張歆冉 孫晨雪 謝雨濛

（中南林業(yè)科技大學(xué)商學(xué)院 湖南長(zhǎng)沙 410004）

2016年，湖北省農(nóng)業(yè)農(nóng)村廳發(fā)布《湖北省農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展規(guī)劃（2016—2030年）》，提出要力爭(zhēng)成為全國農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展試點(diǎn)先行區(qū)、生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)示范區(qū)、綠色農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全示范區(qū)、農(nóng)業(yè)面源污染治理示范區(qū)。農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的態(tài)勢(shì)在一定程度上決定了糧食可持續(xù)發(fā)展的趨勢(shì)。

本研究以糧食單位面積產(chǎn)量為衡量湖北省糧食能否可持續(xù)發(fā)展的表現(xiàn)因素，選取農(nóng)作物總播種面積、有效灌溉面積、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)業(yè)技術(shù)改造投資、農(nóng)作物受災(zāi)面積、農(nóng)業(yè)中間消耗六個(gè)影響因素，利用Stata軟件結(jié)合最小二乘法回歸分析這些因素對(duì)湖北省糧食可持續(xù)發(fā)展的影響情況，進(jìn)而提出湖北省糧食可持續(xù)發(fā)展的優(yōu)化路徑。

1 湖北省糧食發(fā)展現(xiàn)狀

中央一號(hào)文件自2004年連續(xù)19年聚焦“三農(nóng)”，提出一系列惠農(nóng)政策后，湖北糧食生產(chǎn)得到持續(xù)發(fā)展，糧食單位面積產(chǎn)量由2004年的5 657.15 kg/hm2到2021年的5 899.19 kg/hm2，實(shí)現(xiàn)糧食單位面積產(chǎn)量增長(zhǎng)4.28%。湖北省在中央農(nóng)業(yè)政策的指導(dǎo)下，實(shí)行了最低收購價(jià)政策和臨時(shí)收儲(chǔ)政策，實(shí)施了良種補(bǔ)貼、糧食直補(bǔ)、農(nóng)機(jī)具購置補(bǔ)貼、農(nóng)資綜合補(bǔ)貼等措施，大大地調(diào)動(dòng)了農(nóng)民生產(chǎn)的積極性，促進(jìn)糧食產(chǎn)量不斷創(chuàng)下歷史新高。但是，湖北省的糧食發(fā)展仍存在著高投入低回報(bào)、污染環(huán)境、科技投入水平不高等問題，影響著其可持續(xù)化、現(xiàn)代化發(fā)展。

2 湖北省糧食可持續(xù)發(fā)展的影響因素研究

2.1 研究方法

本文采用最小二乘法結(jié)合線性回歸分析，研究湖北省糧食可持續(xù)發(fā)展的影響因素。最小二乘法又稱最小平方法，是一種數(shù)學(xué)優(yōu)化技術(shù)。它通過最小化誤差的平方來尋找數(shù)據(jù)的最佳函數(shù)匹配。利用最小二乘法可以簡(jiǎn)便地求得未知的數(shù)據(jù)，使這些求得的數(shù)據(jù)與實(shí)際數(shù)據(jù)之間誤差的平方和為最小。線性回歸分析是根據(jù)一個(gè)或一組自變量的變動(dòng)情況預(yù)測(cè)與其存在相關(guān)關(guān)系的某隨機(jī)變量的未來值的一種方法。

2.2 變量及描述性統(tǒng)計(jì)

糧食單位面積產(chǎn)量（Y）反映了糧食產(chǎn)出效益，作為被解釋變量。農(nóng)作物總播種面積（X1）反映農(nóng)業(yè)集約化水平，有效灌溉面積（X2）反映農(nóng)業(yè)生產(chǎn)單位和地區(qū)水利化程度，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力（X3）反映農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平，農(nóng)業(yè)技術(shù)改造投資（X4）反映農(nóng)業(yè)科技投入力度，農(nóng)作物受災(zāi)面積（X5）反映農(nóng)業(yè)受災(zāi)減產(chǎn)情況，農(nóng)業(yè)中間消耗（X6）反映農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的損耗情況，作為解釋變量。

本文所使用的數(shù)據(jù)是湖北省2010年—2020年農(nóng)業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)構(gòu)成的面板數(shù)據(jù)。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果見表1。

