水利設(shè)施用地面積為490 077.54hm2,占土地總面積的 3.50%,主要分布于淮北平原區(qū),占49.52%,其次為沿江平原區(qū)和江淮丘陵區(qū),分別占21.96%和19.40%。

2.1.3 未利用地結(jié)構(gòu)與分布

灘地面積為944 965.70hm2,占土地總面積的6.74%。其中田坎 416 592.97hm2,荒草地214 605.88hm2,灘涂 155 767.82hm2,裸巖 、石礫地71 759.10 hm2。主要分布于江淮丘陵區(qū),占31.43%,皖南山地丘陵區(qū)和沿江平原區(qū)次之,分別占24.74%和23.30%。

2.2 安徽省土地資源利用中對于耕地資源使用存在的問題

(1)人口增加耕地減少,耕地后備資源匱乏,人地矛盾日趨緊張。由于各項(xiàng)建設(shè)占用、農(nóng)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)調(diào)整、自然災(zāi)害損毀和人為的亂占濫用,安徽省的耕地面積從1990年到1996年凈減少8.51萬hm2,平均每年凈減1.42萬hm2,人均耕地由1990年的0.077hm2下降到1996年的0.071hm2,低于全國人均0.077hm2的水平。而安徽省的未利用地中,僅田坎、裸巖、石礫地等難以利用的土地占51.7%,宜開墾為耕地的只有 2.79萬 hm2,僅占未利用地的3.0%。隨著人口的繼續(xù)增長,工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的快速推進(jìn),人均耕地仍呈逐年遞減趨勢,人地矛盾將更加突出。

(2)土地利用粗放,生產(chǎn)水平低,經(jīng)濟(jì)效益差,浪費(fèi)較嚴(yán)重。安徽省中低產(chǎn)田占46.5%,低產(chǎn)林、低產(chǎn)園和低產(chǎn)水面分別占7.5%、14.9%和20.5%,糧食單產(chǎn)4 707.9kg/hm2,低于全國4 894.0kg/hm2的平均水平,在華東地區(qū)處最低水平。城鎮(zhèn)建設(shè)用地呈外延式發(fā)展,老城區(qū)改造仍有很大潛力,農(nóng)村居民點(diǎn)建設(shè)用地指標(biāo)過大,城鄉(xiāng)居民點(diǎn)建設(shè)中的這些問題是造成我省近年來耕地銳減的主要原因之一。

(3)重用輕養(yǎng),掠奪經(jīng)營,水土流失嚴(yán)重,生態(tài)環(huán)境脆弱。安徽省水土流失面積達(dá)26 278km2,占全省土地總面積的18.8%,比建國初期凈增加7 888 km2,平均每年增加 179.3km2。在城鎮(zhèn),隨著城鎮(zhèn)化、工業(yè)化的迅速發(fā)展,工業(yè)“三廢”的大量排放,造成局部土地生態(tài)環(huán)境惡化。在農(nóng)村,由于長期的陡坡開荒、亂砍濫伐、重用輕養(yǎng)、廣種薄收等掠奪經(jīng)營方式,造成農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)脆弱。所有這些嚴(yán)重制約安徽省的國民經(jīng)濟(jì)持續(xù)、快速、健康發(fā)展和人民生活水平的快速提高。

3 安徽省社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展與耕地資源變化趨勢的實(shí)證分析

3.1 影響耕地資源變化因素的主成分分析

耕地變化是區(qū)域土地利用變化的核心,其變化和流向反映了社會經(jīng)濟(jì)的基本態(tài)勢。影響耕地變化的社會經(jīng)濟(jì)因素有很多,在社會經(jīng)濟(jì)影響因素分析的過程中,選擇的因素應(yīng)細(xì)致全面,但同時(shí)指標(biāo)過多又會增加分析問題的復(fù)雜性和難度。這些因素不僅與因變量——耕地面積之間存在著相關(guān)關(guān)系,而且各自變量因素相互之間耦合關(guān)聯(lián)。如果用單純的相關(guān)分析,則必然存在一定的誤差冗余。系統(tǒng)分析中主成分分析法可以將若干個(gè)自變量壓縮成幾個(gè)獨(dú)立成分,以此來減弱自變量之間的相互干擾,因此,主成分分析方法比較適合分析耕地?cái)?shù)量變化的影響因素。

