張燕 高翔 張洪

摘要：研究農(nóng)業(yè)產(chǎn)出時(shí)，應(yīng)關(guān)注影響產(chǎn)出的直接因素，同時(shí)不應(yīng)忽視間接影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的因素，道路是一種影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的重要間接因素。借鑒二階段最小二乘法（2SLS）的思想，根據(jù)道路建設(shè)與營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出之間的雙向因果關(guān)系，建立聯(lián)立方程，并探討營(yíng)養(yǎng)物主產(chǎn)區(qū)、主銷(xiāo)區(qū)和產(chǎn)銷(xiāo)平衡區(qū)的道路建設(shè)對(duì)營(yíng)養(yǎng)物（能量、蛋白質(zhì)、脂肪）產(chǎn)出的影響。結(jié)果表明，我國(guó)農(nóng)業(yè)營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出與道路通行里程間呈極顯著正相關(guān)關(guān)系;營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出與道路交通雙向互動(dòng)模型可以剝離出道路交通因素對(duì)營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出的影響。僅考慮直接投入因素，影響各區(qū)能量、蛋白質(zhì)與脂肪產(chǎn)出的因素有所不同;從道路建設(shè)來(lái)看，影響各區(qū)鐵路、公路建設(shè)的主要因素也存在差別;從對(duì)營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出的貢獻(xiàn)來(lái)看，公路比鐵路明顯，且在主產(chǎn)區(qū)尤其明顯，以2015年為例，公路建設(shè)對(duì)主產(chǎn)區(qū)能量、蛋白質(zhì)凈產(chǎn)出的貢獻(xiàn)分別為8.95%、8.60%，而鐵路建設(shè)只有1.52%、2.36%，通達(dá)便捷的公路網(wǎng)絡(luò)促進(jìn)了食物生產(chǎn)潛力的發(fā)揮。

關(guān)鍵詞：道路建設(shè);營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出;貢獻(xiàn);農(nóng)業(yè)生產(chǎn);聯(lián)立方程

中圖分類(lèi)號(hào)：F542?? 文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A? 文章編號(hào)：1002-1302（2019）05-0230-08

收稿日期：2017-11-15

基金項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)基金（編號(hào)：41271467、40771186、40930103）。

作者簡(jiǎn)介：張 燕（1962—），女，江蘇南京人，博士，副教授，主要從事資源與環(huán)境的教學(xué)與研究。E-mail：zhangynju@sina.com。

通信作者：張 洪，博士，講師，主要從事旅游規(guī)劃與景觀設(shè)計(jì)研究。E-mail：zhhongnju@nju.edu.cn。

長(zhǎng)期以來(lái)，人們?cè)谘芯哭r(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響因素時(shí)，多把注意力放在水、土、氣、溫等自然要素[1-4]和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素[5-8]等直接影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的因素上，也有對(duì)間接影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的因素進(jìn)行探討的研究[9-11]，但多不區(qū)分直接與間接影響因素。根據(jù)筆者的關(guān)注，間接因素對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響同樣不應(yīng)被忽視，道路是眾多間接影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的重要因素之一，其對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響主要通過(guò)降低生產(chǎn)投入和運(yùn)輸成本、提高農(nóng)產(chǎn)品商品化水平與農(nóng)業(yè)技術(shù)效率、調(diào)整生產(chǎn)要素投入和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)加以體現(xiàn)。

現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)從生產(chǎn)資料購(gòu)置到農(nóng)產(chǎn)品播種、收割、倉(cāng)儲(chǔ)、交易等環(huán)節(jié)都離不開(kāi)交通運(yùn)輸。通達(dá)便捷的交通可降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的流動(dòng)成本。例如，世界銀行（World Bank）對(duì)越南的研究表明，運(yùn)輸成本降幅與農(nóng)村公路改善狀況呈正相關(guān)關(guān)系，改善公路平整度使得運(yùn)輸成本下降12%～33%，還可加快技術(shù)擴(kuò)散，提高農(nóng)業(yè)技術(shù)使用效率;引進(jìn)稀缺要素并輸出冗余要素，可使生產(chǎn)要素向具有比較優(yōu)勢(shì)的產(chǎn)業(yè)和地區(qū)流動(dòng)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的高效、優(yōu)化配置;農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增長(zhǎng)與農(nóng)產(chǎn)品的商品化，也需要交通運(yùn)輸?shù)膮⑴c[12]。因此，有必要研究交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與食物供給的關(guān)系。農(nóng)產(chǎn)品這類(lèi)大宗產(chǎn)品的陸路運(yùn)輸主要依賴(lài)公路與鐵路，因此本研究選擇公路與鐵路代表交通基礎(chǔ)設(shè)施。

1 材料與方法

研究區(qū)域方面，在研究全國(guó)范圍道路建設(shè)對(duì)營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出影響的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步細(xì)分營(yíng)養(yǎng)物主產(chǎn)區(qū)、主銷(xiāo)區(qū)和產(chǎn)銷(xiāo)平衡區(qū)，探討不同區(qū)域道路建設(shè)對(duì)營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出的影響，以使揭示的規(guī)律更具有針對(duì)性。指標(biāo)選擇方面，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)涵蓋農(nóng)林牧漁業(yè)，生產(chǎn)的食物種類(lèi)繁多，用各種食物提供的能量、蛋白質(zhì)、脂肪總量來(lái)反映農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，可以避免不同區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)和不同食物提供營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)的差異，以簡(jiǎn)化討論。研究視角方面，定量探討道路基礎(chǔ)設(shè)施與食物提供的能量、蛋白質(zhì)、脂肪之間的相關(guān)關(guān)系，并進(jìn)一步估算道路建設(shè)對(duì)營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出的彈性系數(shù)，即評(píng)估道路建設(shè)增長(zhǎng)對(duì)營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)程度。研究方法方面，借鑒二階段最小二乘法（2SLS）[13]的思想，根據(jù)道路建設(shè)與營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出之間存在的雙向因果關(guān)系，建立聯(lián)立方程模型，基于省級(jí)多年數(shù)據(jù)，探討不同區(qū)域道路建設(shè)對(duì)營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出的影響。

1.1 模型構(gòu)建

參考文獻(xiàn)[9]確立道路（包括公路與鐵路）建設(shè)和食物生產(chǎn)之間的雙向因果關(guān)系。由圖1可知，一方面，通達(dá)的交通運(yùn)輸可加速農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的食物流通，降低運(yùn)輸成本，促進(jìn)食物的商品化，進(jìn)而刺激生產(chǎn)者擴(kuò)大農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)，如何通過(guò)擴(kuò)大再生產(chǎn)規(guī)模及提高單產(chǎn)等措施增加食物供給量，增加農(nóng)民、牧民與漁民的收入及農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值;另一方面，超過(guò)生產(chǎn)地當(dāng)?shù)匦枨蟮氖澄锕┙o量要盡快轉(zhuǎn)化為商品，這也增加了對(duì)快捷便利道路設(shè)施的需求，同時(shí)，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展及農(nóng)民增收又可以刺激政府與農(nóng)民對(duì)道路建設(shè)的投資。

