買(mǎi)里婭·阿布力孜 買(mǎi)托合提·阿那依提

摘 要：糧食產(chǎn)量受多種因素的影響，該文根據(jù)1990-2013年焉耆盆地糧食生產(chǎn)要素的統(tǒng)計(jì)資料，基于C-D生產(chǎn)函數(shù)，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)得出協(xié)整關(guān)系式。結(jié)果表明：影響焉耆盆地糧食總產(chǎn)量的影響因素主要為糧食播種面積、農(nóng)用機(jī)械總動(dòng)力、化肥施用折純量和農(nóng)村用電量，影響程度分別為：0.79%、0.405%、0.370%、-0.179%。結(jié)果與焉耆盆地山地面積多，耕地面積少的實(shí)際情況吻合。

關(guān)鍵詞：焉耆盆地;糧食總產(chǎn)量;C-D生產(chǎn)函數(shù);協(xié)整

中圖分類(lèi)號(hào) F327 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A文章編號(hào) 1007-7731（2015）13-33-04

Empirical Analysis of Influential Factors on Grain Production in Yanqi Basin

MaiLiYa AbuLiZi et al.

（Xinjiang Laboratory of Lake Environment & Resources in Arid Zone，Xinjiang Normal University，Urumqi 830054，China;Institute of Geographic Science and Tourism，Xinjiang Normal University，Urumqi 830054，China）

Abstract：Grain output is influenced by many factors. In this article，according to the statistical data about the grain output factors in Yanqi basin during 1990-2013，based on C-D production function，by using cointegration test come to the cointegration relationship. The results show that，grain acreage，agricultural machinery total power，fertilizer input and electricity for rural use are the major effects of the grain output in Yanqi basin，and their influence degree are 0.79%，0.405%，0.370% and -0.179% respectively，which match the actual situation of more mountain area and less arable land.

Key words：Yanqi basin;Total grain output;C-D production function;Cointegration

“國(guó)以糧為本，民以食為天”。糧食是人類(lèi)生存和發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)，同時(shí)也是國(guó)家和社會(huì)穩(wěn)定的前提條件[1]。而糧食生產(chǎn)受到多方面因素的影響，包括自然、經(jīng)濟(jì)、社會(huì)等。目前構(gòu)建社會(huì)主義和諧社會(huì)的前提條件之一是確保國(guó)家糧食安全[2]。相關(guān)研究表明[3-4]：化肥施用量與糧食產(chǎn)量之間存在較強(qiáng)的正相關(guān)性，即在一定的限度下，化肥施用量越多，糧食總產(chǎn)量越高。洪業(yè)應(yīng)[5]運(yùn)用Pearson相關(guān)系數(shù)法的分析結(jié)果表明：化肥投入對(duì)糧食產(chǎn)量的影響最為明顯。而范東君等[6]則認(rèn)為農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施和糧食播種面積是影響糧食生產(chǎn)最關(guān)鍵因素，它們對(duì)糧食產(chǎn)量貢獻(xiàn)率分別達(dá)到41.9%和24.63%。童彥等[7]認(rèn)為耕地面積和糧食單產(chǎn)對(duì)糧食產(chǎn)量的影響處于第一、第二位，對(duì)糧食產(chǎn)能安全影響最為突出。

焉耆盆地是巴音古楞地區(qū)糧食主產(chǎn)區(qū)之一，對(duì)于經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后、城市化水平較低的焉耆盆地來(lái)說(shuō)，進(jìn)行糧食生產(chǎn)的影響因素實(shí)證分析是非常具有現(xiàn)實(shí)意義的?；诳h域尺度的研究，根據(jù)各方面因素對(duì)糧食生產(chǎn)影響的程度，本文選取1990-2013年焉耆盆地4縣糧食相關(guān)生產(chǎn)要素的數(shù)據(jù)，在主要分析焉耆、和靜、和碩及博湖4縣的糧食總產(chǎn)量變化的基礎(chǔ)上，結(jié)合生產(chǎn)函數(shù)對(duì)影響研究區(qū)糧食總產(chǎn)量的諸多因素進(jìn)行分析，以期為促進(jìn)糧食生產(chǎn)的可持續(xù)發(fā)展提供科學(xué)依據(jù)。

