主要農業生產要素對糧食產量的影響

摘要：減少農業面源污染，增加糧食安全，已經成為國家農業發展的重要戰略。農田水利灌溉、肥料施用、農藥施用、農膜的使用等對糧食產量到底產生了什么影響。利用多元回歸方法對湖北省1995—2013年數據進行分析，結果表明，農田水利灌溉面積、氮肥施用量對糧食產量產生了顯著的正向影響，鉀肥施用量對糧食產量有顯著的負影響，而磷肥施用量、農藥施用量、農膜使用量和除澇面積對糧食產量不產生影響。因此，必須全面實施農田水利設施建設，全力宣傳普及科學施肥技術，大力推廣測土配方技術施肥，逐步減少磷肥和農藥施用量，嚴格控制鉀肥的施用，逐步減少糧食生產中的富營養化狀況，改善農業生態環境。

關鍵詞：農業生產要素；糧食產量；影響因子

中圖分類號： F326.11文獻標志碼： A

文章編號：1002-1302（2016）12-0636-05

收稿日期：2015-10-09

基金項目：國家社會科學基金（編號：13BJY108）。

作者簡介：汪發元（1961—），男，湖北天門人，碩士，教授，研究方向為農業經濟管理法制化。E-mail：wangfayuan315@sina.com。

習近平總書記指出，農業發展不僅要杜絕生態環境欠新賬，而且要逐步還舊賬，要打好農業面源污染治理攻堅戰[1]。我國正處在實現農業發展產業化和市場化，促進新型農業經營主體發展壯大的關鍵時期[2]，必須高度重視農業發展的生態環境，采取切實措施減少農業面源污染。農業面源污染不僅有來自工業的污染，更主要的是來自農業生產中肥料、農藥、農膜的污染。因此，農業部制定了打好農業面源污染防治攻堅戰的實施意見，提出了實現農業生產要素“兩減”戰略，即減少化肥和農藥使用量，實施化肥、農藥零增長行動。加強糧食安全不僅要保證足夠的糧食產量，更要通過減少農業面源污染，凈化生產生活環境，提高糧食質量。農民為了提高糧食產量，仍然通過加大肥料、農藥的投入，期望從中獲得更好的收益。但肥料、農藥的投入是否對糧食產量發生了作用，人們很少去研究。因此，研究主要農業生產資料對糧食產量的影響，對于科學合理使用農業生產資料、減少農業面源污染、提高糧食的品質及安全性具有重要意義。

1文獻綜述

近年來，關于農業面源污染的研究很多，虞慧怡等研究認為，在經濟和農業迅速發展的階段和發展水平高的地區，農業面源污染嚴重[3]。部分學者針對其所在省份糧食產量的影響因素進行了一些研究，大多采用回歸分析法對可能影響糧食產量的因素進行分析，因為選擇因素各不相同，所以得出的結論也不相同。縱觀糧食產量影響因素分析的研究主要有3類：第1類是從眾多糧食生產的影響因素中，分析出對糧食產量有影響的因素。如馬衛鵬等基于主成分分析法對安徽省糧食產量的影響因素進行了分析，認為影響安徽省糧食生產的因素包括經濟社會綜合系統驅動因子（又分為經濟發展驅動因子、農業現代化驅動因子、農業生產驅動因子、農田水利驅動因子、政策引導驅動因子5類）、社會-自然綜合引導驅動因子、自然驅動因子[4]。楊月鋒等運用主成分分析法，對福建省糧食產量的影響因素進行了分析，認為農業現代化投入水平狀況、生產資料及糧食價格政策是影響福建省糧食產量變化的主要驅動因素[5]。宰松梅等采取逐步回歸的方法對河南省糧食產量的影響因素進行了分析，認為河南省糧食產量的主要因素為化肥施用量、農藥施用量、農業科技3項費用和播種面積[6]。劉薇等通過降維分析，選取出影響糧食產量的2個主要因素為農用化肥施用折純量和糧食作物播種面積[7]。第2類是從眾多因素中選擇對糧食產量產生主要影響和次要影響的因素。如張明旭等利用分位數回歸模型對吉林省通化市糧食產量影響因素進行了分析，認為糧食播種面積增加、農機總動力增加對糧食增產的促進作用較大，化肥施用量增加、有效灌溉面積增加、農業勞動人口增加對糧食增產的促進作用較小[8]。趙俊偉等采用逐步回歸法對山東省糧食產量的影響因素進行了分析，認為直接影響山東省糧食產量的最主要因素為糧食播種面積和糧食單產，自然災害對糧食產量也有較大影響，化肥使用量、農機總動力、農藥使用量等因素對山東省糧食的產量有次要的影響[9]。許朗等利用 C-D 生產函數模型對江蘇省糧食產量主要影響因素進行了分析，認為化肥使用量對江蘇糧食產量的增長起著不可替代的作用，并且是穩定的和持續的；播種面積和自然災害也是影響糧食生產的重要因素；江蘇省在務農勞動力人數減少的情況下，仍然保證糧食產量有較大增長，很大程度上得益于農業機械的推廣[10]。第3類是直接分析不同的生產要素對糧食產量產生的不同影響。如周志剛等采用對數均值迪氏指數法對中國糧食產量影響因素進行了分析，認為播面單產和復種指數促進糧食產量的增長，種植結構和耕地面積抑制糧食產量的增長[11]。歐陽浩等利用粗糙集方法對廣東省糧食產量影響因素進行了分析，認為人均經營耕地面積對糧食總產量起正面影響，水庫總容量未對糧食總產量起正面影響，化肥用量對糧食總產量起負面影響，單純地擴大耕地面積并不能提高糧食產量[12]。以上研究均從宏觀上定量分析了糧食產量的影響因素，但研究的視角和范圍仍然有限。湖北省是全國糧食生產大省，對國家的糧食安全起著重要作用。針對湖北省的研究幾乎沒有，特別是針對具體的肥料、農藥、農膜作用的研究完全沒有。研究湖北省主要農業生產資料對糧食產量的影響，有利于科學指導糧食生產，提高農業生產資料利用率，提高糧食品質，遏制和減少農業土地、水面的富營養化程度，逐步改善農業生態環境。

