沈丹　周德全　黃煒

摘 要：為探究畢節(jié)地區(qū)的化肥使用量變化與糧食產(chǎn)量變化情況，選取畢節(jié)地區(qū)2000—2014年的化肥用量和糧食產(chǎn)值數(shù)據(jù)，通過對(duì)畢節(jié)地區(qū)調(diào)查及查找相關(guān)資料，運(yùn)用相關(guān)分析法對(duì)化肥的施用量變化與糧食產(chǎn)值之間的關(guān)聯(lián)性進(jìn)行分析。結(jié)果表明：現(xiàn)階段該地區(qū)化肥用量與糧食產(chǎn)量存在弱相關(guān)關(guān)系。期望本次研究能夠?yàn)楫吂?jié)合理有效利用化肥進(jìn)而實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展提供科學(xué)的決策依據(jù)。

關(guān)鍵詞：畢節(jié)地區(qū) ；化肥使用量；糧食產(chǎn)量；弱相關(guān)關(guān)系

中圖分類號(hào)：TQ440.2 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A DOI：10.11974/nyyjs.20171032010

引言

化肥是糧食生產(chǎn)中重要的生產(chǎn)資料，施用化肥是最快、最有效、最重要的增產(chǎn)措施[9]。由于化肥使用量與糧食產(chǎn)量狀況關(guān)系密切，而且和當(dāng)?shù)氐纳鷳B(tài)環(huán)境狀況關(guān)系非常緊密，因而糧食與化肥兩者成為目前研究的熱點(diǎn)方向。從全國(guó)來看，自新中國(guó)成立之后，我國(guó)化肥消費(fèi)量一直呈上升趨勢(shì)，目前，我國(guó)已成為世界上最大的化肥生產(chǎn)國(guó)和消費(fèi)國(guó)。據(jù)中國(guó)資訊網(wǎng)統(tǒng)計(jì)，2014年我國(guó)化肥總產(chǎn)量達(dá)到7021.1萬t，比2003年增長(zhǎng)78.4%；其中，氮肥、磷肥、鉀肥產(chǎn)量分別為4 715.7萬t、1 671.1萬t、625.1萬t，比2004年分別增長(zhǎng)67.0%、87.3%、76.0%[5]。國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)糧食產(chǎn)量與化肥投入之間關(guān)系作了很多探索，也對(duì)畢節(jié)地區(qū)的糧食安全和化肥投入做了相關(guān)的研究，但對(duì)于西部區(qū)域尤其是畢節(jié)區(qū)域的該研究涉及不多，同時(shí)，該地區(qū)糧食生產(chǎn)與化肥投入的關(guān)系是否與前述研究相一致，還有待探究[4]。

畢節(jié)市地處云南高原向黔中山原丘陵過渡的斜坡地帶，是我國(guó)巖溶地貌區(qū)分布的典型區(qū)域， 長(zhǎng)期以來，受人文和自然等各種因素的綜合影響，該區(qū)生態(tài)環(huán)境比較脆弱。本地區(qū)旱作農(nóng)業(yè)為主，耕地少，農(nóng)業(yè)人口居多，因此探討化肥與糧食的關(guān)系，對(duì)進(jìn)一步促進(jìn)糧食產(chǎn)量增長(zhǎng)，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式，實(shí)現(xiàn)糧食生產(chǎn)的加速和可持續(xù)發(fā)展的同時(shí)，為實(shí)現(xiàn)該地區(qū)經(jīng)濟(jì)效益和生態(tài)效益最大化提供科學(xué)的決策支持。

1 研究區(qū)概況

畢節(jié)區(qū)（E10536～10643，N2621～2746）位于貴州省的西北部，地處云貴高原向黔低山丘陵過渡的斜坡地帶，有特殊的地質(zhì)，是典型的巖溶山區(qū)。畢節(jié)區(qū)域總土地面積268.53×l04hm2，旱地94.57萬hm2，水田5.14萬hm2，旱地占總耕地面積的95.84%，屬于典型的旱作農(nóng)業(yè)地區(qū)。其中，畢節(jié)市現(xiàn)有耕地99.704萬hm2，用于糧食生產(chǎn)的耕地只占25.4%，畢節(jié)區(qū)糧食生產(chǎn)是粗放型生產(chǎn)。人口463.29萬人，其中農(nóng)業(yè)人口227.01萬，占總?cè)丝诘?9.1%。如何實(shí)現(xiàn)研究區(qū)的可持續(xù)發(fā)展，對(duì)畢節(jié)的本次研究成為重要課題。