1 研究區(qū)概況

焉耆盆地是新疆中天山南部的斷陷盆地，地理坐標(biāo)為82°28′～88°18′E，40°45′～43°33′N(xiāo)，東西長(zhǎng)約160km，南北寬60～90km，面積5.52×104km2，行政區(qū)域包括博湖、焉耆、和靜、和碩等4縣及庫(kù)爾勒市的塔什店區(qū)及兵團(tuán)農(nóng)二師21～24、27、31、223等7個(gè)團(tuán)場(chǎng)。盆地地勢(shì)西高東低、北高南低，地形復(fù)雜多樣，多種地貌類(lèi)型交叉分布[8]，地貌形態(tài)分布詳見(jiàn)圖1。平原區(qū)海拔1 050～1 200m，屬于暖溫帶大陸性干旱氣候，光熱資源豐富，多年平均氣溫8.6℃，夏季月平均氣溫為22.8℃，冬季月平均氣溫為-9.8℃，是一個(gè)典型的綠洲—荒漠交錯(cuò)地區(qū)。

圖1 焉耆盆地地貌形態(tài)

2 模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來(lái)源

糧食生產(chǎn)受諸多因素的影響，為了能夠定量的分析出不同因素對(duì)研究區(qū)糧食生產(chǎn)的影響，本文把理論分析作為切入點(diǎn)，從理論中總結(jié)出影響糧食生產(chǎn)的主要因素。

2.1 糧食生產(chǎn)影響因素分析 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是自然再生產(chǎn)與經(jīng)濟(jì)再生產(chǎn)的結(jié)合，生產(chǎn)過(guò)程必然受到自然條件、技術(shù)條件和各種經(jīng)濟(jì)因素的制約和影響，糧食生產(chǎn)也不例外[9]。水、土地資源是糧食生產(chǎn)的基礎(chǔ)條件，是糧食生產(chǎn)的重要因素，其中土地耕地面積及質(zhì)量直接關(guān)系到糧食的產(chǎn)出情況。生產(chǎn)技術(shù)是影響糧食生產(chǎn)的另一項(xiàng)主要因素。農(nóng)業(yè)技術(shù)變化來(lái)源廣泛，包括農(nóng)業(yè)技術(shù)裝備改善、勞動(dòng)生產(chǎn)率提高、土地生產(chǎn)率提高、資源經(jīng)濟(jì)效益改善等等[10]。

本研究充分借鑒已有研究成果的基礎(chǔ)上，結(jié)合研究區(qū)糧食生產(chǎn)實(shí)際情況，選擇以下幾種因素來(lái)分析研究區(qū)糧食生產(chǎn)：（1）糧食播種面積;（2）農(nóng)村糧食產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù);（3）農(nóng)用機(jī)械總動(dòng)力;（4）糧食作物化肥使用折純量;（5）糧食農(nóng)田有效灌溉面積;（6）農(nóng)村總用電量。

2.2 糧食生產(chǎn)模型建立 美國(guó)數(shù)學(xué)家Charles·Cobb和經(jīng)濟(jì)學(xué)家Paul·Douglas提出了著名Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，這種生產(chǎn)函數(shù)可以很好地分析資源投入與產(chǎn)品產(chǎn)出之間的經(jīng)濟(jì)數(shù)量關(guān)系，因此被廣泛地運(yùn)用。其基本模型為：

[Y=f（A，LA，CAP）=A·LAa·CAPb]

a+b=1 （1）

式（1）中：A表示全要素生產(chǎn)率;LA表示勞動(dòng)投入;CAP表示資本投入。

在本文中，筆者在C-D生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上，筆者確定了糧食生產(chǎn)模型的被解釋變量為：糧食總產(chǎn)量（Y）;解釋變量為：糧食播種面積（LAND）、農(nóng)村糧食從業(yè)勞動(dòng)力（LA）、農(nóng)用機(jī)械總動(dòng)力（MACH）、糧食作物化肥施用折純量（FERTI）、糧食農(nóng)田有效灌溉面積（IRRIGATE）、農(nóng)村用電量（ELEC）。根據(jù)上述內(nèi)容，研究區(qū)糧食生產(chǎn)的C-D生產(chǎn)函數(shù)寫(xiě)成如下形式：

