陳巧燕，范勝龍

（福建農(nóng)林大學資源與環(huán)境學院，福建福州，350002）

福建省糧食播種面積變化及其驅(qū)動因子研究

陳巧燕，范勝龍

（福建農(nóng)林大學資源與環(huán)境學院，福建福州，350002）

以福建省1978～2014年的相關數(shù)據(jù)為依托，應用C－D生產(chǎn)函數(shù)模型和逐步多元回歸分析法分別對糧食播種面積對糧食產(chǎn)量的影響程度及其驅(qū)動因子進行研究。研究表明，糧食播種面積對糧食產(chǎn)量具有顯著的正向作用，糧食播種面積每增加1%，糧食產(chǎn)量增加0．965%；1978～2014年福建省糧食播種面積總體呈下降趨勢，其中耕地面積、復種指數(shù)和非糧食作物播種面積是影響福建省糧食播種面積的主要因子。因此，在保證耕地面積穩(wěn)定的情況下，可通過提高復種指數(shù)和調(diào)整農(nóng)業(yè)種植結構的方式來擴大糧食播種面積，從而實現(xiàn)糧食增產(chǎn)以滿足未來福建省的糧食需求，保障區(qū)域糧食安全。

糧食播種面積變化；C－D生產(chǎn)函數(shù)；多元線性回歸；驅(qū)動因子；福建省

糧食安全關系到國家穩(wěn)定、社會和諧和經(jīng)濟發(fā)展[1-2]。反映糧食安全特征的指標主要包括糧食自給率、糧食儲備水平、糧食播種面積、人均占有量等指標[3-4]。2014年中央一號文件提出主銷區(qū)也要確立糧食面積底線，保證一定的口糧自給率[5]，這意味著糧食生產(chǎn)的責任必須共擔，而福建省作為全國第三大糧食主銷區(qū)，保證糧食自給的任務艱巨。2013年福建省糧食自給率僅37%，是繼廣東、浙江之后我國第三大缺糧省份。據(jù)專家預測，到2030年，全省糧食總需求達1460萬t以上，要保證糧食自給，糧食生產(chǎn)力需比現(xiàn)在提高50%以上[6]。糧食自給率的提升依賴于糧食播種面積總量的提高，因此，亟需研究糧食播種面積的驅(qū)動機制，進而探討增加福建省糧食播種面積的解決方案，提高福建省糧食生產(chǎn)能力。

1研究方法

1.1 C-D生產(chǎn)函數(shù)模型

C-D生產(chǎn)函數(shù)即柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，它是描述產(chǎn)出和生產(chǎn)要素之間關系的經(jīng)典模型。CD生產(chǎn)函數(shù)的一般形式如下：

A表示非零常數(shù)，L表示勞動力投入，K表示資本投入，Y表示總產(chǎn)出，α是資本的產(chǎn)出彈性，β是勞動力的產(chǎn)出彈性。

國內(nèi)學者對影響糧食產(chǎn)量的多種因素進行了大量研究，根據(jù)已有研究成果可將影響糧食產(chǎn)量因素分為以下幾類：第一類是各種生產(chǎn)要素投入，包括耕地資源、勞動力、化肥施用量、財政支出等；第二類是農(nóng)業(yè)技術，主要是機械化程度；第三類是政策與制度，包括國家和地方糧食政策、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)組織與經(jīng)營制度等；第四類是價格要素，主要是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格、糧食零售價格；第五類是各種自然災害，即受災面積。本文選取農(nóng)業(yè)機械動力X1表示技術投入、有效灌溉面積X2表示灌溉量、化肥施用量X3表示物質(zhì)投入、用電量X4表示能源投入、糧食播種面積X5表示土地投入、農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量X6表示勞動力投入，對影響糧食產(chǎn)量因素進行評價。因資本投入受貨幣政策、供求關系等因素影響波動過大，故不選擇此類指標。

