畢節地區化肥用量與糧食產量的相關分析

沈丹　周德全　黃煒

摘 要：為探究畢節地區的化肥使用量變化與糧食產量變化情況，選取畢節地區2000—2014年的化肥用量和糧食產值數據，通過對畢節地區調查及查找相關資料，運用相關分析法對化肥的施用量變化與糧食產值之間的關聯性進行分析。結果表明：現階段該地區化肥用量與糧食產量存在弱相關關系。期望本次研究能夠為畢節合理有效利用化肥進而實現可持續發展提供科學的決策依據。

關鍵詞：畢節地區 ；化肥使用量；糧食產量；弱相關關系

中圖分類號：TQ440.2 文獻標識碼：A DOI：10.11974/nyyjs.20171032010

引言

化肥是糧食生產中重要的生產資料，施用化肥是最快、最有效、最重要的增產措施[9]。由于化肥使用量與糧食產量狀況關系密切，而且和當地的生態環境狀況關系非常緊密，因而糧食與化肥兩者成為目前研究的熱點方向。從全國來看，自新中國成立之后，我國化肥消費量一直呈上升趨勢，目前，我國已成為世界上最大的化肥生產國和消費國。據中國資訊網統計，2014年我國化肥總產量達到7021.1萬t，比2003年增長78.4%；其中，氮肥、磷肥、鉀肥產量分別為4 715.7萬t、1 671.1萬t、625.1萬t，比2004年分別增長67.0%、87.3%、76.0%[5]。國內外學者對糧食產量與化肥投入之間關系作了很多探索，也對畢節地區的糧食安全和化肥投入做了相關的研究，但對于西部區域尤其是畢節區域的該研究涉及不多，同時，該地區糧食生產與化肥投入的關系是否與前述研究相一致，還有待探究[4]。

畢節市地處云南高原向黔中山原丘陵過渡的斜坡地帶，是我國巖溶地貌區分布的典型區域， 長期以來，受人文和自然等各種因素的綜合影響，該區生態環境比較脆弱。本地區旱作農業為主，耕地少，農業人口居多，因此探討化肥與糧食的關系，對進一步促進糧食產量增長，轉變經濟增長模式，實現糧食生產的加速和可持續發展的同時，為實現該地區經濟效益和生態效益最大化提供科學的決策支持。

1 研究區概況

畢節區（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，是典型的巖溶山區。畢節區域總土地面積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%，屬于典型的旱作農業地區。其中，畢節市現有耕地99.704萬hm2，用于糧食生產的耕地只占25.4%，畢節區糧食生產是粗放型生產。人口463.29萬人，其中農業人口227.01萬，占總人口的49.1%。如何實現研究區的可持續發展，對畢節的本次研究成為重要課題。

2 研究方法與數據來源

2.1 研究方法

筆者本次研究運用一元線性回歸模型。回歸分析是在建立研究事物現象之間相關分析的基礎上，擬合數學模型對x（自變量）和y（因變量）的變動趨勢，從而進行數量推算的一種統計分析方法。以事物現象之間存在相關關系為前提進行回歸分析，對x和y的變動擬合適宜的回歸方程確定其關系式在對回歸方程進行顯著性的檢驗，利用所得關系式進行推導和預測一般表達式[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，其中b為回歸系數。

當b=0時，2個變量沒有相關關系；

當b>0時，2變量為正相關關系，y隨x的增加而增加；

當b<0時，2變量為負相關關系，y隨x的增加而減少。

這為人們判斷現象之間的關系，分析現象之間是否處于正常狀態提供了一條標準。

相關系數是在線性相關的基礎下，說明2個現象之間相關關系緊密程度的統計分析指標（相關系數通常r或r2）。相關分析法是對事物現象之間的相關關系進行分析的方法。其主要是內容是：在收集大量的實際資料基礎上采用數理統計的方法，研究錯綜復雜的客觀現象之間有無相關關系，相關關系的表現形式和密切程度。

密切程度的標準[6]是：

r=0，表明x和y不相關；

0< r 2<0.09 時，認為x和y較弱相關；

0.09< r2≤0.25時，認為x和y弱相關；

0.25< r2 ≤0.64 時，認為x和y顯著相關；

0.64< r2 ≤1 時，認為x和y高度相關。

2.2 數據來源

本次研究的時間段為 2000—2014 年，數據來源主要是通過貴州統計年鑒，選擇糧食單產量，化肥總使用量及氮磷鉀復合肥使用量等數據[2]對本文進行分析。

3 分析

3.1 畢節市糧食產量變化

糧食是農業生產的“糧食”。圖 1給出了2000—2014年糧食產量變化。1978年以來，我國糧食產量在增加[11]。根據圖1可以把糧食產量變化劃分為4個階段：自 2000—2003年我國糧食減產26.51萬t；2003—2009年間減產了66.76 萬t，2009年糧食產量達到峰值；2009—2011，糧食產量下降；2010—2014年糧食產量在增加。其中，增產速度比較2000—2010年1a間較慢，但是整體來看糧食產量還處于增產狀態。

3.2 畢節市施用量變化

3.2.1 化肥總量

根據貴州統計年鑒統計數據，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。目前我國化肥的使用量在世界來說居于前十，其中使用強度已經超過國家規定的225kg/hm2。畢節地區的化肥使用量也在不斷攀升，預計未來如果不采取有效措施化肥用量還會持續上升化肥。endprint