[Y=f（A，LAND，LA，MACH FERTI，IRRIGATE，ELECTRIC] ?[=A·LANDa·LAb·MACHC·FERTId·IRRIGATEe·ELECf] （2）

進(jìn)一步對(duì)C-D生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換，得到關(guān)于產(chǎn)量的生產(chǎn)函數(shù)形式如式（3）所示：

ln（y）=1nA+a·1n（land）+b·1n（la）+c·1n（mach）+d·1n（ferti）+e·1n（irrigate）+f·1n（elec）+μ （3）

式（3）中：a表示糧食播種面積對(duì)糧食產(chǎn)出的彈性系數(shù);b表示勞動(dòng)力投入對(duì)糧食產(chǎn)出的彈性系數(shù);c表示農(nóng)用機(jī)械對(duì)糧食產(chǎn)出的彈性系數(shù);d表示化肥使用折純量對(duì)糧食產(chǎn)出的彈性系數(shù);e表示有效灌溉面積對(duì)糧食產(chǎn)出的彈性系數(shù);f表示農(nóng)村總用電量對(duì)糧食產(chǎn)出的彈性系數(shù);μ是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。樣本時(shí)間從1990-2013年，樣本大小n=24。

2.3 數(shù)據(jù)來(lái)源與數(shù)據(jù)描述 在構(gòu)建的分析模型框架基礎(chǔ)上，本文根據(jù)分析的需要，收集整理了1990-2013年研究區(qū)糧食生產(chǎn)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于1990-2013年《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》。通過(guò)對(duì)數(shù)據(jù)整理可以發(fā)現(xiàn)，在所考察的時(shí)期里，研究區(qū)糧食總產(chǎn)量變化不太穩(wěn)定，但總的有增加趨勢(shì);播種面積變化波動(dòng)較大，但初始面積變化不大;機(jī)械總動(dòng)力有明顯的增加趨勢(shì);農(nóng)村用電量在2010-2011年有明顯的減少趨勢(shì)，但總體呈平穩(wěn)增加趨勢(shì);有效灌溉面積變化波動(dòng)較大，略有增加趨勢(shì);勞動(dòng)力投入有較平穩(wěn)的增加趨勢(shì);化肥使用折純量變化波動(dòng)較大，但整體呈增加趨勢(shì)。

2.4 模型優(yōu)化 首先利用OLS法，根據(jù)收集整理的樣本數(shù)據(jù)，利用STATA13.0軟件用OLS對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，其結(jié)果表1。回歸結(jié)果顯示，R2=0.974 1，調(diào)整以后的R2=0.965 0，表示模型有較好的模擬效果。F=106.75，P=0.005?？梢?jiàn)，從整體上講計(jì)量方程解釋能力較好。但是ln（x4）和ln（x5）沒(méi)有t通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明這2個(gè)變量對(duì)糧食產(chǎn)量的影響不大。產(chǎn)量ln（y）與農(nóng)村總用電量ln（x3）存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。因此，去掉ln（x4）和ln（x5）2個(gè)變量，在同樣技術(shù)水平情況下，優(yōu)化后的模型為：

ln（y）=1nA+a·1n（land）+c·1n（mach）+d·1n（ferti）+f·1n（elec）+μ （4）

表1 模型整體估計(jì)結(jié)果

[Variable＼&Coefficients＼&t Stat＼&P-value＼&coefficient＼&-0.1805643＼&-0.56＼&0.582＼&lnx1＼&0.975305＼&4.6＼&0.000＼&lnx2＼&0.250177＼&2.64＼&0.017＼&lnx3＼&-0.15009＼&-2.63＼&0.017＼&lnx4＼&-0.2831＼&-1.56＼&0.138＼&lnx5＼&0.156187＼&2.10＼&0.051＼&lnx6＼&0.268683＼&3.38＼&0.004＼&R Square＼&0.9741＼&F＼&106.75＼&Adjusted R Square＼&0.9650＼&Prob>F＼&0.0000＼&D-W＼&1. 9＼&＼&＼&]

