馬宗良，余瑞林

(1.復(fù)旦大學(xué)環(huán)境科學(xué)與工程系，上海 200438；2.華中師范大學(xué)地理過(guò)程分析與模擬湖北省重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，湖北武漢 430079)

隨著人口快速增長(zhǎng)及生活水平的不斷提升，國(guó)內(nèi)油料作物供不應(yīng)求。2013年中國(guó)城鎮(zhèn)居民食用油人均消費(fèi)量為10.5 kg，2015年則增長(zhǎng)至10.7 kg，日益增長(zhǎng)的食用油消費(fèi)需求催動(dòng)油料作物進(jìn)口量迅速增長(zhǎng)，中國(guó)成為世界最大油料作物進(jìn)口國(guó)，2016—2017年，中國(guó)對(duì)進(jìn)口植物油的依賴程度高達(dá) 66%[1]。因此，在嚴(yán)峻的食用植物油供給形勢(shì)下研究油料作物生產(chǎn)的時(shí)空格局演進(jìn)，深入挖掘其驅(qū)動(dòng)機(jī)制，能夠?yàn)楸Ｕ现袊?guó)油料安全提供決策參考，起到重要作用。

當(dāng)前，中國(guó)的油料作物主要是花生、油菜和芝麻。2015年全國(guó)油料作物總產(chǎn)量為3 537萬(wàn)t，其中油菜產(chǎn)量為1 493萬(wàn)t，占油料作物總產(chǎn)量的42%，是中國(guó)重要的油料作物。近年來(lái)，研究人員從保障糧食安全的視角，圍繞糧食作物(水稻、小麥等)生產(chǎn)的時(shí)空格局[2-9]、生態(tài)足跡[10-11]、種植結(jié)構(gòu)等變化[12-14]開(kāi)展了大量研究,采用生產(chǎn)集中度指數(shù)[15-17]、產(chǎn)地集中度指數(shù)[18-20]、重心分析法[21-23]等方法揭示其時(shí)空格局變化規(guī)律，運(yùn)用空間自相關(guān)、聚類分析、多元回歸模型等方法[24-28]分析影響因素和驅(qū)動(dòng)機(jī)制，總結(jié)自然環(huán)境條件、經(jīng)濟(jì)社會(huì)條件和要素投入等[29-38]方面的因素。但現(xiàn)有研究中對(duì)油料作物生產(chǎn)的時(shí)空變化關(guān)注相對(duì)較少。

本研究選取江漢平原為案例區(qū)，以19個(gè)縣(市、區(qū))為研究單元，基于數(shù)理統(tǒng)計(jì)和空間分析方法，試圖揭示2000—2015年江漢平原油菜生產(chǎn)的時(shí)空格局特征，并探究其影響因素及驅(qū)動(dòng)機(jī)制，對(duì)優(yōu)化江漢平原油菜生產(chǎn)布局、促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)調(diào)整以及維護(hù)國(guó)家糧油安全都具有十分重要的意義。

1 研究區(qū)概況、研究方法和數(shù)據(jù)來(lái)源

1.1 研究區(qū)概況

江漢平原位于長(zhǎng)江中游、漢江中下游，湖北省中南部，包括荊州市的荊州區(qū)、沙市區(qū)、江陵縣、公安縣、監(jiān)利縣、石首市、洪湖市、松滋市、孝感市的漢川市、應(yīng)城市、荊門(mén)市的沙洋縣、京山縣、鐘祥市、武漢市的蔡甸區(qū)、襄陽(yáng)市的宜城市、宜昌市的枝江市以及仙桃市、天門(mén)市、潛江市共19個(gè)縣級(jí)行政單元，土地總面積約360萬(wàn)hm2。平原內(nèi)湖泊星羅，垸堤縱橫，土地肥饒，雨水充盈，光熱充足，有著優(yōu)良的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件。江漢平原是長(zhǎng)江中下游平原的重要構(gòu)成部分，與位于湖南省東北部的洞庭湖平原共同組成了兩湖平原，平均海拔在27 m左右，是中國(guó)海拔最低的平原之一。江漢平原是國(guó)家重要的商品糧棉油基地，在國(guó)家農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)層面地位突出。

1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

空間數(shù)據(jù)收集自湖北省基礎(chǔ)地理信息中心，數(shù)據(jù)涵蓋了江漢平原行政區(qū)劃圖及相關(guān)地理坐標(biāo)。本研究采用油菜產(chǎn)量來(lái)表征江漢平原油料作物的生產(chǎn)水平，油菜是江漢平原最具代表性的油料作物，2015年江漢平原油菜產(chǎn)量占總油料作物產(chǎn)量的87.03%。本研究的油菜產(chǎn)量及其他相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)均獲取自2001—2016年《湖北農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分年份由于行政區(qū)劃調(diào)整，數(shù)據(jù)存在缺失或計(jì)量口徑統(tǒng)一的問(wèn)題，因行政區(qū)劃調(diào)整帶來(lái)的數(shù)據(jù)缺失和口徑不一問(wèn)題參照耕地面積及農(nóng)業(yè)人口比例進(jìn)行修正。

