寧夏地區(qū)農產品單產與農業(yè)經濟值的關系分析*

張自剛，陳劍秋

（金正大生態(tài)工程集團股份有限公司，山東臨沂 276700）

寧夏地區(qū)農產品單產與農業(yè)經濟值的關系分析*

張自剛，陳劍秋

（金正大生態(tài)工程集團股份有限公司，山東臨沂 276700）

為研究寧夏地區(qū)主要農產品單產變化與農業(yè)總產值、中間消耗、增加值的關系，文章采用多元回歸分析方法對2004～2014年寧夏自治區(qū)的五大類農產品單產和農業(yè)總產值、中間消耗、增加值的變化進行模型分析。結果顯示，五大類農產品單產對農業(yè)總產值的貢獻：糧食＞蔬菜＞油料，蔬菜種植的農業(yè)總產值、增加值的貢獻高于藥材和油料作物，農業(yè)中間消耗貢獻卻較低。胡麻籽、玉米、瓜菜單產增加對在農業(yè)增加值的增長貢獻較大。寧夏農業(yè)結構轉型升級過程中，應大力發(fā)展蔬菜（瓜菜類為主）種植，適度發(fā)展油料（胡麻籽）和藥材種植，控制稻谷和小麥等糧食作物種植，實現(xiàn)寧夏農業(yè)經濟效益提升。

農產品單產 農業(yè)總產值 農業(yè)中間消耗 農業(yè)增加值

寧夏自治區(qū)的農業(yè)種植歷史悠久，黃河的引黃灌溉及以五大渠為主的水利工程，造就了美麗富庶的銀川平原，素有“塞上江南”的美譽[1～3]。揚黃灌溉使得寧夏中部也能利用豐富的水資源，滿足了農業(yè)的灌溉需求。南部山區(qū)的雨養(yǎng)農業(yè)則更多地依靠天氣因素，農業(yè)生產的不穩(wěn)定性較高。該區(qū)域光照時間長，輻射量大，光熱資源豐富[2～4]。同時，作為干旱、半干旱地區(qū)，政府大力發(fā)展設施農業(yè)和節(jié)水灌溉，農業(yè)生產方式和節(jié)水、控肥理念不斷深入[4～5]。

寧夏是“絲綢之路”經濟帶的重要節(jié)點，已迎來農業(yè)經濟發(fā)展的良好機遇，作為我國農業(yè)發(fā)展極具特色的區(qū)域，其成功的農業(yè)發(fā)展模式將為同一氣候生態(tài)類型區(qū)的農業(yè)發(fā)展提供參考，也為日趨嚴重的“厄爾尼諾”現(xiàn)象帶來的農業(yè)生產環(huán)境變化提供對策和技術依據(jù)。

該研究以2004～2014年寧夏自治區(qū)的五大類農產品單產變化與此階段的農業(yè)總產值、中間消耗、增加值的變化為研究對象，分析不同作物單產增加對農業(yè)經濟效益的貢獻和影響，為寧夏地區(qū)農業(yè)種植結構調整、政府決策提供技術依據(jù)。

1 材料與方法

查閱2005～2015年《寧夏自治區(qū)統(tǒng)計年鑒》，整理出2004～2014年寧夏自治區(qū)的五大類農產品的單位面積產量和農業(yè)總產值、中間消耗、增加值數(shù)據(jù)。將變量量綱和數(shù)量級不同的原始數(shù)據(jù)矩陣進行標準化處理，確保數(shù)據(jù)科學性；計算相關系數(shù)，SPSS進行單個樣本K-S檢驗，檢驗數(shù)據(jù)的正態(tài)分布特征；采用Enter法進行多元線性Linear回歸分析，建立全回歸模型，比較標準化回歸系數(shù)值β（Beta）值，利用|β|值判斷各個變量貢獻。

2 結果分析

2.1 2004～2014年農業(yè)總產值、中間消耗值、增加值

從圖1可以看出，2004～2014年自治區(qū)的農業(yè)總產值、中間消耗值、增加值持續(xù)增長，并且3者在2009年以后增長量不斷上升；2009～2014年增長速率明顯高于2004～2008年的增長速率；從總量上可以看出，農業(yè)總產值的增長量分別高于中間消耗值和增加值，農業(yè)增加值的上升表現(xiàn)了農業(yè)經濟效益不斷提高，但農業(yè)增加值的增長量和農業(yè)中間消耗值的增長量基本一致，說明自治區(qū)的農業(yè)經濟收入增加是較高的投入成本換來的，經濟效益并不明顯。農業(yè)產業(yè)結構調整、升級，發(fā)揮現(xiàn)代農業(yè)途徑是自治區(qū)農業(yè)持續(xù)健康發(fā)展的當務之急。