3.1.1 指標(biāo)選擇及其標(biāo)準(zhǔn)化

以耕地面積為因變量(Y),自變量(Xi)即驅(qū)動力因子主要選擇社會經(jīng)濟(jì)及技術(shù)因素。根據(jù)主成分分析法的思路和要求,結(jié)合安徽省現(xiàn)有資料情況及相關(guān)研究成果,利用1994～2008年序列資料作為基礎(chǔ)數(shù)據(jù),從中選擇以下14個(gè)指標(biāo)作為分析因子：X1為總?cè)丝?人)、X2為非農(nóng)業(yè)人口比例(%)、X3為國民生產(chǎn)總值(億元)、X4為第二產(chǎn)業(yè)比重(%)、X5為第三產(chǎn)業(yè)比重(%)、X6為農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值(萬元)、X7為農(nóng)業(yè)占農(nóng)林牧漁業(yè)比重(%)、X8為林業(yè)占農(nóng)林牧漁業(yè)比重(%)、X9為牧業(yè)占農(nóng)林牧漁業(yè)比重(%)、X10為漁業(yè)占農(nóng)林牧漁業(yè)比重(%)、X11為固定資產(chǎn)投資額(億元)、X12為化肥折純總用量(t)、X13為農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力(kW)、X 14為復(fù)種指數(shù)(%)。

產(chǎn)值一律按2000年不變價(jià)格計(jì)算,耕地面積單位為hm2,然后對統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理,具體過程由SPSS13.0軟件的描述統(tǒng)計(jì)分析(Descriptive Statistics)功能來實(shí)現(xiàn)。標(biāo)準(zhǔn)化公式為：

式中X＊i為指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化值,Xi為指標(biāo)的初始值,n為指標(biāo)數(shù)。

3.1.2 主成分分析

本文借助SPSS13.0軟件包,使用FACTOR過程采用主成分分析法對所選取的14個(gè)指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析,得到了一系列的結(jié)果：耕地變化驅(qū)動因子相關(guān)系數(shù)矩陣、特征根、主成分貢獻(xiàn)率及累計(jì)貢獻(xiàn)率(表1、表2)。

由表1可以看出影響耕地資源變化的14個(gè)驅(qū)動因子之間存在著不同程度的相關(guān),這說明它們之間有著因果必然性,從而也說明了進(jìn)行主成分分析的必要性。特征根(Eigenvalue)可以被看成是主成分影響力度的指標(biāo),它代表引入該主成分后可以解釋平均多少原始變量的信息。如果特征根小于1,說明該主成分的解釋力度還不如直接引入一個(gè)原變量的平均解釋力度大。因此一般把特征根大于1作為納入標(biāo)準(zhǔn)。如果前k個(gè)主成分的貢獻(xiàn)率達(dá)到85%,表明前k個(gè)主成分基本包含了全部測量指標(biāo)所具有的信息。從表2可以看到,前3個(gè)特征根大于1的主成分其累計(jì)貢獻(xiàn)率已達(dá)到92.425%,說明前3個(gè)主成分已經(jīng)覆蓋了原始數(shù)據(jù)14個(gè)指標(biāo)中所能表達(dá)的足夠信息。為了獲得簡單結(jié)構(gòu),以幫助解釋因子和更清楚地反映變量之間的關(guān)系,應(yīng)用SPSS13.0軟件對分析結(jié)果進(jìn)行方差極大法(Varimax)旋轉(zhuǎn),由此得到了旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣(表3)。

由表3可知,在第1主成分中,X 5第三產(chǎn)業(yè)比重、X 1總?cè)丝?、X2非農(nóng)業(yè)人口比例、X 10漁業(yè)占農(nóng)林牧漁業(yè)比重、X 3國民生產(chǎn)總值、X6農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值、X 12化肥折純總用量和X13農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力荷載的絕對值較大,這8個(gè)指標(biāo)主要表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展尤其是第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展、人口增長和由非農(nóng)業(yè)人口比例、農(nóng)業(yè)科技發(fā)展所體現(xiàn)出的社會進(jìn)步,因此概括為社會經(jīng)濟(jì)因子。X9牧業(yè)占農(nóng)林牧漁業(yè)比重在第2主成分中居主導(dǎo)作用,它主要反映畜牧業(yè)發(fā)展情況,可以概括為畜牧業(yè)發(fā)展因子。第3主成分中,X4第二產(chǎn)業(yè)比重荷載絕對值最大,它主要反映工業(yè)發(fā)展情況,概括為工業(yè)發(fā)展因子。

表1 耕地變化驅(qū)動因子相關(guān)系數(shù)矩陣

表2 特征根及主成分方差貢獻(xiàn)率

由此可以得出結(jié)論,安徽省耕地資源變化的驅(qū)動力主要是社會經(jīng)濟(jì)因素,其中經(jīng)濟(jì)發(fā)展尤其是第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展、人口增長以及由非農(nóng)業(yè)人口比例、農(nóng)業(yè)科技發(fā)展等反映出的社會進(jìn)步起主導(dǎo)作用,畜牧業(yè)以及工業(yè)的發(fā)展作為第2、3主成分的主導(dǎo)因子也分別對耕地資源的變化產(chǎn)生了重要驅(qū)動作用。雖然政策因素?zé)o法進(jìn)行定量分析,但是在以上指標(biāo)中也間接地體現(xiàn)出了其對耕地資源變化的驅(qū)動作用。