1.3 研究方法

1.3.1 空間洛倫茲曲線與集中化指數(shù) 空間洛倫茲曲線是將樣本頻率高低排序，依次計(jì)算累積比例，橫軸表示樣本數(shù)，縱軸表示累積比例，繪制空間洛倫茲曲線，用于表示空間差異狀況，并可進(jìn)行空間差異比較，是研究地理要素區(qū)域分布的重要指標(biāo)和方法。洛倫茲曲線與對(duì)角線的偏離程度可以反映樣本在空間上的聚集程度[39]，并依此計(jì)算集中化指數(shù)：

(1)

式中:I為集中化指數(shù)，A為樣本數(shù)據(jù)的累積比例總和，M為集中分布時(shí)的累積比例總和，R為均勻分布時(shí)的累積比例總和。I取值在0～1之間，I趨近于1時(shí)，樣本在空間的聚集程度高，I趨近于0時(shí)，樣本在空間的分布趨向于均勻。本研究的運(yùn)用空間洛倫茲曲線和集中化指數(shù)揭示江漢平原油菜生產(chǎn)的集中程度。

1.3.2 重心模型 假設(shè)一個(gè)區(qū)域由n個(gè)次級(jí)區(qū)域單元組成，其中，第i個(gè)次級(jí)區(qū)域單元中心的地理坐標(biāo)為(xi，yi)，mi為該次級(jí)區(qū)域單元某種地理現(xiàn)象的屬性量值，則該屬性地理現(xiàn)象的區(qū)域重心坐標(biāo)為[40-41]：

(2)

(3)

由于重心的位置會(huì)受到不同地理現(xiàn)象發(fā)展的影響，因此當(dāng)重心出現(xiàn)了空間上的變化時(shí)會(huì)向作用力大的影響方向移動(dòng)，其移動(dòng)方向即為空間格局變化的方向。本文將mi定義為油菜產(chǎn)量，分析江漢平原油菜生產(chǎn)重點(diǎn)的時(shí)空變化特征。

1.3.3 ESDA模型 探索性空間數(shù)據(jù)分析(Exploratory Spatial Data Analysis)的核心是全局空間自相關(guān)分析和局部空間自相關(guān)分析，空間自相關(guān)分析時(shí)間序列中相鄰數(shù)值間的相關(guān)關(guān)系，確定變量在空間上是否相關(guān)以及相關(guān)程度，并對(duì)變量空間分布中相鄰位置間的相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)。

(1)全局空間自相關(guān)分析

全局空間自相關(guān)分析采用Moran’I指數(shù)探索變量在整個(gè)區(qū)域空間分布趨同特征的強(qiáng)弱，其計(jì)算公式[42]如下：

(4)

式中：I為Moran指數(shù)；n為研究區(qū)域內(nèi)空間單元總數(shù)；wij為空間權(quán)重矩陣；xi為區(qū)域i的觀測(cè)值。Moran指數(shù)I的取值一般在-1～1之間，小于0表示負(fù)相關(guān)，等于0表示不相關(guān)，大于0表示正相關(guān)。對(duì)于Moran指數(shù)，可以用標(biāo)準(zhǔn)化統(tǒng)計(jì)量Z來(lái)檢驗(yàn)n個(gè)區(qū)域是否存在空間自相關(guān)關(guān)系，Z的計(jì)算公式為[43]，式中E(I)為其理論期望,計(jì)算公式為E(I)=-1/(n-1)；VAR(I)為其理論方差：：

(5)

根據(jù)(5)式計(jì)算出的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，可以對(duì)空間自相關(guān)關(guān)系進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，顯著性水平可以由標(biāo)準(zhǔn)化Z值的P值檢驗(yàn)來(lái)確定。在0.05的置信水平下，|Z|=1.96，當(dāng)Z大于1.96時(shí)，觀測(cè)值呈現(xiàn)高-高聚集和低-低聚集的趨同分布格局；當(dāng)Z小于-1.96時(shí)，觀測(cè)值呈現(xiàn)高—低聚集和低—高聚集的空間異常格局；當(dāng)|Z|小于1.96時(shí)，要素在區(qū)域的自相關(guān)性不顯著，觀測(cè)值在區(qū)域呈獨(dú)立隨機(jī)分布。本文采用Moran’I指數(shù)揭示江漢平原2000—2015年油菜生產(chǎn)的全局空間自相關(guān)特征。

(2)局部空間自相關(guān)分析

局部空間自相關(guān)指數(shù)(LISA)揭示區(qū)域單元地理現(xiàn)象與鄰近單元的相關(guān)程度[44]。公式如下：

(6)

通過(guò)ESDA方法對(duì)江漢平原油菜生產(chǎn)格局進(jìn)行可視化描述，能直觀地表征其存在的空間集聚和空間異常，從而揭示江漢平原油菜生產(chǎn)的空間相互作用機(jī)制。

