長(zhǎng)三角地區(qū)糧食生產(chǎn)空間格局演化及影響因素

馮娜娜 張忠明 李紀(jì)岳 趙躍龍

摘要： ?近年來(lái)，長(zhǎng)三角地區(qū)糧食安全問(wèn)題日漸突出。為了探究影響糧食生產(chǎn)的主要因素，以長(zhǎng)三角地區(qū)41個(gè)地級(jí)及以上城市為研究單元，運(yùn)用標(biāo)準(zhǔn)差橢圓法、重心分析法、空間杜賓模型等對(duì)2011-2020年長(zhǎng)三角地區(qū)糧食生產(chǎn)空間格局演變及影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明，長(zhǎng)三角各城市糧食產(chǎn)量差異逐年增大，總體呈自西北向東南遞減的空間分布格局，并進(jìn)一步向蘇北、皖北地區(qū)收縮集聚，區(qū)域內(nèi)糧食產(chǎn)量具有顯著的空間相關(guān)性。糧食生產(chǎn)受到該地區(qū)土地、機(jī)械、化肥等生產(chǎn)要素投入及相鄰地區(qū)交通、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的正向影響，且受到該地區(qū)和相鄰地區(qū)城鎮(zhèn)化率、互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入率的共同影響。建議在保障區(qū)域糧食安全的過(guò)程中，要打破行政區(qū)域限制，重視各要素的空間效應(yīng)，跨區(qū)域重組資源，實(shí)現(xiàn)資源的優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)。

關(guān)鍵詞： ?糧食生產(chǎn)； 布局變遷； 空間效應(yīng)； 長(zhǎng)三角地區(qū)

中圖分類號(hào)： ?F323.1 ???文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A ???文章編號(hào)： ?1000-4440（2024）03-0562-08

Evolution and influencing factors of spatial pattern of grain production in the Yangtze River Delta region

FENG Na-na， ZHANG Zhong-ming， LI Ji-yue， ZHAO Yue-long

（Academy of Agricultural Planning and Engineering， Ministry of Agriculture and Rural Affairs， Beijing 100125， China）

Abstract： ?The issue of food security in the Yangtze River Delta region is becoming increasingly prominent. In order to explore the main factors affecting grain production， 41 cities in the Yangtze River Delta region were taken as research objects， and the evolution of regional grain production spatial pattern and its influencing factors were analyzed by using standard deviation ellipse， gravity center analysis， and spatial Durbin model （SDM）. The results showed that the difference of grain production in the Yangtze River Delta region was increasing gradually， and the overall spatial distribution pattern was decreasing from northwest to southeast， and further shrinking and clustering to northern Jiangsu and northern Anhui. Regional grain production had significant spatial correlation. Grain production was positively affected by the input of production factors such as land， machinery and fertilizer， as well as the level of transportation and economic development in adjacent areas. Also， it was affected by the urbanization rate and Internet broadband access rate of local and adjacent areas. It is suggested that we should break the restriction of administrative region， attach importance to the spatial effect of various factors， reorganize resources across regions， and realize the complementary advantage of resources in the process of ensuring food security in the Yangtze River Delta region.

Key words： ?grain production; distribution change; spatial effect; Yangtze River Delta region

目前，區(qū)域糧食安全問(wèn)題日益成為政府、社會(huì)與學(xué)者關(guān)注的重點(diǎn)問(wèn)題。長(zhǎng)三角地區(qū)擁有全國(guó)8.67%的耕地資源、9.20%的水資源、16.67%的人口，近年來(lái)該地糧食產(chǎn)量持續(xù)增長(zhǎng)，占全國(guó)糧食總產(chǎn)量的比例穩(wěn)定在12.5%左右。但是，有限的水土資源、較高的人口基數(shù)及快速推進(jìn)的城市化、工業(yè)化進(jìn)程使區(qū)域糧食生產(chǎn)面臨巨大壓力，各地區(qū)糧食自給率存在明顯失衡現(xiàn)象，使得長(zhǎng)三角地區(qū)成為全國(guó)糧食供求關(guān)系平衡中最關(guān)鍵的地區(qū)。長(zhǎng)三角區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃上升為國(guó)家戰(zhàn)略后，為糧食產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量一體化發(fā)展提供了驅(qū)動(dòng)力，也為統(tǒng)籌謀劃區(qū)域糧食布局、優(yōu)化農(nóng)業(yè)資源配置提供了難得的機(jī)遇。因此，充分了解長(zhǎng)三角地區(qū)糧食生產(chǎn)的空間格局及演變趨勢(shì)、深入分析其影響因素，對(duì)于提高農(nóng)業(yè)資源配置效率、保障區(qū)域糧食安全具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