3 實(shí)證分析

3.1 單位根檢驗(yàn) 時(shí)間序列的平穩(wěn)性主要是用單位根檢驗(yàn)來(lái)進(jìn)行。常用的平穩(wěn)性檢驗(yàn)方法是ADF單位根檢驗(yàn)、KPSS單位根檢驗(yàn)、DF-GLS單位根檢驗(yàn)等。其中，DF-GLS單位根檢驗(yàn)[11-13]是由Elliot、Rothenberg和Stock于1996年提出的，其實(shí)質(zhì)就是退勢(shì)版的ADF檢驗(yàn)。DF-GLS單位根檢驗(yàn)在面對(duì)小樣本的檢驗(yàn)時(shí)，穩(wěn)定性較好，是目前最有功效的單位根檢驗(yàn)法，因此本文也將采用這種方法進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果（表2）表明：經(jīng)過(guò)一階差分后lny、lnx1、lnx2、lnx3、lnx6是平穩(wěn)序列。

表2 DF-GLS單根檢驗(yàn)

[變量＼&檢驗(yàn)形式（c，t，k）＼&DF-GLS

統(tǒng)計(jì)量＼&1%

臨界值＼&5%

臨界值＼&10%

臨界值＼&結(jié)論＼&lny＼&（c，t，2）＼&-1.135＼&-3.770＼&-3.343＼&-2.927＼&非平穩(wěn)＼&lnx1＼&（c，t，2）＼&-1.001＼&-3.770＼&-3.343＼&-2.927＼&非平穩(wěn)＼&lnx2＼&（c，t，2）＼&-1.133＼&-3.770＼&-3.163＼&-2.748＼&非平穩(wěn)＼&lnx3＼&（c，t，2）＼&-1.240＼&-3.770＼&-3.343＼&-2.927＼&非平穩(wěn)＼&lnx6＼&（c，t，2）＼&-1.429＼&-3.770＼&-3.343＼&-2.927＼&非平穩(wěn)＼&Δlny＼&（c，0，2）＼&-2.574＼&-2.660＼&-2.517*＼&-2.086＼&平穩(wěn)＼&Δlnx1＼&（c，0，2）＼&-2.743＼&-2.660＼&-2.517*＼&-2.086＼&平穩(wěn)＼&Δlnx2＼&（c，0，2）＼&-0.800＼&-2.660＼&-2.517*＼&-2.086＼&平穩(wěn)＼&Δlnx3＼&（c，t，2）＼&-2.898＼&-3.770＼&-3.332＼&-2.896*＼&平穩(wěn)＼&Δlnx6＼&（c，0，2）＼&-2.812＼&-2.660*＼&-2.517＼&-2.086＼&平穩(wěn)＼&]

注：（C，T，K）分別表示單位根檢驗(yàn)方程中的常數(shù)項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù)，其中滯后階數(shù)是根據(jù)AIC和SIC標(biāo)準(zhǔn)選擇的。一階差分項(xiàng)上標(biāo)的*表示所通過(guò)的顯著水平。

3.2 協(xié)整檢驗(yàn) 如果序列變量有某種平穩(wěn)的線(xiàn)性組合，那么這些變量之間存在協(xié)整關(guān)系。EG兩步法、Johansen極大似然法是常用的2種模型。EG兩步法主要用于小樣本參數(shù)估計(jì)方面。當(dāng)變量個(gè)數(shù)大于2，變量之間可能存在多個(gè)協(xié)整關(guān)系，分析結(jié)果不易解釋?zhuān)笳邉t可用于多個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)[14-17]。本研究變量超過(guò)2個(gè)，所以采用Johansen極大似然法。因?yàn)闀r(shí)間序列都是一階單整，對(duì)序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，滯后期=4，協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果（表3）。

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

[假設(shè)協(xié)整

方程個(gè)數(shù)＼&特征值＼& ? ? ?跡檢驗(yàn) ? ? ?＼& ? 最大特征根檢驗(yàn) ? ＼&跡統(tǒng)計(jì)量＼&5%臨界值＼&最大特征根＼&5%臨界值＼&0＼&0.88134＼&109.3690＼&77.74＼&46.8921＼&36.41＼&1＼&0.80181＼&62.4769＼&54.64＼&35.6079＼&30.33＼&2＼&0.49042＼&26.8690*＼&34.55＼&14.8319＼&23.78＼&3＼&0.39302＼&12.0371＼&18.17＼&10.9836＼&16.87＼&4＼&0.04676＼&1.00535＼&3.74＼&1.00535＼&3.74＼&]