1.3.4 GWR模型 GWR模型適用于研究空間差異，它能較好地研究不同空間位置的空間差異，其基本思路是將數(shù)據(jù)的地理位置引入到回歸參數(shù)中，通過(guò)相鄰觀測(cè)值的子樣本數(shù)據(jù)信息對(duì)局部進(jìn)行回歸估計(jì)，隨著空間上局部地理位置的變化，估計(jì)的參數(shù)也隨之而不同。GWR模型公式表示如下[45]。

(7)

式中：yi為n×1維被解釋變量向量；xik為n×k維解釋變量矩陣；βk(ui，vi)(k=1,2,3…)為因素k在回歸點(diǎn)i的回歸系數(shù)，(ui，vi)為第i個(gè)觀察點(diǎn)的經(jīng)緯度坐標(biāo)；ε為n×1維向量，服從方差為常數(shù)的正態(tài)分布[46]。加權(quán)時(shí)一般采用高斯函數(shù)構(gòu)建加權(quán)函數(shù)，使用信息準(zhǔn)則(AIC) 法與核密度估計(jì)求得帶寬，然后進(jìn)行地理加權(quán)回歸計(jì)算。

2 江漢平原油菜生產(chǎn)的時(shí)空變化

2.1 總量持續(xù)增長(zhǎng)，增速逐漸放緩

據(jù)《湖北農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》顯示，2000—2015年江漢平原油菜總產(chǎn)量從9.9×105t增長(zhǎng)到1.3×106t，增長(zhǎng)了31.2%。近年來(lái)，在國(guó)家的鼓勵(lì)和經(jīng)濟(jì)效益的刺激下油菜的種植面積逐年擴(kuò)大，但由于土地資源的緊缺性，油菜的種植面積擴(kuò)大范圍有限，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，擴(kuò)大油菜的種植土地面積會(huì)越來(lái)越困難，因而油菜產(chǎn)量的增速逐年放緩。分階段考察，2000—2005年油菜產(chǎn)量增幅為14.8%， 2006—2010年增幅降為9.26%，2011—2015年增速進(jìn)一步放緩，增幅僅為4.61%。由此可見(jiàn)，2000年以來(lái)江漢平原油菜生產(chǎn)整體呈增長(zhǎng)趨勢(shì)，但是增速在不斷放緩，呈現(xiàn)逐年降低的態(tài)勢(shì)。

2.2 空間分布日趨集聚，集中于少數(shù)縣市

采用集中化指數(shù)衡量江漢平原油菜生產(chǎn)的集聚程度(圖1)，2000年集中化指數(shù)為0.30，2005年有所下降，但總體維持較穩(wěn)定的狀態(tài)，2010年回升至0.30，2015年繼續(xù)增長(zhǎng)至0.32，集中化指數(shù)雖然在中途略有回落，但總體仍呈上升趨勢(shì)，其走向變化與變異系數(shù)基本保持同步，說(shuō)明江漢平原油菜生產(chǎn)的集聚化程度逐漸提升，在空間上日益集中于部分高產(chǎn)縣市，集聚程度日益強(qiáng)化，這與變異系數(shù)變化所顯示的區(qū)域間發(fā)展不平衡，差異逐步擴(kuò)大的結(jié)論是吻合的。

具體來(lái)看，仙桃市、公安縣、沙洋縣、監(jiān)利縣、天門(mén)市、潛江市、鐘祥市等地的油菜產(chǎn)量一直位居江漢平原前列。2015年，仙桃市油菜產(chǎn)量為1.29×105t；公安縣油菜產(chǎn)量為1.15×105t；沙洋縣油菜產(chǎn)量為1.15×105t；監(jiān)利縣油菜產(chǎn)量為1.14×105t；天門(mén)市油菜產(chǎn)量為9.49×104t；潛江市油菜產(chǎn)量為9.23×104t；鐘祥市油菜產(chǎn)量為8.93×104t。繪制空間洛倫茲曲線圖可知(圖2)，7縣市油菜年總產(chǎn)量占該年江漢平原的57.73%，具有舉足輕重的地位。而應(yīng)城市、蔡甸區(qū)、沙市區(qū)等地的油菜生產(chǎn)一直處于相對(duì)較低的水平，且波動(dòng)較大，增長(zhǎng)逐漸放緩，研究期內(nèi)多次負(fù)增長(zhǎng)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的功能趨于弱化。

圖1 江漢平原油菜生產(chǎn)的變異系數(shù)及集中化指數(shù)的變化Fig.1 Variation coefficient and concentration index of rapeseed production in Jianghan plain

圖2 2015年江漢平原油菜生產(chǎn)的空間洛倫茲曲線Fig.2 Spatial lorentz curve of rapeseed production of Jianghan plain in 2015