2 研究方法與數(shù)據(jù)來源

2.1 研究方法

筆者本次研究運(yùn)用一元線性回歸模型。回歸分析是在建立研究事物現(xiàn)象之間相關(guān)分析的基礎(chǔ)上，擬合數(shù)學(xué)模型對(duì)x（自變量）和y（因變量）的變動(dòng)趨勢(shì)，從而進(jìn)行數(shù)量推算的一種統(tǒng)計(jì)分析方法。以事物現(xiàn)象之間存在相關(guān)關(guān)系為前提進(jìn)行回歸分析，對(duì)x和y的變動(dòng)擬合適宜的回歸方程確定其關(guān)系式在對(duì)回歸方程進(jìn)行顯著性的檢驗(yàn)，利用所得關(guān)系式進(jìn)行推導(dǎo)和預(yù)測(cè)一般表達(dá)式[8]：

y=a+bx

其中，y表示因變量，x表示自變量，a，b為回歸模型的待定參數(shù)，其中b為回歸系數(shù)。

當(dāng)b=0時(shí)，2個(gè)變量沒有相關(guān)關(guān)系；

當(dāng)b>0時(shí)，2變量為正相關(guān)關(guān)系，y隨x的增加而增加；

當(dāng)b<0時(shí)，2變量為負(fù)相關(guān)關(guān)系，y隨x的增加而減少。

這為人們判斷現(xiàn)象之間的關(guān)系，分析現(xiàn)象之間是否處于正常狀態(tài)提供了一條標(biāo)準(zhǔn)。

相關(guān)系數(shù)是在線性相關(guān)的基礎(chǔ)下，說明2個(gè)現(xiàn)象之間相關(guān)關(guān)系緊密程度的統(tǒng)計(jì)分析指標(biāo)（相關(guān)系數(shù)通常r或r2）。相關(guān)分析法是對(duì)事物現(xiàn)象之間的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行分析的方法。其主要是內(nèi)容是：在收集大量的實(shí)際資料基礎(chǔ)上采用數(shù)理統(tǒng)計(jì)的方法，研究錯(cuò)綜復(fù)雜的客觀現(xiàn)象之間有無相關(guān)關(guān)系，相關(guān)關(guān)系的表現(xiàn)形式和密切程度。

密切程度的標(biāo)準(zhǔn)[6]是：

r=0，表明x和y不相關(guān)；

0< r 2<0.09 時(shí)，認(rèn)為x和y較弱相關(guān)；

0.09< r2≤0.25時(shí)，認(rèn)為x和y弱相關(guān)；

0.25< r2 ≤0.64 時(shí)，認(rèn)為x和y顯著相關(guān)；

0.64< r2 ≤1 時(shí)，認(rèn)為x和y高度相關(guān)。

2.2 數(shù)據(jù)來源

本次研究的時(shí)間段為 2000—2014 年，數(shù)據(jù)來源主要是通過貴州統(tǒng)計(jì)年鑒，選擇糧食單產(chǎn)量，化肥總使用量及氮磷鉀復(fù)合肥使用量等數(shù)據(jù)[2]對(duì)本文進(jìn)行分析。

3 分析

3.1 畢節(jié)市糧食產(chǎn)量變化

糧食是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的“糧食”。圖 1給出了2000—2014年糧食產(chǎn)量變化。1978年以來，我國(guó)糧食產(chǎn)量在增加[11]。根據(jù)圖1可以把糧食產(chǎn)量變化劃分為4個(gè)階段：自 2000—2003年我國(guó)糧食減產(chǎn)26.51萬t；2003—2009年間減產(chǎn)了66.76 萬t，2009年糧食產(chǎn)量達(dá)到峰值；2009—2011，糧食產(chǎn)量下降；2010—2014年糧食產(chǎn)量在增加。其中，增產(chǎn)速度比較2000—2010年1a間較慢，但是整體來看糧食產(chǎn)量還處于增產(chǎn)狀態(tài)。