探討道路建設(shè)與食物生產(chǎn)的關(guān)系時(shí)，僅用單一方程難以反映其內(nèi)在的雙向聯(lián)系，導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏誤。因此，需要建立食物生產(chǎn)和道路建設(shè)2個(gè)模型[式（1）]，前者以影響食物生產(chǎn)的因素為解釋變量，以食物提供的營(yíng)養(yǎng)物（能量、蛋白質(zhì)、脂肪）凈產(chǎn)出量為被解釋變量;后者以影響道路建設(shè)的因素為解釋變量，以道路里程為被解釋變量。2個(gè)模型并列構(gòu)成聯(lián)立方程組，揭示營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出與社會(huì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中相關(guān)因素之間的即期和動(dòng)態(tài)關(guān)系， 能更合理地探討道路對(duì)食物營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出的影響。

式中：N為營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出量;XN為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)直接投入因素，即直接影響營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)量的相關(guān)因素，主要包括耕地面積、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、化肥（折純）施用量、農(nóng)藥使用量及有效灌溉面積等;R為道路建設(shè)水平，是間接影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的公路與鐵路通行里程;XR為影響道路建設(shè)的相關(guān)因素，包括直接使用道路的因素，如需要借助道路從產(chǎn)地運(yùn)輸至銷(xiāo)地的前一年可供區(qū)外利用的食物，需要通過(guò)道路運(yùn)輸?shù)竭_(dá)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)地的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素等，還包括間接影響公路與鐵路運(yùn)行里程的因素，如前一年的財(cái)政支農(nóng)支出、農(nóng)林牧漁產(chǎn)出及農(nóng)民家庭人均收入亦可改變對(duì)道路建設(shè)的投入。

通過(guò)復(fù)合營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出模型[式（1-a）]與道路建設(shè)模型[式（1-b）]得到營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出與道路交通雙向互動(dòng)模型[式（1-c）]，借助互動(dòng)模型可區(qū)分農(nóng)業(yè)生產(chǎn)直接投入因素與道路建設(shè)對(duì)營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出的不同影響。

式中：N^、R^分別為式（1-a）、式（1-b）的擬合值，即單純由農(nóng)業(yè)生產(chǎn)直接投入決定的營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出量擬合值、由營(yíng)養(yǎng)物生產(chǎn)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展決定的道路里程擬合值。

根據(jù)概念模型[式（1-a）至式（1-c）]，引入具體的影響因素，分別建立食物提供營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出量模型[式（2）]、道路建設(shè)模型[式（3）]以及雙向互動(dòng)模型[式（4）]。

式中：Ni（t）表示i區(qū)域在第t年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的食物提供的營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出量;x1i（t）、x2i（t）、x3i（t）、x4i（t）、x5i（t）、x6i（t）為直接影響營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出量的因素，分別為i區(qū)域在第t年的耕地面積、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、化肥（折純）施用量、農(nóng)藥使用量、有效灌溉面積;Ri（t）為i區(qū)域在第t年的道路通行里程，實(shí)際分析中用i區(qū)域在第t年的公路通行里程Roi（t）或鐵路通行里程Rwi（t）表示;vi（t-1）、e1i（t-1）、e2i（t-1）、e3i（t-1）、x2i（t-1）、x3i（t-1）、x4i（t-1）、x5i（t-1）、x7i（t-1）、x8i（t-1）是影響公路與鐵路建設(shè)水平的因素，分別為i區(qū)域在第t-1年的營(yíng)養(yǎng)物調(diào)運(yùn)量（包括能量、蛋白質(zhì)、脂肪調(diào)運(yùn)量）、財(cái)政支農(nóng)支出、農(nóng)林牧漁產(chǎn)出、農(nóng)民家庭人均收入、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、化肥（折純）施用量、農(nóng)藥使用量、農(nóng)膜使用量、農(nóng)用柴油使用量;α0、β0、θ0為截距項(xiàng)，其實(shí)際意義表示在除了模型中考慮的因素之外的其他綜合因素影響下的營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出量、公路或鐵路通行里程;α1、α2、…、α6，β1、β2、…、β10，θ1、θ2、θ3是待估參數(shù);N^i（t）、R^oi（t）、R^wi（t）分別為式（2）、式（3）的擬合值;εi（t）、μi（t）、τi（t）分別為式（2）至式（4）的隨機(jī)誤差。式（2）、式（3）中各因素的待估參數(shù)由逐步回歸法求出，式（4）則用普通最小二乘法求解。

人們食用農(nóng)產(chǎn)品是要從中獲取營(yíng)養(yǎng)物，如能量、蛋白質(zhì)、脂肪及各種微量元素，不同農(nóng)產(chǎn)品的品質(zhì)不同，即所含的營(yíng)養(yǎng)物量不同;各地農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)不同，且不同農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量相差很大，若用某種農(nóng)產(chǎn)品如糧食或肉類(lèi)等實(shí)物產(chǎn)量來(lái)評(píng)價(jià)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力，則區(qū)域間的比較缺少可比性與綜合性。由于各種農(nóng)產(chǎn)品都包含人需要的能量、蛋白質(zhì)和脂肪，農(nóng)產(chǎn)品提供的營(yíng)養(yǎng)物又可以相互替代，因此，為全面綜合地比較不同區(qū)域、時(shí)間、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)下的營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出，本研究參照文獻(xiàn)[14]使用的方法計(jì)算各種農(nóng)產(chǎn)品能夠提供的能量、蛋白質(zhì)與脂肪量。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提供的營(yíng)養(yǎng)物（能量、蛋白質(zhì)與脂肪）凈產(chǎn)出量根據(jù)各地生產(chǎn)的可用作食物的農(nóng)產(chǎn)品實(shí)物量（即從農(nóng)產(chǎn)品總量中扣除種子、飼料用量后的實(shí)物量）及各種農(nóng)產(chǎn)品平均包含的營(yíng)養(yǎng)物量計(jì)算。