2.3 空間格局相對(duì)穩(wěn)定，形成油菜高產(chǎn)帶

根據(jù)江漢平原油菜產(chǎn)量，分別以年產(chǎn)量4×104t和8×104t為標(biāo)準(zhǔn)將江漢平原19個(gè)縣域單元?jiǎng)澐钟筒烁弋a(chǎn)區(qū)(年產(chǎn)量8×104t及以上)、油菜中產(chǎn)區(qū)(年產(chǎn)量4×104t～8×104t)和油菜低產(chǎn)區(qū)(年產(chǎn)量4×104t及以下)(圖3)。油菜高產(chǎn)區(qū)數(shù)量逐步增加，由2000年的4個(gè)增加到2015年的8個(gè)。其中，2005年之后基本保持穩(wěn)定，主要集中于江漢平原的中南部。而油菜低產(chǎn)區(qū)也基本穩(wěn)定，主要為沙市區(qū)、蔡甸區(qū)和應(yīng)城縣。綜合來(lái)看，區(qū)域性油菜生產(chǎn)中心逐步凸顯，區(qū)域間的生產(chǎn)均衡度逐步下降。油菜高產(chǎn)區(qū)經(jīng)歷了從增長(zhǎng)到穩(wěn)定的過(guò)程，高產(chǎn)區(qū)由江漢平原東西兩端逐步向江漢平原中部地區(qū)集聚，形成一個(gè)較為明顯的北—中—南油菜高產(chǎn)連片區(qū)域。

圖3 江漢平原油菜生產(chǎn)的空間格局Fig.3 Spatial pattern of rapeseed production in Jianghan plain

2.4 油菜生產(chǎn)的重心持續(xù)波動(dòng)

通過(guò)ArcGIS平臺(tái)進(jìn)行區(qū)域空間重心的計(jì)算，2000—2015年江漢平原油菜生產(chǎn)的重心一直在潛江市境內(nèi)西北部移動(dòng)。2000年江漢平原油菜生產(chǎn)的重心位于金家灣與姚家臺(tái)周邊地區(qū)(112°42′51″E，30°25′30″N)；2005年重心的空間位置向東北方向偏移，位于廣華寺工農(nóng)村西部區(qū)域(112°43′16″E，30°26′19″N)；2010年生產(chǎn)重心出現(xiàn)了向西南方向的大幅移動(dòng)，由工農(nóng)村偏向戚家場(chǎng)與周家灘交界地區(qū)(112°41′45″E，30°24′32″N)；至2015年向東南方向再次大幅移動(dòng)，由積玉口鎮(zhèn)區(qū)域轉(zhuǎn)向東河支流南側(cè)的浩口鎮(zhèn)湖興村周邊地區(qū)(112°42′34″E，30°22′56″N)。

通過(guò)計(jì)算對(duì)比各節(jié)點(diǎn)生產(chǎn)重心位置可知，2000—2015江漢平原油菜生產(chǎn)重心南北波動(dòng)經(jīng)歷了幅度由大變小再回升的過(guò)程(表1)，計(jì)算生產(chǎn)重心在南北方向的移動(dòng)距離發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)重心的移動(dòng)軌跡形成了明顯的3個(gè)階段：(1)2000—2005年向北位移1.55 km，年均移動(dòng)0.31 km，移動(dòng)速度較慢；(2)2005—2010年重心向南移動(dòng)3.346km，年均移動(dòng)約0.7 km，相比2000—2005年階段移動(dòng)速度有顯著提高；(3)2010—2015年間重心向南移動(dòng)2.954 km，年均移動(dòng)約0.6 km，移動(dòng)速度有所下降，但仍保持較高的水平，尤其在2011—2012年間重心向南發(fā)生較大位移3.834 km，之后向北回歸。基于重心坐標(biāo)經(jīng)緯度計(jì)算重心移動(dòng)起始點(diǎn)之間的水平距離及移動(dòng)方向(表2)，結(jié)果表明江漢平原油菜生產(chǎn)重心在空間上總體變化是“由北向南”，但在階段上是“先北后南”的較大波動(dòng)(圖4)，這與高產(chǎn)區(qū)范圍的增長(zhǎng)息息相關(guān)，體現(xiàn)了江漢平原油菜生產(chǎn)的高產(chǎn)區(qū)域逐漸由北向南擴(kuò)大的過(guò)程。

表1 江漢平原油菜生產(chǎn)重心位置Table.1 Center of gravity position of rapeseed production in Jianghan plain

表2 江漢平原油菜生產(chǎn)重心變動(dòng)Table.2 Change of center of gravity of rapeseed production in Jianghan plain

注：此處距離為重心移動(dòng)起始點(diǎn)之間的直線距離。

Note:The distance here is the straight line distance between the starting points of the center of gravity more ment.