表1 主要變量基本統(tǒng)計(jì)量

續(xù)表1 主要變量基本統(tǒng)計(jì)量

2.3 回歸分析及參數(shù)估計(jì)

以上述6個(gè)生產(chǎn)要素與糧食單位面積產(chǎn)量建立以下回歸方程：

Y=β0+β1·X1+β2·X2+β3·X3+β4·X4+β5·X5+β6·X6+εi

式中，β0，β1，…，β6為回歸參數(shù)，εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)，i=1，2，3，…，n。

本文運(yùn)用Stata軟件對(duì)湖北省2010年—2020年糧食相關(guān)官方數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，得出各參數(shù)的系數(shù)和P值，并采用后向篩選法對(duì)模型變量進(jìn)行優(yōu)化，湖北省糧食單位面積產(chǎn)量第一次回歸結(jié)果如圖1所示。

圖1 第一次回歸結(jié)果

從上述回歸結(jié)果可得，R-squared為0.998 7，模型的擬合優(yōu)度在100%左右，調(diào)整后的擬合優(yōu)度為99%左右，回歸模型效果較好。對(duì)模型顯著性分析，進(jìn)行F檢驗(yàn)，F(xiàn)=130.76，Prob＞F=0.066 8，P值均大于10%的置信水平，對(duì)于多個(gè)解釋變量的模型，F(xiàn)檢驗(yàn)下解釋變量對(duì)被解釋變量湖北省糧食單位面積產(chǎn)量不顯著。因此剔除農(nóng)作物總播種面積、農(nóng)業(yè)技術(shù)改造投資、農(nóng)業(yè)中間消耗3個(gè)變量，再對(duì)剩下的變量進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如圖2所示。

圖2 第二次回歸結(jié)果

從二次回歸結(jié)果可得，R-squared為0.931 9，模型的擬合優(yōu)度在93%左右，調(diào)整后的擬合優(yōu)度為89%，回歸模型效果較好。對(duì)模型顯著性分析，進(jìn)行F檢驗(yàn)，F(xiàn)=22.80，Prob＞F=0.002 4，P值小于10%、5%的置信水平，對(duì)于多個(gè)解釋變量的模型，F(xiàn)檢驗(yàn)下解釋變量對(duì)被解釋變量湖北省糧食單位面積產(chǎn)量顯著。即有效灌溉面積、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力和農(nóng)作物受災(zāi)面積這3個(gè)變量對(duì)湖北省糧食單位面積產(chǎn)量顯著。

2.4 多重共線性檢驗(yàn)

由于調(diào)整后的模型仍涉及3個(gè)解釋變量，為了防止3個(gè)變量之間存在多重共線性，對(duì)模型的三個(gè)解釋變量進(jìn)行方差膨脹因素檢查。檢驗(yàn)結(jié)果如圖3所示，方差膨脹因子VIF為37.92，因此3個(gè)解釋變量存在多重共線性，說明數(shù)據(jù)之間有變量相關(guān)的情況。

圖3 多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果

2.5 異方差檢驗(yàn)

對(duì)假設(shè)模型進(jìn)行回歸后，對(duì)模型進(jìn)行B-P檢驗(yàn)，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲睢z驗(yàn)結(jié)果如圖4所示，該模型B-P檢驗(yàn)結(jié)果的P值為0.147 9，小于15%顯著性水平下的P值，可以接受原假設(shè)，殘差和解釋變量線性相關(guān)，即模型不存在異方差。

圖4 異方差檢驗(yàn)結(jié)果

2.6 自相關(guān)檢驗(yàn)

對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)，即檢驗(yàn)隨機(jī)誤差項(xiàng)前后是否有某種相關(guān)性?；貧w測(cè)試后，為了觀察回歸測(cè)試的殘差圖像進(jìn)行初步檢測(cè)，生成相關(guān)數(shù)據(jù)再輸入相關(guān)命令得到殘差圖像如圖5所示。在k=3，n=9的情況下，查表得到其dl與du值分別為dl=0.279，du=1.875，再根據(jù)杜賓與沃森設(shè)定的規(guī)則，其d值2.079 628位于du與4-du之間，即該模型中無自相關(guān)問題。