早在20世紀(jì)90年代初期，中國(guó)糧食生產(chǎn)的空間格局變化及成因問(wèn)題就備受關(guān)注。研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)國(guó)內(nèi)糧食空間布局演變的總體規(guī)律為“北進(jìn)中移”“北糧南運(yùn)”[1]，糧食生產(chǎn)的省域差距持續(xù)增加[2]，地區(qū)間糧食生產(chǎn)的專業(yè)化水平差異持續(xù)加大，小麥、稻谷、玉米等重要糧食作物生產(chǎn)逐漸向少數(shù)特定糧食主產(chǎn)省（區(qū)）集聚[3]，糧食生產(chǎn)在空間上呈現(xiàn)明顯的異質(zhì)性和關(guān)聯(lián)性[4]。同時(shí)，有研究發(fā)現(xiàn)，糧食生產(chǎn)格局的變化并不是一蹴而就的，而是在相當(dāng)長(zhǎng)的時(shí)間內(nèi)受到多方面因素影響的結(jié)果，化肥利用水平等技術(shù)因素是影響中國(guó)糧食地理集聚的第一因素[5]；作物種植的成本收益變化、城鎮(zhèn)化率、非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)是影響中國(guó)玉米、水稻、小麥等作物時(shí)空格局變化的重要因素[6]；化肥使用量、農(nóng)業(yè)機(jī)械投入、有效灌溉面積、鄉(xiāng)村從業(yè)人員、糧食單產(chǎn)和播種面積等是推動(dòng)山東、江蘇、四川等糧食主產(chǎn)省生產(chǎn)格局變動(dòng)的主要因素[7-9]。除了要素投入、生產(chǎn)技術(shù)等因素，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度、宏觀政策等造成的影響也不容忽視，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶糧食生產(chǎn)具有抑制作用，而農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整表現(xiàn)為正向促進(jìn)作用[10-11]。

縱觀已有研究結(jié)果，空間效應(yīng)視角受到越來(lái)越多的關(guān)注。然而，目前從空間角度對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)糧食生產(chǎn)格局演變的研究還較少，也少有研究對(duì)地區(qū)間的空間交互效應(yīng)進(jìn)行考察。因此，本研究擬利用2011-2020年的數(shù)據(jù)，以長(zhǎng)三角地區(qū)41個(gè)地級(jí)及以上城市作為研究對(duì)象，綜合運(yùn)用重心分析法、標(biāo)準(zhǔn)差橢圓、空間杜賓模型等方法，系統(tǒng)分析長(zhǎng)三角地區(qū)糧食生產(chǎn)空間格局演變特征，探討區(qū)域糧食生產(chǎn)影響因素的直接效應(yīng)及空間溢出效應(yīng)，以期為相關(guān)政策的制定提供參考。