式中：Mij（t）為i區(qū)域在第t年扣除種子與飼料用量后第j種農(nóng)產(chǎn)品的實(shí)物量;φj為單位質(zhì)量第j種農(nóng)產(chǎn)品包含的營(yíng)養(yǎng)物量，其取值參照文獻(xiàn)[15];j為農(nóng)產(chǎn)品種類(lèi)，包括糧食、油料、糖料、蔬菜、水果等植物性產(chǎn)品及肉類(lèi)、蛋、奶和水產(chǎn)品等動(dòng)物性產(chǎn)品。

營(yíng)養(yǎng)物調(diào)運(yùn)量vi（t）是從本區(qū)農(nóng)業(yè)凈產(chǎn)出的營(yíng)養(yǎng)物量[Ni（t）]中扣除本區(qū)人口消費(fèi)的營(yíng)養(yǎng)物量[Nli（t）]后得到的剩余營(yíng)養(yǎng)物量。當(dāng)vi（t）>0時(shí)，表示本區(qū)生產(chǎn)的營(yíng)養(yǎng)物量可銷(xiāo)往區(qū)外;當(dāng)vi（t）<0時(shí)，表示供養(yǎng)本區(qū)人口需從區(qū)外輸入營(yíng)養(yǎng)物，即

式中：Nli（t）是按一定生活標(biāo)準(zhǔn)供養(yǎng)本區(qū)人口需要的營(yíng)養(yǎng)物量，按式（7）進(jìn)行計(jì)算。

式中：Nc為在一定生活標(biāo)準(zhǔn)下人均年需攝入的營(yíng)養(yǎng)物量，2001—2015年以《中國(guó)食物與營(yíng)養(yǎng)發(fā)展綱要（2001—2010年）》[16]提出的營(yíng)養(yǎng)素?cái)z入量目標(biāo)為依據(jù)取值，1990—2000年根據(jù)我國(guó)實(shí)際情況，以2001—2010年標(biāo)準(zhǔn)的90%設(shè)定營(yíng)養(yǎng)素?cái)z入量取值;Pi（t）為i區(qū)域第t年的人口。

若Ni（t）>Nli（t），則表示本區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的營(yíng)養(yǎng)物量不僅可自給自足，還可外銷(xiāo)，因而是營(yíng)養(yǎng)物主產(chǎn)區(qū);若Ni（t）

數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)不改變?cè)凶兞块g的關(guān)系，且可減少趨勢(shì)因素的影響以及可能存在的異方差現(xiàn)象（即隨著自變量增加，因變量的方差也增大的現(xiàn)象）。為使數(shù)據(jù)更平穩(wěn)，在實(shí)證研究中，所有變量均進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換，即本研究模型的實(shí)質(zhì)是雙對(duì)數(shù)函數(shù)，因此待估參數(shù)實(shí)際是方程中對(duì)應(yīng)解釋變量對(duì)被解釋變量的產(chǎn)出彈性系數(shù)，如可以用式（2）分析農(nóng)業(yè)直接生產(chǎn)投入增長(zhǎng)與營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出增長(zhǎng)間的變動(dòng)關(guān)系，用式（4）分析道路建設(shè)增長(zhǎng)與營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出增長(zhǎng)間的變動(dòng)關(guān)系。

1.2 研究分區(qū)

我國(guó)幅員遼闊，社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)資源稟賦差異很大。因此，本研究劃分出營(yíng)養(yǎng)物主產(chǎn)區(qū)、主銷(xiāo)區(qū)與平衡區(qū)，按我國(guó)各省農(nóng)業(yè)凈產(chǎn)出營(yíng)養(yǎng)物量占全國(guó)農(nóng)業(yè)凈產(chǎn)出量的比重從大到小排序，并計(jì)算累積比重，將累積比重超過(guò)67%的區(qū)域作為食物營(yíng)養(yǎng)物的主產(chǎn)區(qū)，這些地區(qū)在絕大多數(shù)（超過(guò)82%）年份不僅能自給，還有大量余量供給區(qū)外，包括黑龍江、山東、河南、吉林、內(nèi)蒙古、安徽、湖北、河北、四川、湖南、江西、遼寧、江蘇等13?。ㄗ灾螀^(qū)），主要位于我國(guó)東北、華北、東南等農(nóng)業(yè)自然資源稟賦較好、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)的地區(qū)，面積約 378.7×104 km2;比重從小到大排序，將累積比重低于15%且食物營(yíng)養(yǎng)物不能自給的年份超過(guò)65%的區(qū)域作為食物營(yíng)養(yǎng)物主銷(xiāo)區(qū)，包括北京、上海、天津、廣東、浙江、海南、福建等7?。ㄊ校?，主銷(xiāo)區(qū)的農(nóng)業(yè)均為非主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，人口密集，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，主要位于我國(guó)東南沿海地區(qū)，面積最小，約47.2×104 km2;將比重在16%～25%之間且食物營(yíng)養(yǎng)物自給自足的年份超過(guò)57%的區(qū)域作為產(chǎn)銷(xiāo)平衡區(qū)，包括山西、廣西、重慶、云南、貴州、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆等11?。ㄊ?、自治區(qū)），主要位于我國(guó)西北與西南地區(qū)，農(nóng)業(yè)自然資源稟賦較差，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展較其他?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）相對(duì)落后，面積最大，約535.2×104 km2。該分區(qū)與我國(guó)的糧食主產(chǎn)區(qū)、主銷(xiāo)區(qū)與平衡區(qū)劃分結(jié)果[17]一致。

1.3 數(shù)據(jù)來(lái)源

研究時(shí)間為1990—2015年，共26年，所用變量的原始數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》[18]《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》[19]和《中國(guó)交通運(yùn)輸統(tǒng)計(jì)年鑒》[20]，并將我國(guó)大陸31個(gè)省（市、自治區(qū)）的原始數(shù)據(jù)按營(yíng)養(yǎng)物主產(chǎn)區(qū)、主銷(xiāo)區(qū)與平衡區(qū)進(jìn)行歸并。

2 結(jié)果與分析

2.1 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的營(yíng)養(yǎng)物量與道路建設(shè)水平的相關(guān)性分析

為直觀地觀察我國(guó)農(nóng)業(yè)營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出量和道路建設(shè)水平間的相關(guān)性，繪制1990—2015年我國(guó)農(nóng)業(yè)營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出產(chǎn)量和道路通行里程演變圖。從圖2、圖3可以看出，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的營(yíng)養(yǎng)物量與道路建設(shè)水平的變動(dòng)高度一致。經(jīng)計(jì)算，公路與能量、蛋白質(zhì)、脂肪凈產(chǎn)出量間的相關(guān)系數(shù)分別為0.703、0887、0.965，鐵路與它們之間的相關(guān)系數(shù)分別為0.894、0944、0.885，相關(guān)系數(shù)均在0.01水平（雙側(cè)）上顯著相關(guān)，表明我國(guó)農(nóng)業(yè)營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出量與道路建設(shè)呈極顯著正相關(guān)關(guān)系，道路交通與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相互促進(jìn)。