3.2 畢節(jié)市施用量變化

3.2.1 化肥總量

根據(jù)貴州統(tǒng)計(jì)年鑒統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，化肥總量在不斷的上升，2014年化肥使用量21.58 萬t（貴州用量的約占全國(guó)35%），在2000年為16.37 萬t，平均每年增加了約0.35萬t。目前我國(guó)化肥的使用量在世界來說居于前十，其中使用強(qiáng)度已經(jīng)超過國(guó)家規(guī)定的225kg/hm2。畢節(jié)地區(qū)的化肥使用量也在不斷攀升，預(yù)計(jì)未來如果不采取有效措施化肥用量還會(huì)持續(xù)上升化肥。endprint

3.2.2 化肥結(jié)構(gòu)

化肥利用率中，氮肥為30%～60%，磷肥為2%～25%，鉀肥為30%～60%[10]，從畢節(jié)不同化肥的使用量來看，2000—2014年氮肥的使用量占總量的57.02%，磷肥、鉀肥、復(fù)合肥分別占總量的10.42%，6.36%，26.44%，氮肥所占比重較高（圖2）。

3.3 糧食單產(chǎn)與化肥施用量的相關(guān)分析

3.3.1 糧食單產(chǎn)與化肥使用量總量的相關(guān)分析

以糧食產(chǎn)量為橫坐標(biāo)，化肥施用量為縱坐標(biāo)，繪制糧食產(chǎn)量與化肥施用量之間的相關(guān)性回歸曲線，如表1研究區(qū)域糧食單產(chǎn)量與化肥施用總量之間相關(guān)系數(shù)r2 =0.0032（0< r2<0.09）較弱相關(guān)性。表明化肥施用對(duì)糧食糧食單產(chǎn)量影響不大，且化肥用量增加，糧食增產(chǎn)少。

3.3.2 糧食單產(chǎn)與氮肥施用量的相關(guān)分析

根據(jù)圖3繪圖方法分別以糧食單產(chǎn)為橫坐標(biāo)，氮肥施用量為縱坐標(biāo)繪圖，分別得到糧食單產(chǎn)與氮肥施用量的相關(guān)性回歸曲線 ，如表1糧食單產(chǎn)與氮肥施用量的相關(guān)系數(shù)r2=0.1659（0.09< r2≤0.25），有弱正相關(guān)性。表明氮肥施用量對(duì)糧食單產(chǎn)具有影響 ， 隨氮肥施用量的增加，單產(chǎn)也隨之增加。

3.3.3 糧食單產(chǎn)與磷肥施用量的相關(guān)分析

根據(jù)圖3繪圖方法以糧食單產(chǎn)為橫坐標(biāo)，磷肥施用量為縱坐標(biāo)繪圖，分別得到糧食單產(chǎn)與磷肥施用量的相關(guān)性回歸曲線 ，如表1糧食單產(chǎn)與磷肥施用量的相關(guān)系數(shù)r2為0.0181（0< r2<0.09），認(rèn)為單產(chǎn)和磷肥施用量較弱相關(guān)性。表明磷肥施用量對(duì)糧食單產(chǎn)影響不大。

3.3.4 糧食單產(chǎn)與鉀肥施用量量的相關(guān)分析

根據(jù)圖3繪圖方法以糧食單產(chǎn)為橫坐標(biāo)，鉀肥施用量為縱坐標(biāo)繪制圖形，分別得到糧食單產(chǎn)與鉀肥施用量的相關(guān)性回歸曲線 ，得出糧食單產(chǎn)與鉀肥施用量的回歸系數(shù)b=-0.0002（b<0），兩者之間成負(fù)相關(guān)性。如表1相關(guān)系數(shù)r2為0.036（0< r2<0.09 ），認(rèn)為兩者成較弱相關(guān)，表明鉀肥施用量對(duì)糧食單產(chǎn)負(fù)面影響小。且隨鉀肥利用量的增加，單產(chǎn)量會(huì)出現(xiàn)減產(chǎn)但是下降幅度較小。