1 長(zhǎng)三角地區(qū)農(nóng)業(yè)集聚空間布局

1.1 長(zhǎng)三角地區(qū)糧食產(chǎn)量變化

2011-2020年長(zhǎng)三角地區(qū)的糧食產(chǎn)量呈波動(dòng)增長(zhǎng)的趨勢(shì)，除2013、2016、2020年糧食產(chǎn)量經(jīng)歷了小幅度調(diào)整，其余年份均保持增長(zhǎng)趨勢(shì)。2020年，長(zhǎng)三角地區(qū)糧食產(chǎn)量達(dá)到8.445×107 t，較2011年提高了1.140×107 t，增幅為15.61%。雖然糧食產(chǎn)量持續(xù)增長(zhǎng)，但從對(duì)全國(guó)的貢獻(xiàn)率來(lái)看，在2011-2016年表現(xiàn)為波動(dòng)下降的趨勢(shì)。長(zhǎng)三角地區(qū)的糧食產(chǎn)量對(duì)全國(guó)的貢獻(xiàn)率在2016年達(dá)到最低值，僅為11.56%；2017年后，區(qū)域糧食總產(chǎn)量持續(xù)回升，2018年顯著增加，2019-2020年糧食產(chǎn)量占全國(guó)糧食總產(chǎn)量的比例保持在12.60%左右。

從省份角度看，受自然稟賦、社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件等影響，上海市、江蘇省、浙江省、安徽省三省一市的糧食生產(chǎn)差異較大。上海市、浙江省在糧食產(chǎn)量與區(qū)域糧食產(chǎn)量占比方面均呈下降趨勢(shì)，上海市的糧食產(chǎn)量從2011年的1.362×106 t下降至2020年的9.144×105 t，占區(qū)域糧食產(chǎn)量的比例從2011年的1.86%下降至2020年的1.08%。浙江省同樣呈“離糧化”趨勢(shì)，糧食產(chǎn)量從2011年的6.764×106 t下降至2020年的6.057×106 t，占區(qū)域糧食總產(chǎn)量的比例從2011年的9.26%下降至2020年的7.17%。2011-2020年，江蘇省、安徽省的糧食產(chǎn)量不斷增加，江蘇省的糧食產(chǎn)量從2011年的3.357×107 t增加至2020年的3.729×107 t，安徽省的糧食產(chǎn)量從2011年的3.136×107 t增加至2020年的4.019×107 t，增幅分別達(dá)到11.08%、28.16%。2020年，江蘇省、安徽省糧食產(chǎn)量占區(qū)域糧食產(chǎn)量的比例分別為44.15%、47.59%。2018年，安徽省糧食產(chǎn)量達(dá)到4.007×107 t，占區(qū)域糧食產(chǎn)量的比例達(dá)到47.87%，糧食產(chǎn)量和所占比例均超過(guò)江蘇省，成為長(zhǎng)三角地區(qū)糧食產(chǎn)量最高的省份。

從市域角度看，41個(gè)市域之間的糧食產(chǎn)量存在較大差距。用ArcGis 10.7進(jìn)行分析，參考ArcGis中的自然斷點(diǎn)分級(jí)法，將2011年、2020年41個(gè)市域的糧食產(chǎn)量劃分為5個(gè)等級(jí)。從圖1可以看出，長(zhǎng)三角地區(qū)的糧食產(chǎn)量整體呈現(xiàn)出從北向南遞減的格局。糧食高產(chǎn)市域主要聚集在皖北、蘇北地區(qū)。2011年糧食年產(chǎn)量高于4.000×106 t的地級(jí)市包括安徽省的阜陽(yáng)市、六安市、亳州市、滁州市、宿州市以及江蘇省的鹽城市、徐州市、淮安市8個(gè)地區(qū)，糧食總產(chǎn)量達(dá)到3.894×107 t，占區(qū)域糧食總產(chǎn)量的53.31%。2020年，隨著六安市糧食產(chǎn)量的下降以及宿遷市糧食生產(chǎn)力的提升，糧食產(chǎn)量高于4.000×106 t的地級(jí)市變?yōu)辂}城市、徐州市、淮安市、宿遷市、阜陽(yáng)市、亳州市、滁州市、宿州市等8個(gè)地區(qū)，糧食總產(chǎn)量達(dá)4.058×107 t，占區(qū)域糧食總產(chǎn)量的48.05%。糧食低產(chǎn)市域主要聚集在區(qū)域南部，且呈不斷擴(kuò)大的趨勢(shì)。2011年糧食產(chǎn)量低于7.000×105 t的地區(qū)主要分布在皖南、浙西南地區(qū)，包括銅陵市、麗水市、黃山市、池州市、舟山市5個(gè)地級(jí)市，2020年則增加至14個(gè)地級(jí)市，分布范圍擴(kuò)大至皖南、浙西南、蘇南地區(qū)。