圖4 江漢平原油菜生產(chǎn)的重心移動(dòng)軌跡Fig.4 The trajectory of the center of gravity of rapeseed production in Jianghan plain

2.5 油菜生產(chǎn)具有局部空間自相關(guān)性

采用全局空間自相關(guān)模型及Z值檢驗(yàn)方法對(duì)江漢平原油菜生產(chǎn)進(jìn)行空間自相關(guān)驗(yàn)證(表3)，全局Moran’I指數(shù)均趨近于0，由2000年的-0.123 1增長(zhǎng)為2015年的-0.033 9，數(shù)值逐漸增大，不斷向0趨近，且Z值均小于1.96，P值顯著性檢驗(yàn)結(jié)果不成立，顯著性均在30%以下。即江漢平原油菜生產(chǎn)在空間上呈現(xiàn)一定的隨機(jī)性，這主要是因?yàn)楦骺h域單元鄰近區(qū)域生產(chǎn)水平存在的差異性，并無(wú)顯著的空間關(guān)聯(lián)。江漢平原油菜生產(chǎn)的全局Moran’I指數(shù)始終為負(fù)，一直在向0靠近，說(shuō)明其空間格局過(guò)程較為復(fù)雜，受經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)人口比例、區(qū)域政策等諸多相關(guān)因素影響，全局自相關(guān)特征不顯著。

采取Rook方式構(gòu)造空間權(quán)重，對(duì)江漢平原油菜生產(chǎn)進(jìn)行局部空間自相關(guān)分析(圖5)，其中無(wú)顯著性區(qū)域數(shù)量為16，高—高集聚區(qū)域數(shù)量為3，低—低集聚區(qū)域數(shù)量為1，低—高異常區(qū)域數(shù)量為3，高—低異常區(qū)域數(shù)量為1。通過(guò)分析LISA聚集圖中各類型區(qū)域的數(shù)量可知，2000—2015年江漢平原油菜生產(chǎn)呈現(xiàn)出一定的局部空間自相關(guān)性，區(qū)域高產(chǎn)區(qū)集聚趨勢(shì)明顯，H-H(高—高)的比例逐步提高，在2015年首次出現(xiàn)了L-L(低—低)集聚，表明隨時(shí)間變化油菜生產(chǎn)逐步趨于集聚。從空間格局過(guò)程看，高產(chǎn)區(qū)從中部逐漸向南部擴(kuò)展，以潛江為中心聚集高產(chǎn)區(qū)，而低產(chǎn)區(qū)主要在東西兩側(cè)出現(xiàn)集聚趨勢(shì)，高低產(chǎn)區(qū)之間的產(chǎn)量差異也逐年擴(kuò)大。這表明，江漢平原油菜高產(chǎn)區(qū)向中南部集聚，低產(chǎn)區(qū)向東部集聚，油菜產(chǎn)量呈現(xiàn)出“中南集聚，兩翼減少”的格局。

表3 江漢平原油菜生產(chǎn)全局空間自相關(guān)Moran’I指數(shù)和Z值Table.3 Global spatial autocorrelation Moran’I index and Z value of rapeseed production in Jianghan plain

圖5 江漢平原油菜生產(chǎn)LISA聚集圖Fig.5 LISA aggregation map of rapeseed in Jianghan plain

3 江漢平原油菜生產(chǎn)時(shí)空格局的影響因素

江漢平原油菜生產(chǎn)存在局部空間自相關(guān)，因此揭示其影響因素時(shí)，最小二乘法(OLS)的區(qū)域間相互獨(dú)立的假設(shè)不成立，需要對(duì)經(jīng)典線性模型進(jìn)行修正，引入空間差異性及空間相關(guān)性，采用地理加權(quán)回歸(GWR)模型進(jìn)行分析。基于江漢平原實(shí)際情況，從經(jīng)濟(jì)狀況、人口遷移、基礎(chǔ)設(shè)施、農(nóng)業(yè)技術(shù)、政策制度等方面選取自變量指標(biāo)，采用SPSS進(jìn)行逐步回歸分析，并對(duì)指標(biāo)進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，確定農(nóng)業(yè)從業(yè)人口、耕地面積、化肥施用量、農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平和農(nóng)業(yè)新技術(shù)應(yīng)用5個(gè)自變量指標(biāo)。借助ArcGIS對(duì)自變量進(jìn)行地理加權(quán)回歸分析，結(jié)果如表4所示。通過(guò)LocalR2的值可知，GWR模型在4個(gè)時(shí)點(diǎn)上分別能夠解釋油菜生產(chǎn)時(shí)空變化的85.89%～86.81%；68.89%～68.93%；82.98%～83.01%；77.72%～77.74%，且除極個(gè)別縣域單元外，大部分地區(qū)能夠通過(guò)殘差平方和的檢驗(yàn)，證明模型擬合度較高。綜合來(lái)看，化肥施用量的回歸系數(shù)略高于耕地面積及農(nóng)業(yè)從業(yè)人口。

表4 GWR模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果Table.4 Parameter estimation results of GWR model