2.2 五大類農產品單位面積產量與農業(yè)總產值、中間消耗值、增加值回歸分析

正態(tài)性分析（表1）結果顯示，K-S檢驗中，農業(yè)增加值的Z值為0.491，農業(yè)中間消耗的P值（sig 2-tailed）=0.981＞0.05，說明農業(yè)總產值、農業(yè)中間消耗、農業(yè)增加值數(shù)據(jù)均呈近似正態(tài)分布特點。寧夏五大類農產品中，糧食單位面積產量與油料、蔬菜、藥材單位面積產量的相關系數(shù)分別為0.823、0.714、0.938，達到顯著水平；油料與藥材、蔬菜的相關系數(shù)為0.887、0.924；而水果與其他4類農產品單產之間沒有顯著相關的表現(xiàn)。說明糧食、油料作物單位面積產量與蔬菜單產聯(lián)系緊密，水果產量獨立性較強。糧食、油料、蔬菜均屬季節(jié)性種植，農戶管理習慣較為接近，化肥、農藥投入方式比較一致，種植積極性存在一致性。而以多年生作物為主的水果產業(yè)管理方式和一年生作物存在差異，當糧食和蔬菜種植積極性波動，產生種植力轉移到水果種植，帶來較為穩(wěn)定的單產增長特性。農業(yè)總產值、中間消耗值、增加值3者之間的相關性極高，且與糧食、玉米、油料、胡麻籽、藥材、蔬菜作物單位面積產量相關性也很高。

2004～2014年，寧夏五大類糧食、油料、蔬菜、藥材、水果農產品單產與對應年份的寧夏自治區(qū)農業(yè)總產值、中間消耗值、增加值做多元回歸分析（表2）。回歸方程的復相關系數(shù)為0.990、0.991、0.989，決定系數(shù)（R2）為0.980、0.983、0.978，經方差分析，F(xiàn)≥44.560，P=0.000，回歸方程準確、有效。

圖1 寧夏自治區(qū)2004～2014年農業(yè)總產值、中間消耗值、增加值的變化情況

表1 2004～2014年農業(yè)總產值、中間消耗值、增加值的正態(tài)性分析

由表3可得，五大類農產品單產與農業(yè)總產值、中間消耗值、增加值的回歸方程為：Y1（ 農 業(yè) 總 產 值 ）=799.536X1+523.704X2+54.920X3+74.326X4-27.010X5-5548 186.770；Y2（ 農 業(yè)中 間 消 耗 ）=374.200X1+259.130X2+25.573X3+30.018X4-8.247X5-2527 324.820；Y3（ 農 業(yè) 增 加值 ）=422.125X1+261.692X2+31.663X3+45.629X4-19.864X5-3060 756.479。

比較3個方程的偏相關系數(shù)，五大類農產品單產變化對農業(yè)總產值、中間消耗值、增加值的貢獻依次為：糧食＞油料＞蔬菜＞藥材＞水果，說明五大類農產品單產在農業(yè)總產值、中間消耗值、增加值所占的比重和經濟量作用差異。

五大類農產品單產對農業(yè)總產值的變量貢獻中，糧食作物單產對農業(yè)總產值的變量貢獻最大，通徑系數(shù)為0.405，其次是蔬菜單產的β=0.299，油料作物（0.261）的單產貢獻值略小于蔬菜（0.299）；糧食、油料、藥材、蔬菜、水果對農業(yè)中間消耗的變量貢獻中，油料（0.283）＞蔬菜（0.265），說明油料作物的中間消耗率較高，蔬菜則較低；農業(yè)增加值變量貢獻中，油料（0.238）明顯小于蔬菜（0.334）。藥材單產增加帶來的總產值、中間消耗、增加值較低，但為正向效應。水果產業(yè)的3個回歸方程中均為負數(shù)，可能是積極性不高、單產增長幅度較低等因素造成的。說明傳統(tǒng)農業(yè)模式中，糧食作物的主導地位穩(wěn)固，沒有發(fā)生變化，蔬菜的農業(yè)總產值、增加值的變量貢獻高于油料作物，農業(yè)結構調整中，應更多地依靠蔬菜產業(yè)的發(fā)展，提高蔬菜單產實現(xiàn)農業(yè)產業(yè)的經濟效益增長。同時，把藥材作為一個有力的經濟增長點也應持續(xù)開發(fā)、培養(yǎng)。

2.3 主要農產品單產與農業(yè)總產值、中間消耗值、增加值回歸分析

將2004～2014年寧夏主要農產品單產分別與對應年份的寧夏自治區(qū)農業(yè)總產值、中間消耗值、增加值做多元回歸分析（表4）。回歸方程的復相關系數(shù)（R）≥0.998，決定系數(shù)（R2）≥0.996，經方差分析，F(xiàn)≥69.034，P＜0.05，回歸方程準確、有效。

比較表5中主要農產品單產與農業(yè)總產值、中間消耗值、增加值3個回歸方程的偏相關系數(shù)，主要農產品單產對農業(yè)總產值、中間消耗值的貢獻依次為：胡麻籽＞玉米＞瓜菜類＞薯類＞蘋果＞小麥≈大豆＞稻谷；對增加值的貢獻依次為：胡麻籽＞玉米＞瓜菜類＞薯類＞蘋果＞小麥＞稻谷≈大豆。說明胡麻籽和玉米單產對農業(yè)總產值、中間消耗值、增加值的貢獻較高，各個農作物均表現(xiàn)出高投入、高產出的特點，胡麻籽、玉米、瓜菜單位面積呈現(xiàn)不斷上升的發(fā)展階段，對寧夏農業(yè)產業(yè)的發(fā)展有一定的重要意義。