1.2 長(zhǎng)三角地區(qū)糧食生產(chǎn)的空間演變

利用ArcGis中的重心分析和標(biāo)準(zhǔn)差橢圓工具，以第一級(jí)標(biāo)準(zhǔn)差為統(tǒng)計(jì)范圍，以各市域2011-2020年糧食產(chǎn)量為權(quán)重，進(jìn)一步分析長(zhǎng)三角地區(qū)糧食生產(chǎn)格局的空間演變。由表1可以看出，（1）從重心移動(dòng)來(lái)看，長(zhǎng)三角地區(qū)糧食生產(chǎn)重心整體呈現(xiàn)向區(qū)域西北方向移動(dòng)的趨勢(shì)。在本研究期間，長(zhǎng)三角地區(qū)的糧食產(chǎn)量重心一直處于長(zhǎng)三角地區(qū)幾何中心（119.123°E，31.360°N）的西北方向，表明該區(qū)域西北部的糧食生產(chǎn)一直在長(zhǎng)三角地區(qū)中占據(jù)重要地位。在2011-2020年，糧食產(chǎn)量重心從地理坐標(biāo)為118.426°E、32.426°N的位置移動(dòng)到地理坐標(biāo)為118.315°E、32.638°N的位置，雖然2012年、2018年和2020年糧食生產(chǎn)的重心稍向東北方向偏移，但總體來(lái)看，皖北、蘇北地區(qū)糧食生產(chǎn)的增長(zhǎng)勢(shì)頭更為強(qiáng)勁，從而拉動(dòng)糧食生產(chǎn)重心整體向西北方向偏移。（2）從標(biāo)準(zhǔn)差橢圓變動(dòng)來(lái)看，長(zhǎng)三角地區(qū)糧食產(chǎn)量的空間分布總體呈“西北-東南”遞減的格局，生產(chǎn)空間呈收縮集聚態(tài)勢(shì)。2011-2020年，標(biāo)準(zhǔn)差橢圓的方位角為132.82°～139.35°，表明糧食生產(chǎn)呈現(xiàn)“西北-東南”方向的空間分布特征；方位角由2011年的138.16°縮小至2020年的133.60°，表明空間分布有向“正西-正東”偏移的趨勢(shì)。長(zhǎng)軸、短軸標(biāo)準(zhǔn)差持續(xù)降低，分別由2011年的296.56 km、224.29 km下降至2020年的278.46 km、219.45 km，橢圓覆蓋范圍由2011年的2.089×105 km2減少至2020年的1.920×105 km2，表明2011-2020年長(zhǎng)三角地區(qū)糧食生產(chǎn)在空間上呈集聚收縮的態(tài)勢(shì)，即糧食產(chǎn)量逐漸向高產(chǎn)地區(qū)集聚。

2 變量的選取與研究方法

2.1 變量的選取

根據(jù)已有研究結(jié)果，影響糧食產(chǎn)量的因素主要有生產(chǎn)要素投入、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、宏觀政策調(diào)整等。結(jié)合區(qū)域產(chǎn)業(yè)布局理論，將影響長(zhǎng)三角地區(qū)糧食生產(chǎn)空間格局的因素界定為生產(chǎn)要素投入、地區(qū)綜合發(fā)展程度2個(gè)主要方面。相關(guān)影響因素和指標(biāo)見(jiàn)表2。