圖5 自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果

2.7 最終模型建立及其意義解釋

根據(jù)以上分析，得到湖北省糧食單位面積產(chǎn)量與相關(guān)生產(chǎn)要素的回歸模型如下：

Y=4654.61-1.87364X2+1.493732X3+0.1311975X5+δi

(t) (17.20) (-3.77) (4.58) (2.66)

研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)有效灌溉面積每下降1 000 hm2，會(huì)使湖北省糧食單位面積產(chǎn)量下降1.873 64 kg/hm2；當(dāng)農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力每增加10 000 kW，會(huì)使湖北省糧食單位面積產(chǎn)量上升1.493 732 kg/hm2；當(dāng)農(nóng)作物受災(zāi)面積每增加1 000 hm2，會(huì)使湖北省糧食單位面積產(chǎn)量上升0.131 197 5 kg/hm2。

3 湖北省糧食可持續(xù)發(fā)展的優(yōu)化路徑選擇

3.1 加強(qiáng)田間配套設(shè)施建設(shè)，提升農(nóng)田有效灌溉水平

湖北省應(yīng)進(jìn)一步增加對(duì)水利設(shè)施建設(shè)的投入，加大對(duì)農(nóng)田基礎(chǔ)灌溉設(shè)備的投資。各級(jí)政府應(yīng)當(dāng)重視農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)，強(qiáng)化排灌設(shè)施建設(shè)和已有水渠的修復(fù)，以適應(yīng)農(nóng)業(yè)規(guī)?；⒓s化經(jīng)營的需要。鑒于農(nóng)田分散經(jīng)營的現(xiàn)實(shí)，建議政府對(duì)農(nóng)田水利設(shè)施統(tǒng)籌安排，分塊集中組織實(shí)施，以保證農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)和實(shí)施的效果，爭(zhēng)取較大程度地改善糧食生產(chǎn)環(huán)境，基本改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)“靠天吃飯”的狀況[1]。拓寬資金來源渠道，提高資金使用效率，以保證及時(shí)有效地改善農(nóng)業(yè)灌溉條件，提升農(nóng)田有效灌溉水平，增加有效灌溉面積。因地制宜，在湖北省各地相應(yīng)采取適宜的灌溉方式，結(jié)合當(dāng)?shù)氐匦蔚孛蔡卣骱退Y源狀況，配置相關(guān)的水利資源。同時(shí)，加大灌溉設(shè)施的科技投入，不僅僅使用原有的粗放式灌溉設(shè)施，更要應(yīng)用科學(xué)的噴灌、滴灌技術(shù)，推進(jìn)節(jié)水灌溉，優(yōu)化傳統(tǒng)灌溉方式，提高水資源利用率，擴(kuò)大灌溉面積[2]。

3.2 加大農(nóng)業(yè)科技投入，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素條件

隨著我國財(cái)政支農(nóng)能力的逐漸增強(qiáng)和對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械化、科技化發(fā)展的重視，湖北省糧食單產(chǎn)能力有著巨大的提升潛力。因此在農(nóng)業(yè)機(jī)械化方面，要加大農(nóng)機(jī)具補(bǔ)貼力度，加強(qiáng)宣傳、推廣，吸引更多的農(nóng)民主動(dòng)接受農(nóng)機(jī)具，愿意長(zhǎng)期使用農(nóng)業(yè)機(jī)械進(jìn)行糧食生產(chǎn)；因地制宜地結(jié)合種植、收獲、儲(chǔ)存、運(yùn)輸、加工等環(huán)節(jié)，創(chuàng)制出一批針對(duì)性強(qiáng)、制造簡(jiǎn)易、操作簡(jiǎn)單的輕簡(jiǎn)農(nóng)機(jī)具，為進(jìn)一步引進(jìn)大型機(jī)械打下基礎(chǔ)。在農(nóng)業(yè)科技化方面，要加大農(nóng)業(yè)科技投入，進(jìn)一步推進(jìn)農(nóng)業(yè)遙感技術(shù)在田間肥水管理、作物病蟲害監(jiān)測(cè)、作物估產(chǎn)等方面的應(yīng)用；培育優(yōu)良品種，加強(qiáng)生物技術(shù)在農(nóng)業(yè)中的應(yīng)用。湖北省應(yīng)發(fā)揮科研大省的能力，進(jìn)一步加強(qiáng)產(chǎn)、學(xué)、研一體化區(qū)域合作，培育優(yōu)秀的農(nóng)業(yè)科技人才，實(shí)現(xiàn)省內(nèi)高等院校、農(nóng)業(yè)科研院所、農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)的強(qiáng)強(qiáng)聯(lián)合，建立技術(shù)共享與科研反哺農(nóng)業(yè)機(jī)制。