2.2 營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出模型中引入道路因素的必要性

用逐步回歸方法求解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)直接投入因素對(duì)營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出的影響，被引入模型的因素至少能在0.05顯著水平上通過(guò)t檢驗(yàn)，參數(shù)估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1;各區(qū)域能量、蛋白質(zhì)與脂肪產(chǎn)出模型均在0.001顯著水平上通過(guò)F檢驗(yàn)，模型整體擬合優(yōu)度較好，大部分變量系數(shù)與預(yù)期一致。

從表1可以看出，營(yíng)養(yǎng)物主產(chǎn)區(qū)、產(chǎn)銷(xiāo)平衡區(qū)與主銷(xiāo)區(qū)的截距均>0，表明除研究中考慮的耕地面積、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、化肥（折純）施用量、農(nóng)藥使用量及有效灌溉面積等6個(gè)直接投入因素外，還有其他未納入模型的因素對(duì)營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出有積極貢獻(xiàn)，換言之，僅考慮6個(gè)常規(guī)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入因素對(duì)營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出的影響，式（1-a）或式（2）可能存在偏誤，需增加對(duì)營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出具有影響的其他因素（如道路里程），以降低模型的偏誤，并由此進(jìn)一步探討這些因素對(duì)營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出的影響程度。

從不同營(yíng)養(yǎng)物角度來(lái)看，主產(chǎn)區(qū)、產(chǎn)銷(xiāo)平衡區(qū)截距均是能量產(chǎn)出最大，其次是脂肪產(chǎn)出，蛋白質(zhì)產(chǎn)出最小，主銷(xiāo)區(qū)截距從大至小的排序卻是脂肪、蛋白質(zhì)、能量產(chǎn)出;從不同區(qū)域來(lái)看，能量與蛋白質(zhì)產(chǎn)出的截距由大至小排序均是產(chǎn)銷(xiāo)平衡區(qū)、主產(chǎn)區(qū)、主銷(xiāo)區(qū)，脂肪產(chǎn)出的截距由大至小排序是產(chǎn)銷(xiāo)平衡區(qū)、主銷(xiāo)區(qū)、主產(chǎn)區(qū)。表明除6個(gè)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入因素之外的其他因素對(duì)營(yíng)養(yǎng)物（能量、蛋白質(zhì)與脂肪）凈產(chǎn)出的影響不但程

度存在差異，而且在區(qū)域間也存在差異。

因此，本研究在道路建設(shè)與營(yíng)養(yǎng)物生產(chǎn)雙向因果關(guān)系的基礎(chǔ)上，增添道路交通因素，建立聯(lián)立方程組，即式（1-a）至式（1-c）或式（2）至式（4），以期定量了解道路建設(shè)與營(yíng)養(yǎng)物生產(chǎn)之間的相互影響及區(qū)域間的差異。

2.3 6個(gè)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)直接投入因素對(duì)不同地區(qū)營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出的影響

2.3.1 營(yíng)養(yǎng)物主產(chǎn)區(qū) 由表1可知，耕地面積對(duì)主產(chǎn)區(qū)能量與蛋白質(zhì)的產(chǎn)出有重要影響，其影響程度位居6個(gè)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)直接投入因素之首，化肥（折純）施用量、農(nóng)藥使用量與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入分別位列第2、3、4;對(duì)脂肪產(chǎn)出所起作用由大至小排列的農(nóng)業(yè)投入因素是化肥（折純）施用量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力，耕地面積未能引入脂肪產(chǎn)出模型，原因可能是1990—2015年該區(qū)脂肪產(chǎn)出更多來(lái)自養(yǎng)殖業(yè)與漁業(yè)，這一時(shí)期動(dòng)物性食物提供的脂肪占食物提供脂肪總量的比重平均為56.24%。盡管農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平不斷提高，單位播種面積農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力投入從1990年的1.92 kW/hm2增至2015年的7.09 kW/hm2，但相比農(nóng)業(yè)發(fā)達(dá)國(guó)家，農(nóng)業(yè)機(jī)械裝備種類(lèi)結(jié)構(gòu)不合理，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力投入不足，制約了農(nóng)機(jī)效率與效益的提高，原因可能與充足的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械的需求有關(guān)，家庭聯(lián)產(chǎn)承包經(jīng)營(yíng)制、土地按人口平均分配造成耕地破碎化，也阻礙了農(nóng)機(jī)的使用與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高，制約著農(nóng)業(yè)機(jī)械化與現(xiàn)代化的發(fā)展，因此，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力的投入對(duì)能量的產(chǎn)出彈性<0，且未能引入蛋白質(zhì)產(chǎn)出模型，僅對(duì)脂肪的產(chǎn)出有積極貢獻(xiàn)（彈性系數(shù)為0.28，位列第2）。1990—2015年主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)平均灌溉率為46.38%，與農(nóng)業(yè)發(fā)達(dá)國(guó)家相比，灌溉設(shè)施投資較低，農(nóng)田灌溉率不足，且灌溉設(shè)施管護(hù)滯后，降低了灌溉設(shè)施功能，因而有效灌溉面積未能進(jìn)入能量產(chǎn)出模型;而對(duì)蛋白質(zhì)與脂肪的產(chǎn)出彈性均<0，原因可能是該區(qū)的蛋白質(zhì)與脂肪有很大部分來(lái)自養(yǎng)殖業(yè)，對(duì)灌溉的依賴(lài)不大。

2.3.2 營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)銷(xiāo)平衡區(qū) 由表1可知，耕地面積對(duì)產(chǎn)銷(xiāo)平衡區(qū)能量、蛋白質(zhì)產(chǎn)出的影響程度分別位居第4、2，但對(duì)脂肪產(chǎn)出彈性<0;農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入對(duì)能量、蛋白質(zhì)、脂肪產(chǎn)出的影響程度分別位居第2、3、1;1990—2015年單位播種面積農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力投入平均為3.21 kW/hm2，充足的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力及破碎的耕地限制了農(nóng)機(jī)的使用，致使農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力投入對(duì)該區(qū)能量與蛋白質(zhì)的產(chǎn)出彈性<0，對(duì)脂肪產(chǎn)出有促進(jìn)作用（彈性系數(shù)為0.10）;化肥（折純）施用量對(duì)能量與蛋白質(zhì)的產(chǎn)出有重要影響，位居該區(qū)農(nóng)業(yè)直接投入因素之首，對(duì)脂肪產(chǎn)出的影響位居第2;農(nóng)藥使用量對(duì)能量、蛋白質(zhì)、脂肪產(chǎn)出的影響程度分別位居第3、4、4;該區(qū)多位于干旱與半干旱區(qū)域，灌溉設(shè)施的改善對(duì)提高營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出非常重要，對(duì)能量與脂肪產(chǎn)出有促進(jìn)作用，其影響程度分別位居第5、3，但對(duì)蛋白質(zhì)產(chǎn)出彈性<0。