2假設提出與模型構建

2.1假設提出

假設1：農田水利灌溉面積越大，糧食產量越高。影響糧食產量很重要的一個因素是水，而糧食生產用水除自然下雨維持灌溉外，很大程度上取決于人工灌溉補充用水。農田水利灌溉面積越大，糧食產量應當越高。

假設2：氮肥施用量越多，糧食產量越高。氮肥是糧食生產中的主要肥料，決定著糧食作物的營養生長。缺乏氮肥作物的營養器官就不發達，難以充分地進行光合作用，必然影響糧食產量。氮肥的施用量直接影響糧食產量，氮肥施用量越多，糧食產量應當越高。

假設3：磷肥施用量越多，糧食產量越高。磷肥中的有效部分參與碳水化合物的合成和作物的新陳代謝，是作物生長發育必不可少的養分。合理施用磷肥，可增加作物產量，改善產品品質，加速谷類作物分蘗，促進幼穗分化、灌漿和籽粒飽滿。磷肥施用量越多，糧食產量應當越高。

假設4：鉀肥施用量越多，糧食產量越高。鉀肥可以保障作物的正常生長發育，促進光合作用和光合產物的運輸，增強植物的抗逆性，有利于提高糧食品質。鉀肥施用量越多，糧食產量應當越高。

假設5：農藥施用量越多，糧食產量越高。農藥具有防治農作物病害、害蟲的重要作用。隨著農作物病蟲害抗藥性的增強，農藥使用量逐年增加，新的農作物病蟲害也有所增加。農藥和病蟲害形成了此消彼長的關系，那么農藥施用量越多，防治效果就應當越好，糧食產量就應當越高。

假設6：農膜應用越多，糧食產量越高。農膜主要用于覆蓋農田，可以起到提高地溫、保質土壤濕度、促進種子發芽和幼苗快速增長的作用，抑制雜草生長的作用。隨著科學技術的發展，農膜也用于制作塑料大棚，起到調節溫度、濕度，增加農作物種植復種指數的作用。農膜應用越多，糧食產量應當越高。

假設7：除澇面積越大，糧食產量越高。湖北省是一個典型的湖區地型，澇漬是典型的農業災害，輕則影響作物的生長，重則導致作物死亡，乃至絕收。澇漬面積越大，災害越嚴重，必然導致糧食產量減產。除澇是改善作物生長條件、增加糧食產量的重要措施，除澇面積越大，糧食產量應當越高。

2.2模型構建

糧食產量是農業生產要素綜合作用的結果，糧食增產不僅需要良好的農田水利灌溉條件，同時須要及時施用充足的氮肥、磷肥、鉀肥，而且還須要根據作物病蟲害發生的情況及時施灑農藥。在現代生產條件下，應用農膜可以增加溫度、濕度，提早農時，有利于農作物增產，在多雨天氣下，及時除澇除漬可以改善作物生長條件，增加糧食作物產量。因此，本研究選擇多元線性回歸模型。多元回歸模型的一般形式為