結(jié)果表明：跡統(tǒng)計(jì)值都大于最大特征值統(tǒng)計(jì)值（除最后一個(gè)相等），并且在5%的顯著水平下，變量之間有2協(xié)整關(guān)系。標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整關(guān)系式如下：

ln（y）=-0.107+0.790ln（land）+0.405ln（mach）+0.3701n（ferti）-0.1791n（elec） （4）

在上述的實(shí)證結(jié)果中，糧食總產(chǎn)量主要受糧食播種面積、機(jī)械總動(dòng)力、化肥使用折純量和農(nóng)村用電量的影響，長(zhǎng)期看來(lái)，糧食總產(chǎn)量與糧食播種面積、農(nóng)用機(jī)械總動(dòng)力與化肥使用折純量之間有正相關(guān)關(guān)系，而與農(nóng)村總用電量之間有負(fù)相關(guān)關(guān)系。在本文建立的對(duì)數(shù)線(xiàn)性回歸方程中，各回歸系數(shù)代表的是：當(dāng)其他解釋變量保持不變時(shí)，自變量每變動(dòng)一個(gè)單位所引起的被解釋變量的變動(dòng)數(shù)量?；貧w系數(shù)的絕對(duì)值越大，那么對(duì)應(yīng)的因素對(duì)糧食產(chǎn)量的影響也越大。

3.3 結(jié)果分析

3.3.1 播種面積的影響 播種面積是影響糧食產(chǎn)量的重要因素，一定數(shù)量和質(zhì)量的耕地資源是實(shí)現(xiàn)糧食安全的關(guān)鍵因素。由本次研究結(jié)果顯示，播種面積的影響最大，播種面積對(duì)糧食總產(chǎn)量的彈性達(dá)0.790，即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)量將增加0.790%，表明適當(dāng)擴(kuò)大播種面積是提高糧食產(chǎn)量的有效途徑。但是焉耆盆地糧食播種面積在考察時(shí)間段內(nèi)變化波動(dòng)較大，1990-2003年播種面積遞減;2003-2005年大幅度上升;2005-2007年又大幅度下降;2007-2010又大幅度上升，之后變化不大。如此變化的原因如下：首先，較低的糧食價(jià)格導(dǎo)致了較低的經(jīng)濟(jì)效率，從而導(dǎo)致部分農(nóng)民主動(dòng)放棄種糧食。其次，隨著西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略的實(shí)施，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和城鎮(zhèn)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)力度的加大，耕地資源也面臨著嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)。2001年以來(lái)，受?chē)?guó)家退耕還林以及加強(qiáng)耕地保護(hù)政策的影響，焉耆盆地耕地面積經(jīng)歷了先減后增的變化。

3.3.2 農(nóng)用機(jī)械總動(dòng)力的影響 糧食生產(chǎn)現(xiàn)代化的一個(gè)主要標(biāo)志是農(nóng)用機(jī)械總動(dòng)力的大小。從本次研究的結(jié)果來(lái)看，農(nóng)用機(jī)械總動(dòng)力與糧食總產(chǎn)量之間有著正相關(guān)的關(guān)系，彈性系數(shù)為0.405，說(shuō)明農(nóng)用機(jī)械總動(dòng)力每增加1%，糧食總產(chǎn)量就會(huì)有0.405%的增長(zhǎng)。在考察年間，焉耆盆地農(nóng)用機(jī)械總動(dòng)力呈穩(wěn)步上升趨勢(shì)，從1990年的13.6896×104kW增加到2013年的76.3279×104kW，增加了5.6倍。這也說(shuō)明，焉耆盆地正從傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變，這對(duì)于保證糧食生產(chǎn)的高產(chǎn)、穩(wěn)定及農(nóng)業(yè)機(jī)械的使用起到了非常重要的作用。國(guó)家的農(nóng)機(jī)補(bǔ)貼政策帶動(dòng)了農(nóng)民投資，從而實(shí)現(xiàn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)等機(jī)械擁有量較快增長(zhǎng)，加快了糧食生產(chǎn)機(jī)械化作業(yè)進(jìn)程，提高了農(nóng)機(jī)作業(yè)水平，減輕了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)強(qiáng)度，提高了生產(chǎn)效率，為糧食生產(chǎn)提供了有力保障。