2.3.3 營(yíng)養(yǎng)物主銷(xiāo)區(qū) 耕地面積對(duì)主銷(xiāo)區(qū)能量與蛋白質(zhì)產(chǎn)出的彈性>0，其中對(duì)能量產(chǎn)出的彈性系數(shù)高達(dá)1.32，即耕地面積增加1%，能量產(chǎn)出增加1.32%，位居6個(gè)因素之首，因而保護(hù)耕地對(duì)保障該區(qū)能量與蛋白質(zhì)產(chǎn)出至關(guān)重要，但耕地面積對(duì)脂肪產(chǎn)出的彈性卻<0，原因是該區(qū)脂肪產(chǎn)出主要不依賴(lài)耕地，而是更多來(lái)自養(yǎng)殖業(yè)與漁業(yè)，1990—2015年該區(qū)動(dòng)物性食物提供的脂肪占食物提供脂肪總量的比重從57.11%增至79.63%。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力未能引入能量產(chǎn)出模型，但對(duì)蛋白質(zhì)與脂肪產(chǎn)出的彈性均>0，分別位居第2、3，原因在于1990—2015年蛋白質(zhì)與脂肪產(chǎn)出更多來(lái)自養(yǎng)殖業(yè)與漁業(yè)，這一時(shí)期動(dòng)物性食物提供的蛋白質(zhì)與脂肪在食物提供蛋白質(zhì)與脂肪總量中的占比以3.94%與1.20%的速度增長(zhǎng)，平均為50.34%與72.31%，而我國(guó)的養(yǎng)殖業(yè)與漁業(yè)是勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，如2015年平均每頭生豬、肉牛、肉羊家庭用工4.08、1198、5.34 d[21]，正彈性系數(shù)說(shuō)明勞動(dòng)力投入有助于提高該區(qū)蛋白質(zhì)與脂肪的產(chǎn)出。農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力投入對(duì)能量產(chǎn)出的彈性<0，且未能引入蛋白質(zhì)產(chǎn)出模型，但對(duì)脂肪產(chǎn)出卻有積極貢獻(xiàn)（彈性系數(shù)為0.17，位列第4），表明農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力投入對(duì)該區(qū)種植業(yè)的貢獻(xiàn)未能體現(xiàn)，但農(nóng)機(jī)的使用可提高該區(qū)養(yǎng)殖業(yè)與漁業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率。3個(gè)區(qū)域相比，主銷(xiāo)區(qū)的單位面積化肥施用量最高，從1990年的254.12 kg/hm2增至2015年的 499.47 kg/hm2，其次是主產(chǎn)區(qū)，從1990年的 176.06 kg/hm2 增至2015年的357.87 kg/hm2，但過(guò)高的化肥（折純）施用量卻導(dǎo)致其不能引入主銷(xiāo)區(qū)能量、蛋白質(zhì)產(chǎn)出模型，表明化肥的過(guò)度使用嚴(yán)重透支了土壤肥力和生態(tài)環(huán)境，隨著化肥投入的增多，土壤環(huán)境惡化，化肥對(duì)該區(qū)能量、蛋白質(zhì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)不升反降，且可能通過(guò)食物鏈降低食物品質(zhì)，化肥（折純）施用量對(duì)脂肪產(chǎn)出的彈性系數(shù)為0.54，位居第1。該區(qū)單位面積農(nóng)藥使用量為19.56 kg/hm2，比主產(chǎn)區(qū)、產(chǎn)銷(xiāo)平衡區(qū)分別高10.76、14.76 kg/hm2，此因素亦未能進(jìn)入能量產(chǎn)出模型，但對(duì)蛋白質(zhì)與脂肪產(chǎn)出的影響均為正，分別位居第3、5，說(shuō)明農(nóng)藥投入可有效防治病蟲(chóng)害與有害生物的侵害。農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)有利于減輕自然災(zāi)害的危害，有效的農(nóng)田灌溉在營(yíng)養(yǎng)物生產(chǎn)中發(fā)揮著積極、促進(jìn)作用，1990—2015年該區(qū)農(nóng)業(yè)平均灌溉率為61.25%，分別比主產(chǎn)區(qū)、產(chǎn)銷(xiāo)平衡區(qū)高14.87%、29.85%，有效灌溉面積對(duì)能量、蛋白質(zhì)、脂肪產(chǎn)出的彈性均>0，分別位居6個(gè)因素的第2、1、2位。

2.4 營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)道路建設(shè)的影響

采用逐步回歸方法求解營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)道路建設(shè)影響的模型，被引入模型的因素至少能在0.05顯著水平上通過(guò)t檢驗(yàn);模型在0.001顯著水平上通過(guò)F檢驗(yàn)，模型整體擬合優(yōu)度較好，大部分變量系數(shù)與預(yù)期一致，參數(shù)估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。

2.4.1 主產(chǎn)區(qū) 從表2可以看出，該區(qū)的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力及財(cái)政支農(nóng)支出可引入公路模型，且彈性均>0，分別位居第1、2，表

明農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力流動(dòng)依賴(lài)公路運(yùn)輸，財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)公路建設(shè)有促進(jìn)作用;而營(yíng)養(yǎng)物調(diào)運(yùn)量、農(nóng)林牧漁產(chǎn)出、農(nóng)民家庭人均收入、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)藥使用量、農(nóng)膜使用量及農(nóng)用柴油使用量等因素未能引入公路模型，表明相比其他因素，這些因素對(duì)公路的需求與促進(jìn)還未體現(xiàn);化肥（折純）施用量對(duì)公路通行里程的彈性<0，可能表明化肥不是主產(chǎn)區(qū)公路建設(shè)的主要拉動(dòng)因素。