表3 旋轉(zhuǎn)后的主成分載荷矩陣

3.2 對耕地資源變化趨勢預(yù)測的多元回歸分析

3.2.1 多元線性回歸模型的建立

多元線性回歸模型是解釋土地利用變化常用的一種系統(tǒng)分析模型。該模型要求在某一地區(qū)、某一時(shí)段內(nèi)的土地利用/覆被變化(因變量)與其驅(qū)動因子(自變量)之間存在線性關(guān)系,通過對可能引起土地利用變化的各種驅(qū)動因子進(jìn)行多變量分析而建立的一種數(shù)學(xué)模型,以便確定土地利用變化的原因。多元線性回歸分析的基本原理是設(shè)隨機(jī)變量Y與m個(gè)自變量X存在線性關(guān)系,其數(shù)學(xué)模型為：

Y=A+B1 X1+B2 X2+…+Bm Xm.

利用 n 組觀測值 Yi、X1i、X2i、…、Xmi(i=1、2、…、n),根據(jù)最小二乘法原理求出上式中的待定系數(shù)B1 、B2、… 、Bm 。

在進(jìn)行主成分分析的過程中,我們得到了因子得分系數(shù)矩陣。通過因子得分系數(shù)矩陣,可以將14個(gè)指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為以3個(gè)主成分為指標(biāo)的安徽省1995～2009年標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)(表4)。

依據(jù)主成分得分系數(shù)計(jì)算出安徽省1995～2009年以3個(gè)主成分為指標(biāo)的時(shí)間序列新數(shù)據(jù),然后與耕地面積的標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)建立多元回歸模型,以耕地面積為因變量(Y),3個(gè)主成分為自變量(Z1、Z2、Z3),進(jìn)行強(qiáng)制回歸分析,得出回歸方程為：

Y=-0.74Z1-0.592Z2-0.112Z3.

表4 因子得分系數(shù)矩陣

3.2.2 模型的評價(jià)與檢驗(yàn)

由表5可知,復(fù)相關(guān)系數(shù)R為0.955,確定系數(shù)R2為0.911,表明在本回歸方程中,自變量可以解釋因變量總變化的91.1%,調(diào)整后的確定系數(shù)為0.845,說明在考慮自變量的個(gè)數(shù)以及總的樣本量之后,仍可以解釋84.5%,由此評價(jià)本回歸方程對數(shù)據(jù)的擬合程度很好。

表5 回歸方程擬合優(yōu)度評價(jià)

由表6可知,回歸方程的斜率的顯著性水平值Sig.為0.014,小于0.05,說明通過 5%顯著性檢驗(yàn);通過查F分布表,F=13.672＜234,同樣通過5%顯著性檢驗(yàn),由此得出結(jié)論：本回歸方程具有較高顯著性,在總體水平上是合理的。

表6 回歸方程的整體檢驗(yàn)

從回歸方程可以看出,耕地面積與第1、2、3主成分都成負(fù)相關(guān)。第1主成分是社會經(jīng)濟(jì)因子,第2主成分是畜牧業(yè)發(fā)展因子,第3主成分是工業(yè)發(fā)展因子。這說明在1994～2008年間,社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人口增長、畜牧業(yè)以及工業(yè)發(fā)展都是耕地減少的重要驅(qū)動因子。通過分析安徽省的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)也可以說明這一點(diǎn),耕地面積在1994～2008年間持續(xù)減少,而人口、國民生產(chǎn)總值、農(nóng)林牧漁業(yè)產(chǎn)值以及工業(yè)產(chǎn)值都是持續(xù)增加的。

4 結(jié)語

通過分析得出,影響安徽省耕地資源變化的主要是社會進(jìn)步、經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及政策調(diào)整等社會經(jīng)濟(jì)因子。在今后一段時(shí)間內(nèi),它們?nèi)詫⑵鹬鲗?dǎo)作用。通過進(jìn)一步的主成分分析及回歸分析,可以看出安徽省的耕地變化主要受經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人口增長、社會進(jìn)步、畜牧業(yè)及工業(yè)發(fā)展等因素的影響。從單個(gè)因子看,第三產(chǎn)業(yè)比重和總?cè)丝谑怯绊懜刈兓闹匾蜃印Ｒ虼?為了保證耕地總量動態(tài)平衡,保障糧食安全,實(shí)現(xiàn)耕地資源的可持續(xù)利用,采取合理的經(jīng)濟(jì)、行政和法律手段控制第三產(chǎn)業(yè)和人口對耕地的占用和破壞是當(dāng)務(wù)之急。

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