3.3.3 化肥使用量的影響 肥料是作物的“營(yíng)養(yǎng)”，合理施用化肥，不僅帶來(lái)了農(nóng)業(yè)增產(chǎn)，而且降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本、提高農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益。本研究結(jié)表示，化肥施用量與糧食產(chǎn)量的彈性系數(shù)為0.370，說(shuō)明化肥投入對(duì)糧食產(chǎn)量仍然具有重要作用。但同時(shí)，也應(yīng)該認(rèn)識(shí)到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中普遍存在施肥不合理的現(xiàn)象，過(guò)量施用化肥會(huì)造成土壤有機(jī)結(jié)構(gòu)惡化、土壤板結(jié)等問(wèn)題，嚴(yán)重影響農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。因此，從長(zhǎng)遠(yuǎn)的眼光來(lái)看，不能僅依靠化（下轉(zhuǎn)90頁(yè)）（上接35頁(yè)）肥施用量的增加促進(jìn)糧食產(chǎn)量的增加，應(yīng)該科學(xué)的把有機(jī)肥料和化肥施用相結(jié)合。

3.3.4 農(nóng)村總用電量的影響 農(nóng)村總用電量與糧食總產(chǎn)量之間存在著負(fù)相關(guān)關(guān)系，且彈性系數(shù)為-0.179。筆者認(rèn)為農(nóng)村用電量對(duì)糧食生產(chǎn)的影響表現(xiàn)為以下2個(gè)方面：一方面，隨著國(guó)家和省政府對(duì)農(nóng)村電網(wǎng)建設(shè)投入的加大，雖然焉耆盆地農(nóng)村電力設(shè)施條件和用電狀況得到了顯著改善，為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展提供了有效的能源支撐，但是電費(fèi)支出過(guò)高，加重了農(nóng)民負(fù)擔(dān)，抑制了農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性;另一方面，農(nóng)村用電安全存在各種隱患，如設(shè)備的產(chǎn)權(quán)不屬于供電部門(mén)，設(shè)備不定期試驗(yàn)，容易產(chǎn)生漏電，極易造成人身觸電事故。

4 結(jié)論與建議

眾所周知，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是國(guó)民經(jīng)濟(jì)各行各業(yè)中，遭受自然環(huán)境各要素影響較顯著的行業(yè)，以糧食生產(chǎn)為主的縣域糧食生產(chǎn)既受到自然要素的影響，又遭受人為因素的影響，由于所選取的指標(biāo)體系不同，所以所得出的結(jié)論也不同。焉耆盆地的地貌類(lèi)型多種復(fù)雜，山地、盆地、荒漠戈壁、河谷和平原交叉分布。盆地中和盆地周邊的山地（坡地）地貌占地域總面積的78.57%，平原（包括山前洪積扇和沖積平原）占18.18%，沙漠占1.32%，湖泊（博斯騰湖）占1.93%，目前能利用的土地面積還很少。上述分析的自變量中，糧食播種面積是影響最大、變化較為明顯的要素。根據(jù)焉耆盆地山地面積多、平原面積少的實(shí)際情況，合理調(diào)整土地利用結(jié)構(gòu)，在保證耕地面積不減少的前提下，充分利用其他土地搞好城市建設(shè)，適當(dāng)增加糧食播種面積，加強(qiáng)現(xiàn)有耕地的深度開(kāi)發(fā)，通過(guò)先進(jìn)的農(nóng)業(yè)科技和耕作制度來(lái)提高耕地的利用效率是預(yù)防糧食危機(jī)，保證糧食安全，持續(xù)發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的有效途徑。

本研究認(rèn)為，研究區(qū)各級(jí)政府應(yīng)充分考慮上述自變量的影響，適當(dāng)協(xié)調(diào)各自變量的相互制約作用，結(jié)合該區(qū)域自然、資源、人文和技術(shù)等實(shí)際，應(yīng)采取穩(wěn)定糧食播種面積，提高單產(chǎn)，因資源、因地定產(chǎn)等有效措施，不斷改善糧食生產(chǎn)總環(huán)境。

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（責(zé)編：張宏民）