農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、財(cái)政支農(nóng)支出、農(nóng)用柴油使用量與營(yíng)養(yǎng)物調(diào)運(yùn)量可引入鐵路模型，且彈性均>0，位居前四，表明在該區(qū)域，財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)鐵路建設(shè)有促進(jìn)作用，營(yíng)養(yǎng)物的調(diào)配及商品化、營(yíng)養(yǎng)物生產(chǎn)中農(nóng)業(yè)機(jī)械的投入以及由此引致的對(duì)農(nóng)用柴油的需求投入主要依賴(lài)鐵路運(yùn)輸;農(nóng)林牧漁產(chǎn)出、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、農(nóng)膜使用量未能引入鐵路模型;化肥（折純）施用量、農(nóng)藥使用量、農(nóng)民家庭人均收入彈性<0，表明這些因素對(duì)該區(qū)鐵路建設(shè)促進(jìn)作用還未體現(xiàn)。

2.4.2 產(chǎn)銷(xiāo)平衡區(qū) 該區(qū)能量、蛋白質(zhì)調(diào)運(yùn)量對(duì)公路建設(shè)的彈性<0，脂肪調(diào)運(yùn)未能引入公路模型，原因可能在于該區(qū)大多數(shù)營(yíng)養(yǎng)物在多數(shù)年份基本達(dá)到自給自足，對(duì)公路的需求不迫切;財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)藥使用量未引入公路模型;農(nóng)林牧漁產(chǎn)出、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力及農(nóng)用柴油使用量則可引入公路建設(shè)模型，且彈性>0，分別位居第1、2、3、4;該區(qū)能量及蛋白質(zhì)生產(chǎn)中，使用的農(nóng)膜需要通過(guò)公路運(yùn)輸，對(duì)公路建設(shè)的彈性>0;主產(chǎn)區(qū)、平衡區(qū)、主銷(xiāo)區(qū)1990—2015年農(nóng)民家庭平均年收入分別為51 061、30 635、44 146元/人[18]，且在3個(gè)區(qū)中，該指標(biāo)全部或部分未引入公路建設(shè)模型，而引入模型部分的彈性為負(fù)，可能是由于目前的人均收入并非該區(qū)公路建設(shè)的主要拉動(dòng)因素;化肥（折純）施用量對(duì)公路建設(shè)的彈性<0，可能是由于該區(qū)的化肥運(yùn)輸主要不是依賴(lài)公路。

能量調(diào)運(yùn)對(duì)鐵路建設(shè)的彈性<0，蛋白質(zhì)調(diào)運(yùn)量對(duì)鐵路建設(shè)的彈性>0，而脂肪調(diào)運(yùn)量未引入鐵路模型。農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)用柴油使用量與農(nóng)膜使用量可引入鐵路模型，且彈性>0，營(yíng)養(yǎng)物生產(chǎn)中的農(nóng)業(yè)機(jī)械需要鐵路運(yùn)輸，此需求可促進(jìn)鐵路建設(shè)，在能量、蛋白質(zhì)、脂肪生產(chǎn)中農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力對(duì)鐵路建設(shè)的彈性系數(shù)在所有影響鐵路建設(shè)需求因素中分別位居第2、1、1;該區(qū)農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力投入引致的對(duì)農(nóng)用柴油的需求主要依賴(lài)鐵路運(yùn)輸，其在能量、蛋白質(zhì)、脂肪生產(chǎn)中對(duì)鐵路通行里程的彈性分別位居第3、4、2;農(nóng)膜使用量在能量、蛋白質(zhì)、脂肪生產(chǎn)中對(duì)鐵路通行里程的彈性分別位居第5、3、3，原因可能與產(chǎn)銷(xiāo)平衡區(qū)主要位于干旱半干旱地區(qū)有關(guān)，農(nóng)用薄膜的使用可有效增加該區(qū)域的營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出，同時(shí)也需要從區(qū)內(nèi)外調(diào)運(yùn)農(nóng)膜。該區(qū)化肥（折純）使用量與財(cái)政支農(nóng)支出僅在能量生產(chǎn)中對(duì)鐵路有需求，分別位居第1、3。農(nóng)民家庭人均收入、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力與農(nóng)藥使用量未引入鐵路模型。農(nóng)林牧漁產(chǎn)出對(duì)鐵路通行里程的彈性<0，表明該區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增長(zhǎng)沒(méi)有拉動(dòng)本區(qū)鐵路投資的增加。

2.4.3 主銷(xiāo)區(qū) 該區(qū)能量與脂肪調(diào)運(yùn)量對(duì)公路建設(shè)的彈性均>0;財(cái)政支農(nóng)支出、農(nóng)林牧漁產(chǎn)出、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、化肥（折純）施用量可部分引入公路模型，且這些因素的彈性系數(shù)均>0，表明該區(qū)的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力流動(dòng)、農(nóng)業(yè)機(jī)械及化肥主要依賴(lài)公路運(yùn)輸，財(cái)政支農(nóng)支出及農(nóng)林牧漁產(chǎn)出的增長(zhǎng)增加了對(duì)公路的需求，對(duì)公路建設(shè)有促進(jìn)作用;農(nóng)民家庭人均收入及農(nóng)藥使用量、農(nóng)膜使用量、農(nóng)用柴油使用量可部分或全部引入公路模型，但其彈性均<0，表明農(nóng)民家庭人均收入不是該區(qū)公路建設(shè)的主要拉動(dòng)因素，營(yíng)養(yǎng)物生產(chǎn)中使用的農(nóng)藥、農(nóng)膜、農(nóng)用柴油可能也不是主要依賴(lài)公路運(yùn)輸。

脂肪調(diào)運(yùn)量對(duì)鐵路通行里程的彈性>0，表明其輸入該區(qū)的工具可能主要依賴(lài)鐵路運(yùn)輸;農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、財(cái)政支農(nóng)支出、農(nóng)膜使用量均可引入鐵路模型，且彈性>0，位居前3，表明財(cái)政支農(nóng)支出可增加基礎(chǔ)建設(shè)投資，對(duì)鐵路建設(shè)有促進(jìn)作用，且該區(qū)的農(nóng)業(yè)機(jī)械與農(nóng)用薄膜主要依賴(lài)鐵路運(yùn)輸;農(nóng)林牧漁產(chǎn)出、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、化肥（折純）施用量均未引入鐵路模型;農(nóng)民家庭人均收入與農(nóng)用柴油對(duì)鐵路通行里程的彈性均<0;在能量與蛋白質(zhì)生產(chǎn)中，農(nóng)藥使用量對(duì)鐵路通行里程的彈性<0。

2.5 雙向互動(dòng)模型基礎(chǔ)上農(nóng)業(yè)投入、公路與鐵路建設(shè)對(duì)營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出的影響