3.3 優(yōu)化防洪防災(zāi)措施，減少糧食受災(zāi)面積

湖北省地處典型的季風(fēng)氣候區(qū)，暴雨頻次高，持續(xù)時(shí)間長(zhǎng)，影響廣，危害非常嚴(yán)重。省內(nèi)地貌類型復(fù)雜多樣，河流湖泊眾多，季風(fēng)氣候明顯。而這種氣象和地貌極易導(dǎo)致暴雨洪澇災(zāi)害。暴雨洪澇災(zāi)害是指一段時(shí)間內(nèi)的強(qiáng)降雨或持續(xù)較長(zhǎng)時(shí)間的降雨引起的河水泛濫、河道決口及水庫垮壩造成的淹沒田地、平地積水，對(duì)整個(gè)農(nóng)業(yè)、國民經(jīng)濟(jì)和人民生命財(cái)產(chǎn)破壞嚴(yán)重的氣象災(zāi)害[3]。因此，湖北省首先應(yīng)提高干堤防洪標(biāo)準(zhǔn)，加強(qiáng)堤壩建設(shè)，及時(shí)查找并解決潰決隱患，利用現(xiàn)代材料和技術(shù)對(duì)堤壩進(jìn)行鞏固和整修，切實(shí)提高其防洪能力；加大植樹造林力度，提高森林覆蓋率，制定過度砍伐樹木的懲治標(biāo)準(zhǔn)，從源頭上提高植被涵養(yǎng)、保持水土能力；減少圍湖造田，保障湖泊調(diào)蓄能力；合理分散蓄洪區(qū)人口，減少該區(qū)域糧食種植，以提前預(yù)防分洪造成的糧食損失，同時(shí)避免形成分洪損失巨大而面臨“決策難、轉(zhuǎn)移安置難、分洪及時(shí)難與補(bǔ)償難”的局面[4]。

4 結(jié)語

本文將樣本數(shù)據(jù)帶入Stata軟件進(jìn)行線性回歸分析，F(xiàn)檢驗(yàn)下解釋變量對(duì)被解釋變量湖北省糧食單位面積產(chǎn)量不顯著，進(jìn)行數(shù)據(jù)剔除后，F(xiàn)檢驗(yàn)下解釋變量對(duì)被解釋變量湖北省糧食單位面積產(chǎn)量顯著。在后續(xù)的多重共線性檢驗(yàn)中，發(fā)現(xiàn)VIF值并沒有小于等于10，說明該模型存在多重共線性；并且在異方差檢驗(yàn)中，B-P檢驗(yàn)結(jié)果的P值小于15%顯著性水平下的P值，可以接受原假設(shè)，殘差和解釋變量線性相關(guān)，模型不存在異方差。這兩個(gè)檢驗(yàn)可以說明整體數(shù)據(jù)存在問題。最后的自相關(guān)檢驗(yàn)使用D-W檢驗(yàn)法，d值2.079 628位于du與4-du之間，模型中無自相關(guān)問題。完成相關(guān)檢驗(yàn)后，發(fā)現(xiàn)湖北省糧食單位面積產(chǎn)量與有效灌溉面積呈負(fù)相關(guān)，與農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)作物受災(zāi)面積呈正相關(guān)。根據(jù)實(shí)際經(jīng)驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)湖北省糧食單位面積產(chǎn)量與農(nóng)作物受災(zāi)面積呈正相關(guān)是有問題的，整體模型還需改進(jìn)。

在湖北省糧食可持續(xù)發(fā)展的優(yōu)化路徑選擇上，本文基于最后得到的回歸模型，有選擇地提出了湖北省應(yīng)加強(qiáng)田間配套設(shè)施建設(shè)，提升農(nóng)田有效灌溉水平；加大農(nóng)業(yè)科技投入，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素條件；優(yōu)化防洪防災(zāi)措施，減少糧食受災(zāi)面積的措施。