[JZ（]y=c+β1x1+β2x2+…+βnxn+ε。[JZ）][JY]（1）

式中：c代表常數項；β1、β2、β3、…、βn代表回歸系數；n代表解釋變量的數目；ε代表隨機誤差項。

3實證分析

3.1數據來源與方法

3.1.1數據來源

本研究基于農業生產的經驗和常識，按照可得原則，選擇1995—2013年《國家統計年鑒》19年的糧食產量和主要農業生產要素相關數據。糧食產量作為因變量y，選擇可能影響糧食產量的主要因素。考慮到糧食種植面積和產量對糧食總產量絕對是正向影響，因此，不作自變量；復合肥包含氮肥、磷肥和鉀肥，會造成多重共線性問題，也舍棄。選擇具有獨立性的生產要素作為自變量，即有效灌溉面積x1、氮肥施用折純量x2、磷肥施用折純量x3、鉀肥施用折純量x4、農藥使用量x5、農用塑料薄膜使用量x6、除澇面積x7。

3.1.2研究方法

應用Stata軟件，對各變量進行相關系數分析，初步判斷各個變量間的相關性程度；在此基礎上，對所取得的數據進行多元回歸分析，判斷各個自變量對因變量影響的顯著程度；最后，對回歸模型的擬合程度進行檢驗，并通過逐步回歸方法針對性修正，判斷回歸結果的可信度。

3.2回歸分析與檢驗

通過查閱國家統計官網統計數據，得到湖北省1995—2013年糧食產量和主要農業生產要素數據（表1），在此基礎上，建立多元回歸模型進行回歸分析。

3.2.1變量統計特征描述

運用統計軟件Stata對數據進行初步處理，得到數據的基本特征值（表2）。

3.2.2變量相關系數分析

通過統計軟件Stata進行變量相關系數計算，得到Pearson相關系數相關矩陣（表3）。從表3可以初步判斷，因變量y和自變量x1、x2、x7之間的相關系數絕對值更大，說明有效灌溉面積、氮肥施用折純量和除澇面積對糧食產量的影響程度更大。

3.2.3多元線性回歸分析

在變量相關系數分析的基礎上，運用普通最小二乘法，對可能影響糧食生產產量的生產要素進行多元線性回歸分析，得到回歸結果（表4）。

根據表4數據將各變量的回歸系數值代入（1）式得多元回歸模型：

[JP2]y=0.876 981 5x1+6.102 486x2+10.217 91x3-48.340 53x4+

（4.13）[KG*2]（2.04）（1.21）（-2.4）

[JP2]45793 36x5-0.003 178 8x6+1.091 733x7-1 739.374。[JY]（2）

（1.40）[KG*2]（-0.33）[KG*2/3]（0.75）（-0.85）

[JZ]R2=0.829 6，F=7.65，R[TX-]2=0.721 1。

由表4回歸結果可知，R2接近1，說明該模型擬合優度較高，同時，F統計量服從以（k，n-k-1）為自由度的F分布，在顯著性水平α=0.05、自由度（7，11）下查F分布臨界值表得[CM（25]到F0.05=3.012。顯然，F=7.65>F0.05=3.012，則拒絕[CM）]

H0：β1=β2=β3=…=β7=0，即方程自變量x1、x2、x3、x4、x5、x6、x7與因變量y之間存在線性關系，且整體回歸效果顯著。由回歸系數的顯著性檢驗可得，在0.05的顯著性水平下，自變量x1、x4的t的絕對值大于2，且相應的P值均小于0.05，說明x1、x4對y的影響顯著，x2在0.01顯著性水平下顯著，其他自變量均未通過t檢驗。

3.2.4回歸模型檢驗及修正

綜上可知，原回歸方程整體通過顯著性檢驗，但t檢驗發現只有x1、x4在0.05顯著性水平下、x2在0.1顯著性水平下通過檢驗，其他均未通過檢驗，說明可能存在多重共線性問題。因此，采用逐步回歸法進行模型修正，進一步判斷糧食產量的核心影響因素。修正后的回歸結果如下所示（表5）。

由表5得到修正后的多元線性回歸方程：

y=0.858 888 2*x1+5.883 708*x2-28.554 11*x4+

（5.13）（2.00） （-4.74）

176.029 2。[JY]（3）

[KG*2]（2.45）

[JZ]R2=0.729 9，F=13.51，R[TX-]2=0.675 9。

[BH]截距項-1 739.374 02 046.871 000 0-0.850.414[BG）F]