3.1 化肥施用量對(duì)油菜生產(chǎn)時(shí)空格局的影響

化肥是最重要的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料，建設(shè)現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)的重要支撐，是糧食安全的根本保障?？茖W(xué)合理地進(jìn)行施肥量配比是提高產(chǎn)量的重要方法[47]，對(duì)油菜生產(chǎn)的影響在3個(gè)自變量中最大，表現(xiàn)出較高的相關(guān)性，回歸系數(shù)處于顯著水平，如圖6所示。在空間上，化肥施用量對(duì)油菜生產(chǎn)的影響在江漢平原東部要大于中西部，其中京山縣、應(yīng)城市、漢川市、蔡甸區(qū)、仙桃市、洪湖市等地化肥施用量的影響最突出。這可能是因?yàn)榻瓭h平原東部屬武漢城市圈，耕地資源在快速城市化背景下日趨緊張，為保障油菜產(chǎn)量，生產(chǎn)過(guò)程中對(duì)化肥的依賴性較大。在時(shí)序上，化肥施用量對(duì)油菜生產(chǎn)的影響總體呈現(xiàn)下降態(tài)勢(shì)，這一方面可能是因?yàn)槠渌宰兞繉?duì)油菜生產(chǎn)的影響在加大，另一方面，則可能是種植技術(shù)和種植制度的改進(jìn)造成對(duì)化肥的需求略有下降，如2010—2015年，油菜秋冬發(fā)高產(chǎn)種植面積增加了47.90%，這對(duì)油菜增產(chǎn)具有重大意義。

圖6 化肥施用量與油菜生產(chǎn)的回歸系數(shù)Fig.6 Regression coefficient between fertilizer application and rapeseed production

3.2 農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平對(duì)油菜生產(chǎn)時(shí)空格局的影響

農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平直接關(guān)系到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，從而對(duì)油菜生產(chǎn)帶來(lái)較大影響。將農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平與油菜產(chǎn)量進(jìn)行回歸(圖7)，可以發(fā)現(xiàn)二者回歸系數(shù)水平較高，關(guān)系較為密切，即機(jī)械化水平對(duì)油菜生產(chǎn)有較大的促進(jìn)作用。2000年江漢平原的農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力僅為5.94×106kW，2015年則增加到1.86×107kW。相對(duì)而言，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平對(duì)江漢平原東部地區(qū)油菜生產(chǎn)的影響更為顯著，這與農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平提升較快的縣域單元主要位于江漢平原東部和南部的格局基本吻合，這恰恰也是江漢平原油菜生產(chǎn)水平相對(duì)較高的地域。2004—2005年湖北省實(shí)行國(guó)家優(yōu)質(zhì)糧食產(chǎn)業(yè)工程現(xiàn)代農(nóng)機(jī)推進(jìn)項(xiàng)目，先后覆蓋江漢平原的松滋市、洪湖市、監(jiān)利縣、鐘祥市、公安縣、應(yīng)城市和沙洋縣，極大推動(dòng)了江漢平原機(jī)械化水平的提升。湖北省“十三五”期間加大對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的科技投入，逐步改善農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施和裝備條件，通過(guò)對(duì)2000—2015年江漢平原機(jī)械化水平的增長(zhǎng)趨勢(shì)模型的擬合，預(yù)計(jì)2020年主要農(nóng)作物耕種收綜合機(jī)械化水平達(dá)到70%以上。

圖7 農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平與油菜生產(chǎn)的回歸系數(shù)Fig.7 Regression coefficient between agricultural mechanization level and rapeseed production

3.3 農(nóng)業(yè)新技術(shù)應(yīng)用對(duì)油菜生產(chǎn)時(shí)空格局的影響

農(nóng)業(yè)新技術(shù)的應(yīng)用對(duì)于推進(jìn)油菜生產(chǎn)有重要的意義。油菜“秋冬發(fā)”高產(chǎn)栽培技術(shù)充分利用秋冬溫光資源，促進(jìn)油菜發(fā)棵，有效發(fā)揮油菜高產(chǎn)潛力。采用油菜秋冬發(fā)面積表征農(nóng)業(yè)新技術(shù)應(yīng)用水平，與油菜產(chǎn)量進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)新技術(shù)應(yīng)用水平與油菜產(chǎn)量關(guān)系密切(圖8)。其中2000、2005和2010年江漢平原東部地區(qū)農(nóng)業(yè)新技術(shù)的應(yīng)用對(duì)油菜產(chǎn)量的影響更大，2015年則是江漢平原西部農(nóng)業(yè)新技術(shù)的應(yīng)用對(duì)油菜生產(chǎn)的影響更大。根據(jù)《湖北農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》記載，江漢平原的菜種植廣泛應(yīng)用油菜育苗移栽技術(shù)，其中監(jiān)利縣、公安縣、沙洋縣、仙桃市油菜育苗移栽面積占比分別為14.18%、9.68%、9.60%和8.65%，與同年油菜高產(chǎn)區(qū)格局基本吻合。而油菜秋冬發(fā)高產(chǎn)栽培的技術(shù)對(duì)油菜生產(chǎn)起到促進(jìn)作用，2014年江漢平原油菜秋冬發(fā)高產(chǎn)栽培面積已達(dá)331.18 khm2，其中監(jiān)利縣、天門(mén)市、公安縣、潛江市等縣市應(yīng)用秋冬發(fā)高產(chǎn)栽培技術(shù)較廣，這與油菜高產(chǎn)區(qū)在空間中也有較高的一致性?？梢?jiàn)農(nóng)業(yè)新技術(shù)的廣泛應(yīng)用對(duì)于油菜生產(chǎn)有重要的保障和促進(jìn)作用。