根據(jù)式（2）求出6個(gè)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)直接投入因素的營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出擬合值，由式（3）求出公路通行里程與鐵路通行里程的擬合值，再用普通最小二乘法求解營(yíng)養(yǎng)物生產(chǎn)與道路建設(shè)雙向互動(dòng)方程[式（4）]，得到復(fù)合農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入因素與道路建設(shè)因素的能量、蛋白質(zhì)與脂肪產(chǎn)出模型的待估參數(shù)（表3），模型調(diào)整后的判別系數(shù)為0.800～0.984，均能在0.001顯著水平上通過(guò)F檢驗(yàn)，大部分參數(shù)估計(jì)達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著水平，且變量系數(shù)與預(yù)期一致，說(shuō)明模型的整體擬合效果較好，能反映變量間存在的規(guī)律。

隨著道路建設(shè)投入的增加，1990—2015年，我國(guó)的公路里程從105.21×104 km增至226.44×104 km，公路密度從 1 100 km/萬(wàn)km2 提高到2 400 km/萬(wàn)km2;鐵路里程從5.81×104 km 增至12.08×104 km，鐵路密度從60 km/萬(wàn)km2提高到130 km/萬(wàn)km2，公路與鐵路通行里程的年平均增長(zhǎng)率差異不大，分別為2.99%與2.85%，但公路要比鐵路密集與發(fā)達(dá)，公路密度是鐵路密度的21.7倍。

從表3可以看出，常規(guī)農(nóng)業(yè)投入對(duì)營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出的彈性均為正，在產(chǎn)銷(xiāo)平衡區(qū)與主銷(xiāo)區(qū)，其對(duì)能量?jī)舢a(chǎn)出的彈性最大，蛋白質(zhì)產(chǎn)出次之，脂肪產(chǎn)出最小，對(duì)能量與蛋白質(zhì)凈產(chǎn)出的彈性甚至>1，表明2個(gè)區(qū)域營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出主要依賴(lài)于農(nóng)業(yè)投入，但同一區(qū)域的農(nóng)業(yè)投入對(duì)能量、蛋白質(zhì)、脂肪凈產(chǎn)出的貢獻(xiàn)不同，且區(qū)域間存在差異，主銷(xiāo)區(qū)農(nóng)業(yè)投入對(duì)營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出貢獻(xiàn)整體最大，產(chǎn)銷(xiāo)平衡區(qū)次之，主產(chǎn)區(qū)最低。但主銷(xiāo)區(qū)的農(nóng)業(yè)投入對(duì)營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出的效益已趨于極限，因而要嚴(yán)格保護(hù)該區(qū)耕地資源，產(chǎn)銷(xiāo)平衡區(qū)與主產(chǎn)區(qū)還有通過(guò)提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入增加營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出的余地。

公路通行里程對(duì)營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出的影響存在明顯的區(qū)域差異。在主產(chǎn)區(qū)，公路通行里程對(duì)營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出的彈性均>0，且對(duì)脂肪凈產(chǎn)出的彈性最大，能量次之，蛋白質(zhì)最小，表明公路建設(shè)對(duì)該區(qū)營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出的增加有促進(jìn)作用;在產(chǎn)銷(xiāo)平衡區(qū)與主銷(xiāo)區(qū)，公路通行里程對(duì)能量、蛋白質(zhì)凈產(chǎn)出的彈性均<0，僅對(duì)脂肪凈產(chǎn)出的彈性>0。

鐵路通行里程對(duì)營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出的影響也存在明顯的區(qū)域差異。在主產(chǎn)區(qū)，鐵路通行里程對(duì)能量、蛋白質(zhì)凈產(chǎn)出的彈性>0;在產(chǎn)銷(xiāo)平衡區(qū)，對(duì)能量、蛋白質(zhì)、脂肪凈產(chǎn)出的彈性均<0;在主銷(xiāo)區(qū)，對(duì)能量、脂肪凈產(chǎn)出的彈性>0，對(duì)蛋白質(zhì)凈

產(chǎn)出的彈性<0。

主產(chǎn)區(qū)有大量營(yíng)養(yǎng)物需輸出，1990—2015年，主產(chǎn)區(qū)平均每年可向區(qū)外輸出的能量、蛋白質(zhì)、脂肪分別為2.30×1015 kJ、1.46×107 t、3.73×106 t;為克服資源稟賦的不足，需向區(qū)內(nèi)輸入大量農(nóng)用物資，1990—2015年，年均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)需要化肥（折純量）、農(nóng)藥、農(nóng)用塑料薄膜、農(nóng)用柴油分別為 3.07×107、9.33×105、1.01×106、9.57×106 t，農(nóng)產(chǎn)品的商品化及農(nóng)用物資的需求均依賴(lài)道路運(yùn)輸支撐，研究結(jié)果（表3）表明，道路交通對(duì)該區(qū)的營(yíng)養(yǎng)物生產(chǎn)整體有積極促進(jìn)作用，該區(qū)公路通行里程對(duì)營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出的彈性遠(yuǎn)高于鐵路通行里程。該區(qū)經(jīng)濟(jì)與農(nóng)業(yè)均較發(fā)達(dá)，但1990—2015年農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的比重則在下降，1990年為43.7%，2015年為17.5%，平均為27.7%;道路交通建設(shè)較好，1990—2015年平均公路、鐵路密度分別為174.79、9.58 km/萬(wàn)km2，公路密度與鐵路密度的比是18.25，且公路比鐵路交通更便捷，因此，農(nóng)用物資的調(diào)入與營(yíng)養(yǎng)物的調(diào)出更依賴(lài)公路運(yùn)輸，公路建設(shè)對(duì)該區(qū)營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)比鐵路大，如2015年公路建設(shè)對(duì)主產(chǎn)區(qū)能量與蛋白質(zhì)凈產(chǎn)出的貢獻(xiàn)分別為 8.95% 與8.60%，而鐵路建設(shè)只有1.52%與 2.36%。

主銷(xiāo)區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，人口密集，土地資源稀缺，農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值占GDP的比重平均為14.6%，并以年均5.49%的速率降低，因此，該區(qū)存在大量的營(yíng)養(yǎng)物需求缺口（即圖4中的負(fù)值），要靠從區(qū)外輸入營(yíng)養(yǎng)物來(lái)彌補(bǔ)，特別是2000年后，年均需輸入能量、蛋白質(zhì)、脂肪3.60×1014 kJ、1.88×106 t、2.97×106 t，方可滿(mǎn)足區(qū)內(nèi)人口的需求;1990—2015年，該區(qū)平均每年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)分別需要化肥（折純量）、農(nóng)藥、農(nóng)膜、農(nóng)用柴油4.92×106、2.50×105、1.58×105、3.31×106 t，農(nóng)產(chǎn)品與農(nóng)用物資的輸入均依賴(lài)道路運(yùn)輸;該區(qū)交通最為發(fā)達(dá)，1990—2015年平均公路、鐵路密度分別為748.28、22.74 km/萬(wàn)km2，研究結(jié)果（表3）表明，該區(qū)鐵路通行里程對(duì)能量及脂肪凈產(chǎn)出、公路通行里程對(duì)脂肪凈產(chǎn)出的彈性>0，其中鐵路通行里程對(duì)能量?jī)舢a(chǎn)出的彈性較大（彈性系數(shù)為0.15），可能是由于在遠(yuǎn)距離大宗農(nóng)產(chǎn)品及大批農(nóng)用物資運(yùn)輸中，鐵路比公路更有效率。