3.2.2 化肥結構

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 糧食單產與化肥施用量的相關分析

3.3.1 糧食單產與化肥使用量總量的相關分析

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

3.3.2 糧食單產與氮肥施用量的相關分析

根據圖3繪圖方法分別以糧食單產為橫坐標，氮肥施用量為縱坐標繪圖，分別得到糧食單產與氮肥施用量的相關性回歸曲線 ，如表1糧食單產與氮肥施用量的相關系數r2=0.1659（0.09< r2≤0.25），有弱正相關性。表明氮肥施用量對糧食單產具有影響 ， 隨氮肥施用量的增加，單產也隨之增加。

3.3.3 糧食單產與磷肥施用量的相關分析

根據圖3繪圖方法以糧食單產為橫坐標，磷肥施用量為縱坐標繪圖，分別得到糧食單產與磷肥施用量的相關性回歸曲線 ，如表1糧食單產與磷肥施用量的相關系數r2為0.0181（0< r2<0.09），認為單產和磷肥施用量較弱相關性。表明磷肥施用量對糧食單產影響不大。

3.3.4 糧食單產與鉀肥施用量量的相關分析

根據圖3繪圖方法以糧食單產為橫坐標，鉀肥施用量為縱坐標繪制圖形，分別得到糧食單產與鉀肥施用量的相關性回歸曲線 ，得出糧食單產與鉀肥施用量的回歸系數b=-0.0002（b<0），兩者之間成負相關性。如表1相關系數r2為0.036（0< r2<0.09 ），認為兩者成較弱相關，表明鉀肥施用量對糧食單產負面影響小。且隨鉀肥利用量的增加，單產量會出現減產但是下降幅度較小。

3.3.5 糧食單產與復合肥施用量量的相關分析

根據圖3繪圖方法以糧食單產為橫坐標，復合肥施用量為縱坐標繪圖，分別得到糧食單產與復合肥施用量的相關性回歸曲線 ，如表1糧食單產與復合肥施用量的回歸系數b=0.0004（b>0），兩者間成正相關性。相關系數r2為0.0238（0< r2<0.09 ）， 兩者為較弱相關，表明復合肥施用量對糧食增產作用不大。

4 結論

通過采用相關分析法分析了該研究區2002年與2014年化肥和糧食狀況，并化肥用量與糧食單產之間并建立線性回歸模型進行預測，得出該地區糧食單產與化肥使用量弱相關性；氮磷鉀復合肥與糧食單產的分析，氮磷復合肥都與糧食產量呈正相關，相對說氮肥與糧食產量的相關性較強，而鉀肥與糧食產量負相關。得出這樣的結論主要是由于糧食生產的影響因素眾多，化肥是其中的一個重要因素。

因此提出以下建議：嚴格執行科學的施肥制度。必須調整化肥投入結構改進施肥技術根據植物的生物學要求、當地的土壤-氣候特點和計劃的產量水平，確定最佳的施肥量，營養元素比例，肥料形態，施肥日期和方法。化肥要和有機化肥合理配合使用，在保持壤有機營養的基礎上，化肥效率地發揮，在配方施肥的基礎上，采用增氮減鉀的施肥方式；節約合理施用化肥，避免施肥的不科學行為造成大量浪費及環境污染現象；相關管理監督部門應該制定相關的政策措施，減少化肥施用量，提高化肥利用率，降低浪費率，通過現場指導，加大宣傳力度相結合，大力推廣相關技術，提高農民科學施肥的意識和技能，完善化肥補貼政策；建議減少對化肥生產和流通等行業的各項補貼、優惠政策，加大對有機肥、農家肥等綠色肥料的補貼力度，增加技術、育種、配方等方面科技投人，完善化肥淡季商業儲備制度，減少農業生產對化肥的過度依賴[11]。

本次研究方法比較單一，研究的因素少。本模型中糧食產量與化肥施用量存在因果關系其他可變因素，在預測過程之中并未體現出來。

參考文獻

[1]蔡定昆.兼顧發展權與可持續性的怒江流域開發模式研究[D].西南財經大學，2011.

[2]貴州統計局.2001—2015年貴州統計年鑒[Z].北京：中國統計出版社，391-410.

[3]高祥寶，董寒青.數據分析與SPSS應用[M].北京：清華大學出版社，2007（6）.

[4]洪業應，安和平.基于糧食安全與化肥投入的協調發展研究——以畢節地區為例[J].農業現代化研究，2011（5）：577-580.

[5]金繼運，李家康，李書田.化肥與糧食安全[J].植物營養與肥料學報，2006（5）：601-609.

[6]林祥華，劉小青.回歸分析在活塞環石墨球徑控制上的應用[J].內燃機與配件，2014（1）：6-11.

[7]欒江，仇煥廣，井月，廖紹攀，韓煒.我國化肥施用量持續增長的原因分解及趨勢預測[J].自然資源學報，2013（11）：

1869-1878.

[8]王亞平，余風，周健.對線形回歸模型估值方法的分析比較[J].統計與咨詢，2004（3）：10-11.

[9]盛錦壽.泉州市復混肥存在的問題及發展措施[J].福建農業，2003（1）：27.

[10]曾靖，常春華，王雅鵬.基于糧食安全的我國化肥投入研究[J].農業經經濟問題，2010（5）：66-70，111.

[11]鐘瑞.中國糧食產量分析及展望[J].農產品加工（創新版），2009（3）：9-12.

作者簡介：沈丹（1991-），女，貴州師范大學地理與環境科學學院在讀碩士，研究方向為水土保持與國土整治；周德全（1957-），男，貴州師范大學地理與環境科學學院教授，研究方向為區域地質調查與環境地質地貌；黃煒（1979-），男，貴州師范大學地理與環境科學學院副教授，研究方向為喀斯特地貌與生態。endprint