由表5可知，修正后的回歸模型擬合優度較高，同時，F=13.51>F0.05=3.287，整體通過顯著性檢驗；通過t檢驗發現，x1、x4在0.05顯著性水平下通過檢驗，x2在0.1顯著性水平下通過檢驗。由此可知，自變量x1、x2、x4構成因變量y的主要影響因素，回歸結果顯著。說明農田水利灌溉面積、氮肥施用量、鉀肥放用量構成糧食產量的主要影響因素，農田水利灌溉面積、氮肥施用量的回歸系數為正，說明支持原假設，而鉀肥放用量的回歸系數為負，說明拒絕原假設。

[FK（W7][HT6H][JZ]表5修正后的多元線性回歸結果[HTSS]

[HJ*5][BG（！][BHDFG1*2，WK3，WK9。2，WK4。2W]變量回歸系數標準差t值P值

[BHDG1*2，WK3，WK9。2DW，WK4。2DWW]x10.858 888 20.167 315 75.130.000

[BHDW]x25.883 708 02.947 467 02.000.064

[BH]x4-28.554 110 06.029 381 0-4.740.000

[BH]截距項176.029 200 0387.418 300 02.450.045[BG）F]

3.2.5模型擬合程度分析

通過以上回歸分析計算得出湖北省糧食生產核心要素對糧食產量結果的影響的擬合結果（保留2位小數）（表6）。從表6的擬合結果來看，擬合值與統計值基本擬合，以2006年為例，統計值為2 099.1萬t，擬合值為2 078.32萬t，兩者僅相差20.78萬t，誤差為0.99%，整個誤差絕對值范圍在[0.99%，7.7%]，擬合結果較好。

[FK（W13][HT6H][JZ]表6湖北省糧食產量多元線性回歸數據擬合結果[HTSS]

[HJ*5][BG（！][BHDFG3，WK7*2，WK22*2，SK7*2，WK22*2W]年份[ZB（][BHDWG1*2，WK22*2W]產量（萬t）

[BHDWG1*2，WK7*2。3W][XXZSX*2-ZSX22]統計值擬合值殘差[ZB）W]年份[ZB（][BHDWG1*2，WK22*2W]產量（萬t）

[BHDWG1*2，WK7*2。3W][XXZSX*2-ZSX22]統計值擬合值殘差[ZB）W]

[BHDWG1*2，WK7*2。4DW，SK7*2，WK7*2。3DWW][XXZSX*2-ZSX29*2]19952 463.802 380.6783.13[XXZSX*2-ZSX29*2]20052 177.382 123.6953.69

[BHDW]19962 484.402 574.53-90.1320062 099.102 078.3220.78

[BH]19972 634.402 430.31204.0920072 185.442 129.2956.15

[BH]19982 475.792 575.65-99.8620082 227.232 266.31-39.08

[BH]19992 451.882 280.96170.9220092 309.102 282.8426.26

[BH]20002 218.492 274.58-56.0920102 315.802 274.0441.76

[BH]20012 138.492 162.71-24.2220112 388.532 331.7256.81

[BH]20022 047.002 128.27-81.2720122 441.812 411.7930.02

[BH]20031 921.022 131.17-210.1520132 501.302 579.80-78.50

[BH]20042 100.122 164.44-64.32[BG）F]