通過應用C-D生產(chǎn)函數(shù)可以描述糧食產(chǎn)出和各個要素之間的關系[7]。將C-D生產(chǎn)函數(shù)擴展為：

（1）式中，a1,a2,…,a6為待估參數(shù)，C為常數(shù)項，μ為誤差項，指氣候、政策等難以量化因素的干擾。

1.2多元逐步回歸模型

設有n組觀測數(shù)據(jù)，分別為xi1,xi2,…xij，yi（i=1,2,…,n），且n組數(shù)據(jù)滿足以下關系式：

b0，b1，…,bj為待估參數(shù)，該模型稱為多元線性回歸模型。在建立多元線性回歸方程時，根據(jù)自變量對因變量的方差貢獻值的大小進行變量篩選，剔除貢獻較小以及與其他自變量存在共線性的自變量，從而建立精簡、穩(wěn)定的回歸模型，該模型為多元逐步回歸模型[8]。對多元回歸方程的顯著性檢驗通過復相關系數(shù)R來進行。復相關系數(shù)R越接近于1，回歸效果越好。

2數(shù)據(jù)來源與處理

2.1數(shù)據(jù)來源

收集整理了福建省1978～2014年糧食播種面積、有效灌溉面積、用電量、農(nóng)業(yè)機械動力、化肥施用量、農(nóng)業(yè)勞動力、耕地面積、非糧食作物播種面積、生產(chǎn)資料價格指數(shù)及財政支農(nóng)支出等數(shù)據(jù)。其主要來源于《福建統(tǒng)計年鑒》[9]、《中國統(tǒng)計年鑒》[10]及《福建財政年鑒》[11]。

2.2數(shù)據(jù)處理

通過數(shù)據(jù)整理，以C-D生產(chǎn)函數(shù)模型為基礎，并將其轉化為線性模型，應用SPSS軟件，運用最小二乘法對（1）式進行回歸計算求得各個模型參數(shù)，并應用逐步多元回歸方法篩選各時間序列影響糧食播種面積的主要因子。

3糧食播種面積對產(chǎn)量的彈性分析

根據(jù)測算結果，其R2為0.979，接近于1，因此該模型的擬合程度較高。

表1柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型估計結果

由表1可得，P值小于顯著性水平（0.1）的生產(chǎn)要素對糧食產(chǎn)量的影響是顯著的，包括農(nóng)業(yè)機械動力、化肥施用量、糧食播種面積以及農(nóng)業(yè)勞動力。

糧食播種面積的生產(chǎn)彈性系數(shù)最大，在其他生產(chǎn)要素投入不變的條件下，通過擴大播種面積能有效提高糧食產(chǎn)量，糧食播種面積每增加1%，糧食產(chǎn)量可增長0.965%。其次是化肥施用量，其生產(chǎn)彈性系數(shù)為0.161，說明增加化肥的投入對糧食產(chǎn)量的增加仍有較大作用。農(nóng)業(yè)機械動力的彈性較低，說明機械化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)應用較少，但其對糧食產(chǎn)量的增加具有正效應。農(nóng)業(yè)勞動力通過了t檢驗，但是其生產(chǎn)彈性系數(shù)為負，說明農(nóng)業(yè)發(fā)展處于后劉易斯轉折點的階段上，糧食生產(chǎn)的勞動力需求在減少[12]。

有效灌溉面積對福建省糧食產(chǎn)量的影響不顯著。理論上，有效灌溉面積和糧食總產(chǎn)量是呈正相關關系，提高有效灌溉面積能保持糧食增產(chǎn)。可能由于福建省地處東南沿海，降水充沛，河流體系發(fā)達，灌溉水源充足，各地塊的灌溉面積差異不大，影響了該因素對糧食產(chǎn)量的影響。用電量對糧食產(chǎn)量的影響也不顯著，主要是由于農(nóng)村用電結構差異導致的，電力用于農(nóng)業(yè)的土壤改良、水利排灌和農(nóng)機修理較少，因而對糧食生產(chǎn)缺乏直接的影響力度。

經(jīng)濟學中各要素貢獻率為要素彈性系數(shù)乘以相應要素增長率再除以經(jīng)濟增長率，因此糧食產(chǎn)量增長的貢獻率等于該因素的生產(chǎn)彈性乘以該彈性所來源的要素的年增長率與糧食產(chǎn)量的年增長率之比[13]。在剔除異常值后，測算各個生產(chǎn)要素對糧食產(chǎn)量的貢獻率水平（因有效灌溉面積和用電量對糧食產(chǎn)量影響不顯著，故不做貢獻率分析），見表2。

