基于LMDI的山東省糧食產(chǎn)量影響因素分解

喬秀杰 呂曉 張全景

摘要：為定量探尋不同因素對(duì)山東省糧食產(chǎn)量的影響，分析糧食產(chǎn)量波動(dòng)的內(nèi)在原因，本文選用對(duì)數(shù)平均迪式分解指數(shù)（LMDI）模型，將山東省1994-2013年糧食產(chǎn)量變化原因分解為耕地面積、復(fù)種指數(shù)、糧作比例、糧食單產(chǎn)四個(gè)因素進(jìn)行分析。結(jié)果表明：①近20年間山東省糧食產(chǎn)量呈現(xiàn)波動(dòng)式增加，且糧食單產(chǎn)的變化趨勢(shì)與糧食總產(chǎn)趨勢(shì)大致相符；②省級(jí)尺度上，耕地面積與糧作比例為抑制糧食增產(chǎn)的主要原因，糧食單產(chǎn)為促進(jìn)糧食增產(chǎn)的主要原因；③從市域尺度，各因素對(duì)糧食產(chǎn)量的作用方向和作用力度均存在較大差異，表現(xiàn)出較強(qiáng)的個(gè)體差異。

關(guān)鍵詞：糧食產(chǎn)量；影響因素；LMDI模型；山東省

中圖分類號(hào)：F326.11文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)號(hào)：A文章編號(hào)：1001-4942（2016）07-0164-05

糧食安全關(guān)乎世界的和平與穩(wěn)定，長(zhǎng)期以來倍受國(guó)際社會(huì)關(guān)注[1，2]。提高糧食產(chǎn)量主要有兩種途徑，一是擴(kuò)大播種面積，二是提高單產(chǎn)[3]。相關(guān)研究表明，單產(chǎn)驅(qū)動(dòng)力大于播種面積[4]。我國(guó)糧食產(chǎn)量近幾年逐年遞增，然而這種增長(zhǎng)背后卻表現(xiàn)出總量增長(zhǎng)但波動(dòng)劇烈的態(tài)勢(shì)，從而影響到糧食有效供給及糧食安全水平[5]。研究影響糧食產(chǎn)量的主要因素，可為糧食增產(chǎn)探尋有效途徑。

目前，已有一些學(xué)者從氣候變化[6]、耕地?cái)?shù)量變化[7]、化肥施用量[8]、種植結(jié)構(gòu)[9]等單一因素來解釋糧食生產(chǎn)的時(shí)空變化，缺乏綜合性的定量研究；且多選用一期或幾期的斷面數(shù)據(jù)，運(yùn)用灰色關(guān)聯(lián)分析、因子分析法、時(shí)間序列等方法，但分解過程中的殘差和“0”值問題對(duì)結(jié)果存在較大影響[10，11]。Ang[12] 提出的對(duì)數(shù)平均迪氏分解指數(shù)（LMDI）法有效地解決了該問題，提高了結(jié)果分析的精確度。LMDI在國(guó)內(nèi)外多運(yùn)用于碳排放[13]等領(lǐng)域并取得較大進(jìn)展，金濤等[14]運(yùn)用該方法對(duì)江蘇省的糧食單產(chǎn)進(jìn)行因素分解以揭示糧食生產(chǎn)與耕地利用的關(guān)系；劉玉等亦運(yùn)用該方法分別對(duì)黃淮海地區(qū)糧食生產(chǎn)[15]、河南省糧食生產(chǎn)[16]、我國(guó)糧食產(chǎn)量和作物構(gòu)成[10]進(jìn)行了因素分解研究。