圖8 農(nóng)業(yè)新技術(shù)應(yīng)用與油菜生產(chǎn)的回歸系數(shù)Fig.8 Regression coefficient between agricultural technology application and rapeseed production

3.4 耕地面積對(duì)油菜生產(chǎn)時(shí)空格局的影響

耕地是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基本資源和條件，耕地面積直接影響到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展。耕地面積對(duì)江漢平原油菜生產(chǎn)的影響具有顯著的空間依賴效應(yīng)(圖9)。耕地面積的影響在江漢平原東部和北部表現(xiàn)較為突出，尤其集中在蔡甸區(qū)、漢川市、應(yīng)城市、宜城市、沙洋縣、京山縣等地，而西南部的松滋市、公安縣和石首市，耕地面積對(duì)油菜生產(chǎn)的影響相對(duì)較小。這是因?yàn)?，江漢平原東部地區(qū)屬武漢城市圈范疇，快速城市化背景下，耕地資源受工業(yè)化與城鎮(zhèn)化發(fā)展的沖擊，面積增長(zhǎng)緩慢，甚至出現(xiàn)的負(fù)增長(zhǎng)，耕地面積的減少對(duì)東部和北部縣域油菜生產(chǎn)造成較大的影響。需要特別注意的是，在2010年，耕地面積對(duì)油菜生產(chǎn)的影響空間格局發(fā)生反轉(zhuǎn)，西部縣市耕地面積的影響較東部更為顯著，尤其是宜城市、沙洋縣、枝江市和松滋市。這可能是因?yàn)?010年前后江漢平原耕地面積增速放緩，東部的蔡甸區(qū)和洪湖市耕地面積甚至出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，而西部縣域耕地面積的增速卻較高，如宜城市、沙洋縣、京山縣2005—2010年的耕地面積增速分別為22.30%、21.81%、20.87%。耕地面積的增加，對(duì)油菜生產(chǎn)帶來(lái)較為明顯的積極影響。同時(shí)，江漢平原南部是傳統(tǒng)核心農(nóng)區(qū)，耕地資源數(shù)量相對(duì)穩(wěn)定，耕地面積對(duì)油菜生產(chǎn)的影響十分有限。

圖9 耕地面積與油菜生產(chǎn)的回歸系數(shù)Fig.9 Regression coefficient between cultivated land area and rapeseed production

3.5 農(nóng)業(yè)從業(yè)人口對(duì)油菜生產(chǎn)時(shí)空格局的影響

農(nóng)業(yè)從業(yè)人員是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基本要素。2000—2015年江漢平原農(nóng)業(yè)從業(yè)人口逐年減少，由364.21萬(wàn)人降至251.16萬(wàn)人，減少幅度高達(dá)30.96%，除江陵縣農(nóng)業(yè)從業(yè)人口增長(zhǎng)1.79%外，其他縣域均明顯減少，其中西部減少幅度大于東部，如松滋市、石首市、枝江市、沙洋縣等縣域的農(nóng)業(yè)從業(yè)人口減幅均大于45%，而東部縣域如應(yīng)城市、蔡甸區(qū)、仙桃市、洪湖市、潛江市等地減幅則較小，多在25%以下。農(nóng)業(yè)從業(yè)人口數(shù)量與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是正相關(guān)的，圖10也反映出農(nóng)業(yè)從業(yè)人口減少更多的西部縣域其油菜生產(chǎn)受到的影響更大。但也要關(guān)注到，2000年農(nóng)業(yè)從業(yè)人口與江漢平原部分縣域油菜生產(chǎn)表現(xiàn)出負(fù)相關(guān)特征，這是因?yàn)?000年前后，長(zhǎng)江中下游遭遇建國(guó)以來(lái)最嚴(yán)重的旱災(zāi)[48]，對(duì)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)造成極大影響，糧食大面積減產(chǎn)。國(guó)家出臺(tái)各種政策促進(jìn)糧食生產(chǎn)，江漢平原種植結(jié)構(gòu)發(fā)生轉(zhuǎn)變，大量農(nóng)業(yè)從業(yè)人員轉(zhuǎn)向糧食生產(chǎn)，從事油菜生產(chǎn)的農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量下降，這在城市化水平較高的江漢平原東部地區(qū)表現(xiàn)尤為突出，表現(xiàn)出負(fù)相關(guān)的特征。此外,隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)多個(gè)方面投入的增多，也可能會(huì)使得農(nóng)業(yè)從業(yè)人口與產(chǎn)量呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)的特征[49]。

圖10 農(nóng)業(yè)從業(yè)人口與油菜生產(chǎn)的回歸系數(shù)Fig.10 Regression coefficient between agricultural workforce and rapeseed production