表2各生產(chǎn)要素對糧食產(chǎn)量的貢獻率

綜上，糧食作物播種面積對糧食產(chǎn)量具有顯著的正向作用，在其他投入不變的情況下，糧食播種面積每增加1%，糧食產(chǎn)量增加0.965%，其貢獻率為18.25%。因此，播種面積是糧食生產(chǎn)中對產(chǎn)量提高制約性最強的因素，研究其變化及影響因子，對制定合理的糧食方案具有重要作用。

4糧食播種面積的時序變化及驅(qū)動因子分析

4.1糧食播種面積的時序變化趨勢

圖1為改革開放以來福建省糧食播種面積的變化曲線，由圖可得，福建省糧食播種面積經(jīng)歷了逐步下降、緩慢增長、基本穩(wěn)定、迅速下降以及趨于穩(wěn)定的變化過程。由表3～4可知，從1978到2014年，福建省的糧食播種面積在16個年份中有所增長，但增長幅度極小，累積年增長率18.16%。其余20年的糧食播種面積有不同程度的減少，累積年減少率76.72%。糧食播種面積的變化率在-12.65% ～4.5%之間，且主要集中在-3%～1.5%之間，播種面積的總減少量大于總增長量。

圖1 1978～2014年糧食播種面積變化趨勢

表3 1978～2014年福建省糧食播種面積變化主要指標

表4 1978～2014年福建省糧食播種面積變化率頻數(shù)分布

4.2糧食播種面積時序變化的驅(qū)動因子

據(jù)相關研究，糧食播種面積的影響因素主要有耕地面積、耕地屬性、種植結構、糧食政策、復種指數(shù)和經(jīng)濟環(huán)境等[14]。但在社會發(fā)展的不同階段，糧食播種面積的影響因子不盡相同，本文采用逐步多元回歸分析法，選取耕地面積、非糧食作物播種面積、復種指數(shù)、糧食價格指數(shù)、生產(chǎn)資料價格指數(shù)及財政支農(nóng)支出因子，分析糧食播種面積的驅(qū)動機制。

以福建省1978年到2014年糧食播種面積的變化情況，并結合各階段經(jīng)濟社會發(fā)展狀況，劃分福建省糧食播種面積的時間序列區(qū)間。第一階段為1978～1984，第二階段為1985～1992，第三階段為1993～1998，第四階段為1999～2005，第五階段為2006～2014。應用逐步多元回歸法對各序列區(qū)間數(shù)據(jù)進行處理，獲得福建省糧食播種面積的驅(qū)動因子，并計算該區(qū)間糧食播種面積的傾向率，見表5，各階段糧食播種面積及驅(qū)動因子變化趨勢如圖2～6。

由圖2可得，1978-1984年，糧食播種面積逐年下降（傾向率為-34.335）。通過相關分析可得，糧食播種面積變化率和非糧食播種面積變化率的相關系數(shù)達到0.980，因此比較利益的差異是糧食播種面積下降的主要原因，農(nóng)民根據(jù)利益差異調(diào)整農(nóng)業(yè)種植結構，從而糧田向非糧田轉化。在此期間，復種指數(shù)穩(wěn)定在190左右，減緩了糧食播種面積下降的速度。在此之后（1985～1992年），復種指數(shù)增大，糧食播種面積得到提高，如圖3。1985年，國家對農(nóng)產(chǎn)品的統(tǒng)派購制度進行全面改革，實行“雙軌制”，極大調(diào)動了農(nóng)民生產(chǎn)的積極性，農(nóng)民的復種意愿得到提升。