3.3.5 糧食單產(chǎn)與復(fù)合肥施用量量的相關(guān)分析

根據(jù)圖3繪圖方法以糧食單產(chǎn)為橫坐標(biāo)，復(fù)合肥施用量為縱坐標(biāo)繪圖，分別得到糧食單產(chǎn)與復(fù)合肥施用量的相關(guān)性回歸曲線 ，如表1糧食單產(chǎn)與復(fù)合肥施用量的回歸系數(shù)b=0.0004（b>0），兩者間成正相關(guān)性。相關(guān)系數(shù)r2為0.0238（0< r2<0.09 ）， 兩者為較弱相關(guān)，表明復(fù)合肥施用量對(duì)糧食增產(chǎn)作用不大。

4 結(jié)論

通過采用相關(guān)分析法分析了該研究區(qū)2002年與2014年化肥和糧食狀況，并化肥用量與糧食單產(chǎn)之間并建立線性回歸模型進(jìn)行預(yù)測(cè)，得出該地區(qū)糧食單產(chǎn)與化肥使用量弱相關(guān)性；氮磷鉀復(fù)合肥與糧食單產(chǎn)的分析，氮磷復(fù)合肥都與糧食產(chǎn)量呈正相關(guān)，相對(duì)說氮肥與糧食產(chǎn)量的相關(guān)性較強(qiáng)，而鉀肥與糧食產(chǎn)量負(fù)相關(guān)。得出這樣的結(jié)論主要是由于糧食生產(chǎn)的影響因素眾多，化肥是其中的一個(gè)重要因素。

因此提出以下建議：嚴(yán)格執(zhí)行科學(xué)的施肥制度。必須調(diào)整化肥投入結(jié)構(gòu)改進(jìn)施肥技術(shù)根據(jù)植物的生物學(xué)要求、當(dāng)?shù)氐耐寥?氣候特點(diǎn)和計(jì)劃的產(chǎn)量水平，確定最佳的施肥量，營(yíng)養(yǎng)元素比例，肥料形態(tài)，施肥日期和方法?；室陀袡C(jī)化肥合理配合使用，在保持壤有機(jī)營(yíng)養(yǎng)的基礎(chǔ)上，化肥效率地發(fā)揮，在配方施肥的基礎(chǔ)上，采用增氮減鉀的施肥方式；節(jié)約合理施用化肥，避免施肥的不科學(xué)行為造成大量浪費(fèi)及環(huán)境污染現(xiàn)象；相關(guān)管理監(jiān)督部門應(yīng)該制定相關(guān)的政策措施，減少化肥施用量，提高化肥利用率，降低浪費(fèi)率，通過現(xiàn)場(chǎng)指導(dǎo)，加大宣傳力度相結(jié)合，大力推廣相關(guān)技術(shù)，提高農(nóng)民科學(xué)施肥的意識(shí)和技能，完善化肥補(bǔ)貼政策；建議減少對(duì)化肥生產(chǎn)和流通等行業(yè)的各項(xiàng)補(bǔ)貼、優(yōu)惠政策，加大對(duì)有機(jī)肥、農(nóng)家肥等綠色肥料的補(bǔ)貼力度，增加技術(shù)、育種、配方等方面科技投人，完善化肥淡季商業(yè)儲(chǔ)備制度，減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)化肥的過度依賴[11]。

本次研究方法比較單一，研究的因素少。本模型中糧食產(chǎn)量與化肥施用量存在因果關(guān)系其他可變因素，在預(yù)測(cè)過程之中并未體現(xiàn)出來。

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作者簡(jiǎn)介：沈丹（1991-），女，貴州師范大學(xué)地理與環(huán)境科學(xué)學(xué)院在讀碩士，研究方向?yàn)樗帘３峙c國(guó)土整治；周德全（1957-），男，貴州師范大學(xué)地理與環(huán)境科學(xué)學(xué)院教授，研究方向?yàn)閰^(qū)域地質(zhì)調(diào)查與環(huán)境地質(zhì)地貌；黃煒（1979-），男，貴州師范大學(xué)地理與環(huán)境科學(xué)學(xué)院副教授，研究方向?yàn)榭λ固氐孛才c生態(tài)。endprint