山東省是我國(guó)重要的產(chǎn)糧基地，2013年糧食播種面積為729.46×104 hm2，糧食總產(chǎn)量為4 528.23×104 t，分別占全國(guó)的6.50%和7.50%。山東省糧食生產(chǎn)的穩(wěn)定，對(duì)于中國(guó)糧食安全保障具有重要意義[17]。鑒于此，本研究首先計(jì)算山東省糧食生產(chǎn)的增加量，對(duì)時(shí)空格局進(jìn)行估計(jì)；在此基礎(chǔ)上再運(yùn)用LMDI模型，將糧食產(chǎn)量變化分解為播面單產(chǎn)（糧食單產(chǎn)）、種植結(jié)構(gòu)（糧作比例）、復(fù)種指數(shù)、耕地面積[18]四個(gè)因素，并對(duì)各因素貢獻(xiàn)進(jìn)行比較分析，以明確影響山東省糧食產(chǎn)量變化的主要因素。

2結(jié)果與分析

2.11994-2013年糧食產(chǎn)量變化分析

對(duì)1994-2013年相關(guān)數(shù)據(jù)整理分析可知，2013年糧食產(chǎn)量為4 528.23×104 t，較1994年增長(zhǎng)437.09×104 t，漲幅為10.68%。總體來看，山東省糧食單產(chǎn)與糧食總產(chǎn)均呈現(xiàn)增長(zhǎng)趨勢(shì)且變化基本一致（圖1），但增長(zhǎng)過程中存在一定的波動(dòng)性，大致可分為3個(gè)階段，1994-1996年為緩慢增長(zhǎng)期，糧食產(chǎn)量增幅緩慢；1996-2003年為劇烈波動(dòng)期，糧食產(chǎn)量波動(dòng)較大，平均產(chǎn)量較低；2004-2013年為穩(wěn)步增長(zhǎng)期，糧食產(chǎn)量逐漸提高，但增幅逐漸下降。

對(duì)耕地面積、復(fù)種指數(shù)、糧作比例分析可知，1994-2013年間，山東省耕地面積逐年下降，由1994年的801.61×104 hm2下降至2013年的751.08×104 hm2，降幅為6.30%；而復(fù)種指數(shù)與糧作比例變化幅度較小，處于相對(duì)穩(wěn)定的狀態(tài)（圖2）。

2.21994-2013年各因素對(duì)糧食產(chǎn)量變化的貢獻(xiàn)度

2.2.1各因素對(duì)糧食產(chǎn)量總貢獻(xiàn)度運(yùn)用LMDI模型，對(duì)1994-2013年山東省糧食總產(chǎn)量進(jìn)行因素分解，分別計(jì)算各因素對(duì)糧食總產(chǎn)的貢獻(xiàn)度，結(jié)果如圖3所示。可知，復(fù)種指數(shù)與糧食單產(chǎn)表現(xiàn)為正效應(yīng)，促進(jìn)了糧食的增產(chǎn)，其中復(fù)種指數(shù)對(duì)糧食總產(chǎn)的貢獻(xiàn)為319.92×104 t，糧食單產(chǎn)對(duì)糧食總產(chǎn)的貢獻(xiàn)為842.32×104 t。而耕地面積和糧作比例表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)，對(duì)糧食增產(chǎn)存在抑制作用，其中耕地面積對(duì)糧食總產(chǎn)的貢獻(xiàn)為-280.38×104 t，糧作比例對(duì)糧食總產(chǎn)的貢獻(xiàn)為-444.62×104 t。總體來看，復(fù)種指數(shù)、糧食單產(chǎn)對(duì)糧食增產(chǎn)的正效應(yīng)大于耕地面積、糧作比例帶來的負(fù)效應(yīng)，因此山東省糧食總產(chǎn)量在1994-2013年間整體仍呈增長(zhǎng)趨勢(shì)。

2.2.2各因素對(duì)糧食產(chǎn)量貢獻(xiàn)度變化分析運(yùn)用LMDI模型，以一年為周期，逐年探尋耕地面積、復(fù)種指數(shù)、糧作比例和糧食單產(chǎn)各因素對(duì)糧食產(chǎn)量的貢獻(xiàn)值。由圖4可見，在自然、人文等要素的共同作用下，各因素對(duì)糧食總產(chǎn)的貢獻(xiàn)方向和貢獻(xiàn)強(qiáng)度表現(xiàn)出極強(qiáng)的波動(dòng)性，但近年來趨于平穩(wěn)。