表5福建省各時間段糧食播種面積變化及驅(qū)動因子

圖2 1978～1984年糧食播種面積及驅(qū)動因子變化趨勢

圖3 1985～1992年糧食播種面積及驅(qū)動因子變化趨勢

1993～1998年，受國內(nèi)通貨膨脹的影響，1993～1995年，生產(chǎn)資料價格上漲，但漲幅極小，這在一定程度上降低了農(nóng)民生產(chǎn)積極性，在此之后生產(chǎn)資料價格下降，且復種指數(shù)漲至歷史最高點（241），糧食播種面積在兩者的共同作用下得到一定的提高。除此之外，政府在1994年大幅提高糧食收購價格，促使糧食播種面積保持平穩(wěn)增長狀態(tài)，如圖4。

圖4 1993～1998年糧食播種面積及驅(qū)動因子變化趨勢

在1999～2005年期間，耕地面積逐年下降，2005年降至1141 kha，為歷史最低點，如圖5。由于城市化與工業(yè)化的不斷加速，建設占用耕地不斷增加，使糧食生產(chǎn)所需的耕地數(shù)量不斷減少。但耕地資源是保證糧食播種面積穩(wěn)定的基本條件，因此必須采取措施保護耕地，保證耕地資源的數(shù)量與質(zhì)量。

在實行嚴格的耕地保護制度之后，2006～2014年，耕地面積下降趨勢得到有效遏制，且穩(wěn)定在1340 kha，在此期間，復種指數(shù)成為影響糧食播種面積的主導因素，相對上一時期，糧食播種面積下降趨勢放緩并趨于平穩(wěn)，如圖6。

圖5 1999～2005年糧食播種面積及驅(qū)動因子變化趨勢

圖6 2006～2014年糧食播種面積及驅(qū)動因子變化趨勢

從整體來看，1978～2014年，耕地面積X1、復種指數(shù)X2、非糧食作物播種面積X3是影響糧食播種面積的主要因素，其多元回歸式如下所示，其中R為0.990接近于1，F(xiàn)檢驗值為524.328，因此效果顯著。

結果表明：福建省糧食播種面積的增減與耕地面積、復種指數(shù)的變化呈正相關，與非糧食作物播種面積呈負相關。其中，復種指數(shù)是制約糧食播種面積的主要因素。

5結論與建議

5.1結論

糧食作物播種面積是影響福建省糧食產(chǎn)量的主要因素，其對糧食產(chǎn)量具有顯著的正向作用，即糧食播種面積每增加1%，糧食產(chǎn)量增加0.965%。改革開放以來，福建省糧食播種面積經(jīng)歷了逐步下降、緩慢增長、基本穩(wěn)定、迅速下降以及趨于穩(wěn)定的變化過程，各階段的影響因子不盡相同。從整體上來看，復種指數(shù)、耕地面積和非糧食作物播種面積是影響福建省糧食播種面積的主要因子。

5.2建議

（1）實施好“藏糧于地、藏糧于技”戰(zhàn)略，保證耕地數(shù)量與質(zhì)量。嚴格保護耕地，加強基本農(nóng)田建設，并通過土地開發(fā)整理進一步增加耕地面積和提升單位面積糧食生產(chǎn)能力。積極推進農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新、集成創(chuàng)新和服務創(chuàng)新，加大糧食新品種和新技術的引、育、繁、推力度，從而實現(xiàn)糧食生產(chǎn)中的高產(chǎn)、優(yōu)質(zhì)、高效、生態(tài)、安全等目標。

（2）合理調(diào)整農(nóng)業(yè)種植結構，加大對糧食生產(chǎn)的政策扶持力度。農(nóng)業(yè)部門需建立新的信息收集渠道，總攬全省糧食生產(chǎn)動態(tài)變化情況，為農(nóng)民的生產(chǎn)決策提供準確有效的市場信息。政府需從稅收、金融等方面加大對糧食產(chǎn)業(yè)的政策扶持，提高糧食補貼標準，增加財政支農(nóng)支出。

（3）改進耕作制度，提升復種指數(shù)，擴大糧食播種面積。經(jīng)國內(nèi)學者推算，福建省復種指數(shù)為2.031，潛力值達到2.790，可挖掘潛力將近40%，糧食播種面積潛力達到103萬ha2[15]，因此福建省可通過開發(fā)復種潛力增加糧食播種面積。福建省需加快土地使用權的合理流轉與適當集中，提高耕地的使用效率，同時應加強農(nóng)業(yè)基礎設施建設，提高農(nóng)業(yè)機械化生產(chǎn)水平，從而提升農(nóng)民復種意愿，增加農(nóng)民收入。