4主要結論與建議

4.1主要結論和討論

通過以上分析，可以得出以下基本結論：（1）農田水利灌溉面積對糧食產量有正的顯著影響。水利是農業的命脈，特別是糧食作物對水的需要和敏感性更強，而且在自然災害越來越頻發的情況下，農田水利灌溉面積直接影響糧食產量。這和前人研究結果類似，段學軍運用影響因素灰色關聯分析，認為長江流域灌溉面積與流域糧食產量關聯度較高，都在 0.8 以上，而且關聯序居于前列[13]。這可能是因為湖北省湖區耕地面積占比較大，糧食生產對水利灌溉敏感，因而農田水利灌溉面積對糧食產量有顯著正向影響。因此，只有建立起排灌自如的農田水利設施，才能保證糧食生產的穩定，促進糧食產量的穩步增長。（2）氮肥的施用量對糧食產量有正的顯著影響。氮肥是糧食作物生產所需最基本的肥料，必須有所保證，在現階段，氮肥的施用量對糧食產量有正的顯著影響，但盲目施用也會造成面源污染。按照已有研究，我國普遍存在化肥、農藥和薄膜等農業資源投入過多的現象[14]，但為什么氮肥的施用量仍然對糧食產量有正向影響呢？關鍵是施用方法不科學，本應埋施的氮肥農民普遍采取撒施，大部分都流失掉了，導致真正被糧食作物所吸收的氮肥仍然不夠。從長期來看，合理施用化肥，增加有機肥和微生物肥投入的比例顯得尤為重要[9]。關鍵是要指導農民改變氮肥的施用方法，實行科學施肥，提高糧食作物對肥料的利用率，減少肥料的流失，保證作物對氮肥有足夠的吸收量，以穩定糧食產量。（3）鉀肥的施用量對糧食產量有負的顯著影響。鉀肥在作物的生長過程中具有重要的作用，但在湖北省鉀肥的施用已經過量，鉀肥施用不僅對糧食生產沒有產生促進作用，而且對糧食產量產生了顯著負影響，也就是說鉀肥施用量越多，糧食產量越低，必須嚴格控制鉀肥施用量。（4）磷肥、農藥、農膜使用量和除澇面積對糧食產量影響不顯著。磷肥和農藥對糧食產量的作用不顯著，這說明磷肥和農藥施用方法簡單，施用過亂，施用手段和時間不科學。雖然磷肥和農藥的投入量不斷增加，但并沒有對糧食產量產生顯著影響。農膜的使用量對糧食產量的影響也不顯著，這說明農膜在糧食作物使用上不科學，同時，農膜使用的增長大量用于設施農業、經濟作物上，在糧食作物上并沒有發揮多大的作用。除澇面積對糧食產量的影響也不顯著，說明澇災的發生與糧食作物并不緊密。湖北省的糧食作物主是水稻、小麥、玉米和馬鈴薯等，這些作物由于生長季節的特殊性，可能躲過了澇災季節。

4.2政策建議

通過以上分析，提出如下政策建議：（1）全面實施農田水利設施建設，改善糧食生產環境。各級政府應當把農田水利設施建設納入“十三五”規劃，強化排灌設施建設和已有水渠的修復，以適應農業規模化、集約化經營的需要。鑒于農田分散經營的現實，建議政府加強對農田水利設施的投資[15]，統籌安排，分塊集中組織實施，以保證農田水利設施建設和實施的效果，爭取較大程度地改善糧食生產環境，基本改變農業生產靠天的狀況。（2）全力宣傳普及科學施肥技術，提高肥料利用效率。鑒于外界引導對農戶施肥行為有重要影響，即教育機制能在農業面源污染治理中發揮重要作用[16]，建議通過多種途徑宣傳普及科學施肥技術，結合秸桿還田、有機肥施用，做好化肥耕施、埋施技術的普及工作。同時，加大對有機肥生產企業和使用有機肥的農民的補貼力度，實現大量畜禽糞便的資源化利用[17]。在糧食安全基本得到保障的情況下，考慮到農業保護對環境的負面影響，可以適度降低農業保護程度[18]。建議推行秋冬季種植羅布麻、蝴蝶花等綠肥作物還田，以增加土壤的有機質。國家可以對種植羅布麻、蝴蝶花等綠肥作物的農戶實行補貼獎勵政策，以鼓勵更多的人種植綠肥作物，爭取用10～20年的時間，較好地改善土壤環境，提高土壤肥力，明顯改善農產品品質。（3）大力推廣測土配方技術施肥，嚴格控制鉀肥施用量。鉀肥對作物生長雖然有重要作用，是不可或缺的重要生產要素，但作物對鉀肥的需要量少，也不能多施。在鉀肥施用已經過量的大背景下，必須嚴格控制鉀肥的施用量。當然，在湖北省鉀肥整體施用偏多，但并不等于所有農田鉀肥都偏多。因此，應當減少并逐步取消對化肥企業的財政補貼和稅收優惠，進一步提高對新型環保肥料、有機肥和測土配方施肥等的補助力度[19]，大力推廣測土配方科學施肥，通過制定相應的調動農民實際使用測土配方施肥技術積極性的政策[17]，嚴格控制鉀肥施用，鼓勵大量生產、購買和施用有機肥。（4）逐步減少磷肥和農藥施用量，有效改善生態環境。作物對磷肥的吸收需要較少，應當逐步減少施用量。農藥施用量的增加，不僅增大了農民的投入，而且影響了農產品的品質，應當嚴格控制。應當大力推廣高抗蟲、高抗病的糧食品種，鼓勵稻蝦、稻鰍、稻鱉套作，既有利于提高單位面積的經濟效益，又可以防止化肥、農藥的亂施亂用，從而徹底改變土壤、溝渠富營養化的狀況，改善農業生態環境。

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