（1）耕地面積對(duì)山東省糧食總產(chǎn)貢獻(xiàn)較低且總體為負(fù)，20年間僅3年表現(xiàn)為正效應(yīng)，其余年份均為負(fù)效應(yīng)；除1995-1996年度，其余年度波動(dòng)均較小，這與我國(guó)實(shí)行的嚴(yán)格的耕地保護(hù)政策有直接關(guān)聯(lián)，近年來耕地面積下降速度減緩，耕地面積對(duì)糧食總產(chǎn)的影響逐漸削弱。

（2）復(fù)種指數(shù)對(duì)糧食增產(chǎn)的貢獻(xiàn)呈現(xiàn)出“正-負(fù)-正”效應(yīng)的趨勢(shì)，并趨于平穩(wěn)，整體表現(xiàn)為促進(jìn)了山東省的糧食增產(chǎn)，表明，一方面山東省耕地利用程度逐漸趨于穩(wěn)定；另一方面雖然復(fù)種指數(shù)對(duì)山東省糧食總產(chǎn)的貢獻(xiàn)值逐漸下降，但整體仍表現(xiàn)出持續(xù)的促進(jìn)作用。

（3）糧食單產(chǎn)對(duì)糧食總產(chǎn)的貢獻(xiàn)最大，與糧食總產(chǎn)的變化趨勢(shì)基本一致，為山東省糧食增產(chǎn)的主要推力。1994-2007年間糧食單產(chǎn)表現(xiàn)出了強(qiáng)烈的波動(dòng)性，近年來波動(dòng)幅度較小，且貢獻(xiàn)值有逐漸降低的趨勢(shì)。通過提升農(nóng)業(yè)技術(shù)普及程度和增加農(nóng)業(yè)資本投入提高糧食單產(chǎn)，可有效促進(jìn)山東省糧食總產(chǎn)的提升。

（4）糧作比例對(duì)糧食增產(chǎn)的負(fù)效應(yīng)較為明顯，成為糧食增產(chǎn)的最大阻力。1994年以來，山東省糧作比例逐年下降，至2004年下降至0.586，年均降幅達(dá)2.06%。近年來，隨著國(guó)家和山東省一系列政策的頒布，有效地促進(jìn)了糧作比例的回升，但截至2013年，仍比1994年低0.072。對(duì)糧作比例的整體趨勢(shì)分析，其波動(dòng)性也較強(qiáng)，對(duì)糧食增產(chǎn)的貢獻(xiàn)不穩(wěn)定。

2.3各市糧食產(chǎn)量變化因素分解

運(yùn)用LMDI模型對(duì)山東省17地市糧食產(chǎn)量進(jìn)行因素分解，分別計(jì)算各因素對(duì)糧食總產(chǎn)的貢獻(xiàn)度，如表1所示。

（1）從總貢獻(xiàn)值分析，四個(gè)因素對(duì)各地區(qū)糧食增產(chǎn)的總貢獻(xiàn)值差異較大，對(duì)9個(gè)市的糧食增產(chǎn)存在正效應(yīng)，其余均為負(fù)效應(yīng)。其中德州、聊城、菏澤三市的糧食增產(chǎn)最為顯著，占糧食總增加量的110.00%。

（2）從分類貢獻(xiàn)分析，市域范圍內(nèi)各因素對(duì)糧食生產(chǎn)的促進(jìn)方向、力度有較大差異，規(guī)律性較弱。復(fù)種指數(shù)、糧食單產(chǎn)總貢獻(xiàn)值為正值，耕地面積、糧作比例總貢獻(xiàn)值為負(fù)值，與山東省整體情況一致。