［1］W IEBE KEITH．Land quality，agricultural productivity and food security［M］．W orcester：Edward Elgar Press，2003：1－7．

［2］CHRISTIANSEN F．Food security，u rbanization and social stability in China［J］．Journal of Agrarian Change，2009，9（4），548－575．

［3］李文明，唐成，謝顏．基于指標評價體系視角的我國糧食安全狀況研究［J］．農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2010（9）：26－31．

［4］CHEN J．Rapid urbanization in China：a real challenge to soil protection and food security［J］．Catena，2006，69（1）：1－15．

［5］王立彬．國家糧食安全將強化央地產(chǎn)銷共同責任［J］．農(nóng)村．農(nóng)業(yè)．農(nóng)民（A版），2014（2）：12．

［6］黃新茂．城鎮(zhèn)化加速背景下福建省糧食安全問題及對策［J］．中國糧食經(jīng)濟，2013（12）：15－18．

［7］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］．地域研究與開發(fā)，2013（1）：147－151．

［8］周元嬌．篩選逐步回歸方法的改進研究［D］．揚州：揚州大學，2011．

［9］福建省統(tǒng)計局．福建省統(tǒng)計年鑒［EB／OL］．http：／／www．stats－fj．gov．cn／tongjinianjian／dz2015／index－cn．htm．

［10］中華人民共和國國家統(tǒng)計局．中國統(tǒng)計年鑒［EB／OL］．http：／／www．stats．gov．cn／tjsj／ndsj／2015／indexch．htm．

［11］福建省財政廳．福建財政年鑒［EB／OL］．http：／／www．fjcz．gov．cn／upfiles／cznj／2015／cdrom／index．htm．

［12］蔡昉．劉易斯轉折點后的農(nóng)業(yè)發(fā)展政策選擇［J］．中國農(nóng)村經(jīng)濟，2008（8）：4－15，33．

［13］肖海峰，王姣．我國糧食綜合生產(chǎn)能力影響因素分析［J］．農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟，2004（6）：45－49．

［14］黨安榮，閻守邕．我國耕地面積與糧播面積的時序變化研究［J］．地理科學進展，1998（1）：36－43．

［15］梁書民．我國各地區(qū)復種發(fā)展?jié)摿εc復種行為研究［J］．農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2007（5）：85－90，112．

（責任編輯：朱聯(lián)九）

Study on Grain’s Sown Area Change and Driving Factors in Fujian Province

CHEN Qiao-yan,FAN Sheng-long
(College of Resource and Environment,Fujian Agriculture and Forestry University,Fuzhou,Fujian 350002,China)

Taking related data of Fujian in 1978～2014 as the basis,and making use of C-D production functionmodel and stepw isemultiple factor line regression,the sown area of grain impacton food production and the driving factors are analyzed in this paper.Studies have shown that sown area of grain has a significant positive effect on food production,which means thateach 1%increase in sown area of grain,grain production increased by 0.965%.Sown area of grain decreased on thewhole in 1978～2014.The area of cultivated land,multiple cropping index and sown area of non-grain crops are themain factors affecting sown area of grain in Fujian Province.Therefore,the government should ensure the stability of the cultivated land area,in that case the sown area of grain can be expanded by increasing themultiple crop index and adjusting agricultural planting structure,thus achieving food production to meet future food needs in Fujian Province and protect regional food security.

change of grain’s sown area;C-D production function;multiple factor line regression;driving factors;Fujian Province

F326．11

A

1673－4343（2016）06－0083－07

10．14098／j．cn35－1288／z．2016．06．014

2016－05－14

福建省自然科學基金（2015J01624）

陳巧燕，女，福建安溪人，碩士研究生。主要研究方向：土地資源可持續(xù)利用。通訊作者：范勝龍，男，福建永定人，博士，副教授。主要研究方向：土地資源可持續(xù)利用。