比較通徑系數(shù)β，主要農產品單產增長對農業(yè)總產值增長貢獻：胡麻籽（0.514）＞玉米（0.462）＞瓜菜類（0.198）＞薯類（0.009）＞大豆（-0.013）＞蘋果（-0.020）＞小麥（-0.023）＞稻谷（-0.035），胡麻籽、玉米、瓜菜和薯類單產對總產值正增長貢獻，稻米、小麥、蘋果則對農業(yè)總產值有負增長影響；農業(yè)中間消耗增長貢獻中：胡麻籽（0.515）＞玉米（0.467）＞瓜菜類（0.180）＞薯類（0.011）＞大豆（-0.012）＞蘋果（-0.026）＞小麥（-0.018）＞稻谷（-0.038）；農業(yè)增加值貢獻中：胡麻籽（0.514）＞玉米（0.454）＞瓜菜類（0.210）＞薯類（0.007）＞大豆（-0.018）=蘋果（-0.018）＞小麥（-0.025）＞稻谷（-0.036），胡麻籽、玉米、瓜菜單產增加對農業(yè)增加值的貢獻較大，薯類的單產農業(yè)增加值貢獻較低，稻谷、小麥、蘋果、大豆存在負向作用，對農業(yè)增加值上升有一定的牽制作用。

表2 五大類農產品單產與農業(yè)總產值、中間消耗值、增加值回歸概述

表3 五大類農產品單產與農業(yè)總產值、中間消耗值、增加值的回歸模型

表4 主要農產品產量與農業(yè)總產值、中間消耗值、增加值回歸概述

表5 主要農產品產量與農業(yè)總產值、中間消耗值、增加值的回歸模型

3 結論與討論

近年來，城鎮(zhèn)化、工業(yè)化和農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展遇到一定阻力，寧夏糧食主產區(qū)農民收入增長降低，緩慢調整的農業(yè)結構已不適應當前社會經濟發(fā)展的需要[1，2]，需充分結合寧夏獨特的氣候、資源條件，探討現(xiàn)階段寧夏農業(yè)結構調整的思路。寧夏農業(yè)現(xiàn)代化水平總體發(fā)展趨勢呈上升狀態(tài)，水平空間呈現(xiàn)“北高南低”的分布態(tài)勢，與寧夏自然地理分區(qū)呈現(xiàn)出明顯的耦合性[3]。寧夏是西北發(fā)展日光溫室的理想區(qū)域，設施蔬菜面積年均增長近1.33萬hm2，在沙漠荒地、戈壁地、鹽堿地等非耕地大力發(fā)展設施蔬菜[4～6]。在保障中國糧食安全前提下，小麥、玉米、水稻三大糧食作物化肥投入的削減潛力較大，碳減排效應明顯，穩(wěn)定糧食作物種植面積[7]。該研究中，傳統(tǒng)農業(yè)模式中，糧食作物的主導地位穩(wěn)固，糧食作物單產增加對農業(yè)總產值以及增加值的影響依然最大。蔬菜對農業(yè)總產值、增加值的變量貢獻高于油料作物；水果單產遭遇增長瓶頸、市場對水果品質的更高要求；農業(yè)結構調整中，寧夏地區(qū)應著力引導、推廣蔬菜、藥材的種植，挖掘產量潛力，開發(fā)培育藥材等新興作物增長點，實現(xiàn)產業(yè)經濟效益增長。創(chuàng)新農業(yè)種植組合，優(yōu)化同類地區(qū)生態(tài)農業(yè)發(fā)展結構，實現(xiàn)時間、空間耦合，提高農業(yè)資源的利用效率，獲得最大效益[8]。傳統(tǒng)農業(yè)生產模式束縛和政策扶持偏弱，增大了優(yōu)化種植的推廣難度。馬鈴薯作為寧夏農業(yè)特色優(yōu)勢，應走產業(yè)集群式發(fā)展路線[9]。玉米栽培管理簡單，寧夏中部干旱帶揚黃灌區(qū)玉米的種植面積較大。精準改良非耕地土壤，改善土壤有益微生物群落的微生態(tài)環(huán)境，提高設施瓜菜產量[9]。從經濟效益角度出發(fā)，充分發(fā)揮胡麻、玉米、瓜菜、薯類單產提升快、產量增加難度小的突出特點，積極發(fā)展合作社和農場等新型種植方式，適當減少稻谷、小麥、大豆等作物的種植面積，降低農化品投入。將適宜耕地有選擇地轉移到胡麻、玉米、瓜菜、薯類種植上，調整農業(yè)種植結構，實現(xiàn)農業(yè)產值增加，降低中間投入品的消耗，有力提升農業(yè)增加值，促進農業(yè)經濟發(fā)展，實現(xiàn)農民增收。

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國家“十二五”科技支撐計劃資助項目（2011BAD11B01，2011BAD11B02）；山東省自主創(chuàng)新專項資助項目（2012CX90202）