。

3討論與結(jié)論

基于對(duì)1994-2013年山東省糧食產(chǎn)量的因素分解，得出以下結(jié)論：

（1）1994-2013年間山東省糧食產(chǎn)量呈現(xiàn)波動(dòng)式增加，糧食單產(chǎn)的變化趨勢(shì)與糧食總產(chǎn)基本一致，糧食主產(chǎn)區(qū)主要分布于內(nèi)陸地區(qū)。

（2）運(yùn)用LMDI模型將影響山東省糧食產(chǎn)量的因素進(jìn)行分解，結(jié)果表明耕地面積與糧作比例為抑制山東省糧食增產(chǎn)的主要因素，而復(fù)種指數(shù)與糧食單產(chǎn)促進(jìn)了糧食產(chǎn)量的增加。其中糧食單產(chǎn)的促進(jìn)作用尤為明顯，20年間對(duì)糧食總產(chǎn)增加的貢獻(xiàn)率為192.71%；復(fù)種指數(shù)對(duì)糧食增產(chǎn)的促進(jìn)作用次之，對(duì)糧食增產(chǎn)的貢獻(xiàn)率為73.19%，雖然山東省的糧食復(fù)種指數(shù)已處于較高水平，但受自然災(zāi)害等的影響，在個(gè)別年份對(duì)糧食增產(chǎn)表現(xiàn)出了抑制作用。糧作比例是引起山東省糧食減產(chǎn)的最主要因素，其對(duì)糧食增產(chǎn)的貢獻(xiàn)率為-101.72%；耕地面積的抑制作用次之，對(duì)糧食增產(chǎn)的貢獻(xiàn)率為-64.15%。除耕地面積外，其他各因素對(duì)糧食增產(chǎn)的貢獻(xiàn)值均表現(xiàn)為兩個(gè)階段，1994-2006年間波動(dòng)幅度較大，2006年后趨于平穩(wěn)，可預(yù)測(cè)未來山東省糧食產(chǎn)量將逐漸趨于平穩(wěn)，增長(zhǎng)率將持續(xù)下降。因此，今后提升糧食總產(chǎn)可以通過以下幾條途徑：首先，通過加大對(duì)農(nóng)業(yè)的科技、資本投入，減少其波動(dòng)性，穩(wěn)步提升糧食單產(chǎn)；其次，應(yīng)注重防災(zāi)減災(zāi)的基礎(chǔ)設(shè)施普及率，有效降低突發(fā)自然災(zāi)害造成的糧食產(chǎn)量波動(dòng)；第三，通過加大政策扶植、加速農(nóng)地流轉(zhuǎn)、糧食補(bǔ)貼向種糧大戶傾斜等措施促進(jìn)農(nóng)地集約經(jīng)營(yíng)，提升糧作比例，促進(jìn)糧食增產(chǎn)；第四，嚴(yán)格土地用途管制制度，確保耕地紅線不被打破。

（3）從市域?qū)用妫鞯厥蟹秶鷥?nèi)各因素對(duì)糧食產(chǎn)量的作用方向和作用力度均存在較大差異，各因素對(duì)17地市的糧食產(chǎn)量影響表現(xiàn)出了較強(qiáng)的個(gè)體差異。研究其空間布局發(fā)現(xiàn)，糧食主產(chǎn)區(qū)主要集中于山東省內(nèi)陸平原地區(qū)或工業(yè)化進(jìn)程較低的地區(qū)。針對(duì)上述情況，山東省應(yīng)著力提升沿海地區(qū)糧食生產(chǎn)潛力，促進(jìn)糧食增產(chǎn)；針對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)應(yīng)加大農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)力度，配合中低產(chǎn)田改造、農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等措施，著力提升山東省糧食產(chǎn)量。

參考文獻(xiàn)：

[1]

趙霞，封志明，楊艷昭. 1961年至2007年全球糧食生產(chǎn)的時(shí)空演變特征與地域格局[J].資源科學(xué)， 2010， 32（5）： 907-916.