3.6 其他因素的影響

(1)區(qū)域農(nóng)業(yè)政策是影響油菜生產(chǎn)的風(fēng)向標(biāo)。湖北省從2012年開(kāi)始推進(jìn)種植業(yè)集群建設(shè)，創(chuàng)建以武漢為中心的“中部種都”，同時(shí)在荊門(mén)“中國(guó)農(nóng)谷”等地建設(shè)區(qū)域性特色作物種子(苗)研發(fā)和加工基地[50]；同時(shí)，湖北省制定《荊楚糧油“走出去”行動(dòng)計(jì)劃》，旨在推動(dòng)湖北省糧油供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、促進(jìn)糧油產(chǎn)業(yè)進(jìn)一步發(fā)展，使食用油消費(fèi)市場(chǎng)得到更快發(fā)展。這對(duì)江漢平原油菜生產(chǎn)提供了強(qiáng)有力的政策支持。

(2)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格是影響農(nóng)民種植積極性的催化劑。農(nóng)作物的生產(chǎn)效益已成為促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展的核心問(wèn)題[51]，江漢平原油菜種植主要為秋冬發(fā)栽培，與水稻、棉花等主要農(nóng)作物錯(cuò)期種植，與油菜同期的農(nóng)作物主要為小麥。比較2000—2015年江漢平原油菜與小麥種植每公頃的平均收益可知(圖11)，種植油菜每公頃的收益明顯高于種植小麥，且二者之間的差距有增大的趨勢(shì)，在此背景下，農(nóng)民對(duì)油菜種植的積極性明顯高于小麥，這也是江漢平原油菜生產(chǎn)持續(xù)增長(zhǎng)的重要因素。

圖11 2000—2015年江漢平原油菜與小麥平均收益比較Fig.11 Comparison of average income of rapeseed and wheat in Jianghan plain from 2000 to 2015

4 結(jié)論與討論

(1)江漢平原的油料作物生產(chǎn)在中國(guó)占重要地位，對(duì)維護(hù)中國(guó)糧油安全有著深遠(yuǎn)意義。21世紀(jì)以來(lái)，江漢平原油菜生產(chǎn)持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)，年總產(chǎn)量從9.9×105 t增長(zhǎng)到13×105 t，但增長(zhǎng)速度在逐漸放緩。其中，仙桃市、公安縣、沙洋縣、監(jiān)利縣等地是油菜主要產(chǎn)區(qū)，而漢川市、京山縣等地油菜生產(chǎn)的占比波動(dòng)幅度較大。在空間格局上江漢平原油菜生產(chǎn)呈現(xiàn)“中部集聚，東西減少”的特征，高產(chǎn)區(qū)逐步向中南部集聚，而低產(chǎn)區(qū)則散落在江漢平原東西兩側(cè)，相對(duì)邊緣化。江漢平原油菜生產(chǎn)的重心一直位于潛江市西北部，研究期內(nèi)主要表現(xiàn)出由北向南的移動(dòng)，東西方向的位移相對(duì)較少。

(2)油菜生產(chǎn)受到諸多因素影響，對(duì)江漢平原而言，化肥施用量、農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平、農(nóng)業(yè)新技術(shù)應(yīng)用、耕地面積和農(nóng)業(yè)從業(yè)人口是影響油菜生產(chǎn)的主要因素。其中耕地資源奠定了油菜生產(chǎn)時(shí)空格局的基礎(chǔ)框架，農(nóng)業(yè)從業(yè)人口的分布和變化強(qiáng)化了油菜的生產(chǎn)格局，而化肥施用量、農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平和農(nóng)業(yè)新技術(shù)的應(yīng)用則對(duì)油菜生產(chǎn)格局進(jìn)行修正。此外，區(qū)域農(nóng)業(yè)發(fā)展政策及農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格變化等也是影響油菜生產(chǎn)格局的重要因素。

(3)江漢平原作為中國(guó)重要的商品糧油基地，油菜生產(chǎn)的空間集聚，有助于推進(jìn)農(nóng)業(yè)規(guī)?；a(chǎn)，高效利用耕地資源，進(jìn)一步優(yōu)化農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，但過(guò)度集聚則會(huì)導(dǎo)致地域發(fā)展失衡，對(duì)糧油安全帶來(lái)一定的風(fēng)險(xiǎn)。對(duì)于油菜高產(chǎn)區(qū)，應(yīng)嚴(yán)格保護(hù)耕地，重點(diǎn)建設(shè)高產(chǎn)帶，依托高產(chǎn)區(qū)集聚縣域培育食用油基地支柱，鞏固商品糧油基地地位；對(duì)于油菜中產(chǎn)區(qū)應(yīng)提升生產(chǎn)技術(shù)，增加經(jīng)濟(jì)收入，吸引更多勞動(dòng)力返鄉(xiāng)務(wù)農(nóng)，縮小區(qū)域差距；而油菜低產(chǎn)區(qū)多為城鎮(zhèn)化水平較高的縣域，耕地資源相對(duì)較少，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量有限，應(yīng)該推進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，發(fā)展農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)，延長(zhǎng)產(chǎn)業(yè)鏈，提升經(jīng)濟(jì)效益。