產(chǎn)銷(xiāo)平衡區(qū)幅員遼闊，經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后，農(nóng)業(yè)占重要地位，農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值占GDP的比重平均為29.7%，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)需要輸入大量農(nóng)用物資，1990—2015年，平均每年區(qū)內(nèi)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)分別需要化肥（折純量）、農(nóng)藥、農(nóng)膜、農(nóng)用柴油9.24×106、1.83×105、4.02×105、2.91×106 t。由圖4可見(jiàn)，1990—2015年，該區(qū)自產(chǎn)的能量能保證區(qū)內(nèi)自給且有部分盈余，蛋白質(zhì)產(chǎn)出從1996年起能滿(mǎn)足區(qū)內(nèi)需求并有盈余;區(qū)內(nèi)脂肪產(chǎn)出不斷增加，2014年起能夠自給。該區(qū)公路通行里程僅對(duì)脂肪凈產(chǎn)出的彈性>0，公路通行里程對(duì)能量與蛋白質(zhì)凈產(chǎn)出以及鐵路通行里程對(duì)各種營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出的彈性均<0，原因可能在于該區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)相對(duì)滯后，公路、鐵路密度在3個(gè)區(qū)域中最低，分別只有93.03、3.66 km/萬(wàn)km2，道路建設(shè)對(duì)營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出的作用還未顯現(xiàn)。

總體來(lái)看，公路通行里程對(duì)營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出的彈性高于鐵路，在主產(chǎn)區(qū)尤其明顯，即公路建設(shè)對(duì)營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出的貢獻(xiàn)整體比鐵路明顯，可能是由于公路運(yùn)輸靈活方便，適合小規(guī)模貨物運(yùn)輸，且我國(guó)公路網(wǎng)比鐵路網(wǎng)更為發(fā)達(dá)，通達(dá)便捷的公路網(wǎng)絡(luò)促進(jìn)了食物生產(chǎn)潛力的發(fā)揮，但道路交通對(duì)營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出存在顯著區(qū)域差異。

3 結(jié)論

在確立道路建設(shè)和食物生產(chǎn)雙向因果關(guān)系的基礎(chǔ)上，建立營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出與道路建設(shè)聯(lián)立方程組，并據(jù)此建立營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出與道路交通雙向互動(dòng)模型，從而剝離出道路交通因素對(duì)營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出的影響。

我國(guó)農(nóng)業(yè)營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出與道路通行里程間呈極顯著正相關(guān)關(guān)系，表明道路交通與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相互促進(jìn)。從營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出模型模擬結(jié)果看，有必要引入道路因素，以降低模型的偏誤。

單看農(nóng)業(yè)生產(chǎn)直接投入因素，在主產(chǎn)區(qū)，影響能量與蛋白質(zhì)產(chǎn)出的依次是耕地面積、化肥（折純）施用量、農(nóng)藥使用量與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力，影響脂肪產(chǎn)出的依次是化肥（折純）施用量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力。在產(chǎn)銷(xiāo)平衡區(qū)，影響能量產(chǎn)出的依次是化肥（折純）施用量、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、農(nóng)藥使用量、耕地面積與有效灌溉面積，影響蛋白質(zhì)產(chǎn)出的依次是化肥（折純）施用量、耕地面積、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、農(nóng)藥使用量，影響脂肪產(chǎn)出的依次是農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、化肥（折純）施用量、有效灌溉面積、農(nóng)藥使用量與農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力。在主銷(xiāo)區(qū)，影響能量產(chǎn)出的依次是耕地面積與有效灌溉面積，影響蛋白質(zhì)產(chǎn)出的依次是有效灌溉面積、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、農(nóng)藥使用量與耕地面積，影響脂肪產(chǎn)出的依次是化肥（折純）施用量、有效灌溉面積、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力與農(nóng)藥使用量。

從營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)道路建設(shè)影響的模擬結(jié)果來(lái)看，盡管存在區(qū)域間差異，能引入道路模型，且彈性>0的因素均與區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展密切相關(guān)。從農(nóng)業(yè)角度來(lái)看，主產(chǎn)區(qū)影響鐵路建設(shè)的主要因素有農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、財(cái)政支農(nóng)支出以及能量、蛋白質(zhì)、脂肪調(diào)運(yùn)量與農(nóng)用柴油使用量，影響公路建設(shè)的主要因素是農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力與財(cái)政支農(nóng)支出。主銷(xiāo)區(qū)影響鐵路建設(shè)的主要因素有農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、財(cái)政支農(nóng)支出、農(nóng)膜使用量與脂肪調(diào)運(yùn)量，影響公路建設(shè)的主要因素有農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、農(nóng)林牧漁產(chǎn)出、脂肪調(diào)運(yùn)量、化肥（折純）使用量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、財(cái)政支農(nóng)支出與能量調(diào)運(yùn)量。產(chǎn)銷(xiāo)平衡區(qū)影響鐵路建設(shè)的主要因素有農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、蛋白質(zhì)調(diào)運(yùn)量、化肥（折純）施用量、農(nóng)膜使用量、農(nóng)用柴油使用量及財(cái)政支農(nóng)支出，影響公路建設(shè)的主要因素有農(nóng)林牧漁產(chǎn)出、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、農(nóng)用柴油使用量及農(nóng)膜使用量。

從對(duì)營(yíng)養(yǎng)物產(chǎn)出的貢獻(xiàn)來(lái)看，公路建設(shè)比鐵路明顯，在主產(chǎn)區(qū)尤其明顯，以2015年為例，公路建設(shè)對(duì)主產(chǎn)區(qū)能量、蛋白質(zhì)凈產(chǎn)出的貢獻(xiàn)分別為8.95%、8.60%，而鐵路建設(shè)只有 1.52%、2.36%。通達(dá)便捷的公路網(wǎng)絡(luò)促進(jìn)了食物生產(chǎn)潛力的發(fā)揮，但道路交通對(duì)營(yíng)養(yǎng)物凈產(chǎn)出存在明顯區(qū)域差異。

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