[2]熊偉，林而達(dá)，蔣金荷，等.中國(guó)糧食生產(chǎn)的綜合影響因素分析[J].地理學(xué)報(bào)，2010，65（4）： 397-406.

[3]屈寶香，李文娟，錢靜斐.中國(guó)糧食增產(chǎn)潛力主要影響因素分析[J].中國(guó)農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃， 2009，30（4）：34-39.

[4]黨安榮，閻守邕，王世新.GIS在中國(guó)糧食單產(chǎn)空間變化研究中的應(yīng)用[J].地理科學(xué)， 1999， 19（3）： 205-210.

[5]陳秧分，李先德.中國(guó)糧食產(chǎn)量變化的時(shí)空格局與影響因素[J].農(nóng)業(yè)工程學(xué)報(bào)，2013，29（20）：1-10.

[6]殷培紅，方修琦，張學(xué)珍，等.中國(guó)糧食單產(chǎn)對(duì)氣候變化的敏感性評(píng)價(jià)[J].地理學(xué)報(bào)， 2010， 65（5）： 515-524.

[7]石淑芹，陳佑啟，姚艷敏，等.東北地區(qū)耕地變化對(duì)糧食生產(chǎn)能力的影響評(píng)價(jià)[J].地理學(xué)報(bào)， 2008， 63（6）： 574-586 .

[8]趙明燕，熊黑鋼，陳西玫.新疆奇臺(tái)縣化肥施用量變化及其與糧食單產(chǎn)的關(guān)系[J].中國(guó)生態(tài)農(nóng)業(yè)學(xué)報(bào)， 2009， 17（1）： 75-78.

[9]邵曉梅.山東省糧食生產(chǎn)的時(shí)序變化機(jī)制研究[J].經(jīng)濟(jì)地理， 2001， 21（6）： 727-730.

[10]劉玉，高秉博，潘瑜春，等. 基于LMDI模型的中國(guó)糧食產(chǎn)量變化及作物構(gòu)成分解研究[J].自然資源學(xué)報(bào)， 2014， 29（10）： 1709-1720.

[11]吳永常，王道龍. 中國(guó)主要糧食作物單產(chǎn)變化趨勢(shì)及中長(zhǎng)期預(yù)測(cè)[J]. 中國(guó)農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃， 2002， 23（1）： 23-28.

[12]Ang B W. Decomposition analysis for policy making in energy： which is the preferred method[J].Energy Policy， 2004， 32： 1131-1139.

[13]徐國(guó)泉，劉則淵，姜照華.中國(guó)碳排放的因素分解模型及實(shí)證分析：1995-2004[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2006（6）：158-161.

[14]金濤，陶凱俐.江蘇省糧食生產(chǎn)時(shí)空變化的耕地利用因素分解[J].資源科學(xué)， 2013， 35（4）： 758-763.

[15]劉玉，高秉博，潘瑜春，等.基于LMDI模型的黃淮海地區(qū)縣域糧食生產(chǎn)影響因素分解[J].農(nóng)業(yè)工程學(xué)報(bào)， 2013， 29（21）： 1-10.

[16]劉玉，潘瑜春，任旭紅，等.基于LMDI的糧食生產(chǎn)因素分解模型及實(shí)證分析——以河南省為例[J]. 北京大學(xué)學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版）， 2014， 50（5）： 887-894.

[17]柏林川，武蘭芳，宋小青. 1995-2010年山東省糧食單產(chǎn)變化空間分異及均衡增產(chǎn)潛力[J].地理科學(xué)進(jìn)展， 2013， 32（8）： 1257-1265.

[18]張晶.中國(guó)人糧關(guān)系的區(qū)域差異和國(guó)家糧食安全[J].經(jīng)濟(jì)地理， 2009， 29（11）： 1894-1897.

[19]汪涌，王濱，馬倉(cāng)，等.基于耕地面積訂正的中國(guó)復(fù)種指數(shù)研究[J].中國(guó)土地科學(xué)， 2008， 22（12）： 46-52.