2.1.1 生產(chǎn)要素投入 ?在糧食生產(chǎn)投入要素中，土地和勞動(dòng)力最為重要。隨著農(nóng)業(yè)技術(shù)的不斷發(fā)展，生物化學(xué)技術(shù)、機(jī)械的使用逐漸成為促進(jìn)農(nóng)業(yè)高效增長(zhǎng)的重要手段。為此，分別選擇糧食作物播種面積、第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力來(lái)表征土地、勞動(dòng)力投入，用農(nóng)用化肥施用量、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力表征糧食生產(chǎn)的物質(zhì)投入程度，并假定以上因素對(duì)糧食生產(chǎn)具有正向促進(jìn)作用。

2.1.2 地區(qū)綜合發(fā)展程度 ?快速推進(jìn)的城鎮(zhèn)化、工業(yè)化、信息化是長(zhǎng)三角地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的一大特征。城鎮(zhèn)化、工業(yè)化的發(fā)展會(huì)導(dǎo)致糧食生產(chǎn)所需的耕地、水資源、勞動(dòng)力等被占用，但同時(shí)推動(dòng)了農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移，也使更多的新知識(shí)、新技術(shù)得以推廣和應(yīng)用，從而促進(jìn)糧食的規(guī)模化、集約化生產(chǎn)。互聯(lián)網(wǎng)寬帶的接入可以幫助糧農(nóng)獲取市場(chǎng)、技術(shù)等信息，提高生產(chǎn)效率和效益。因此，將城鎮(zhèn)化率、工業(yè)化率納入模型中，并加入互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入率。城鎮(zhèn)化率、工業(yè)化率的影響方向不定，互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入率的影響方向?yàn)檎４送猓瑢⒔煌ㄍㄟ_(dá)度、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平納入模型中，以測(cè)度交通及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)糧食生產(chǎn)的影響，并假定對(duì)糧食產(chǎn)量變動(dòng)的影響方向不確定。

2.2 研究方法與模型

不同地區(qū)間的糧食生產(chǎn)具有明顯差異，距離越近的地區(qū)聯(lián)系可能越緊密，相互間的依賴越大。為了確定地區(qū)間是否有空間相關(guān)性，首先對(duì)2011-2020年41個(gè)市域的糧食產(chǎn)量進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)。空間相關(guān)性檢驗(yàn)通常采用全局Morans I指數(shù)檢驗(yàn)方法，全局Morans I指數(shù)計(jì)算公式為：

Ig= 1 ??n i=1 ??n j=1 ?W ij ?× ???n i=1 ??n j=1 ?W ij（Xi-Xi — ）-（Xj-Xj — ） ?1 n ??n i=1 （Xi-Xi — ）2 ?（1）

式中：Ig代表全局Morans I值，其值越大，表示地區(qū)間的空間相關(guān)性越強(qiáng)； W ij代表空間權(quán)重矩陣，本研究選用一階Queen鄰接矩陣；Xi、Xj分別代表第i、j地區(qū)的糧食產(chǎn)量；n代表長(zhǎng)三角地區(qū)的41個(gè)市域。

若地區(qū)間存在空間相關(guān)性，需要選擇適合的空間面板模型進(jìn)行分析。空間面板回歸模型主要包括空間杜賓模型（SDM）、空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）。LeSage等[12]建議在分析中應(yīng)首先使用SDM，再根據(jù)Wald或似然比（LR）檢驗(yàn)結(jié)果判斷SDM能否簡(jiǎn)化為SLM或SEM。SDM的數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

Yit=α∑ N j=1 ?W ijYit+βXit+γ∑ N j=1 ?W ijXit+μi+υt+εit （2）

式中：Yit表示第i地區(qū)t時(shí)期的糧食產(chǎn)量；α表示糧食產(chǎn)量的空間溢出系數(shù)； W ij表示空間權(quán)重矩陣；Xit表示第i地區(qū)t時(shí)期的相關(guān)解釋變量，在本研究中包括土地投入和勞動(dòng)力投入、農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度、農(nóng)業(yè)化學(xué)化程度、城鎮(zhèn)化率、工業(yè)化率、互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入率、交通通達(dá)度及地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等變量；β表示解釋變量對(duì)糧食產(chǎn)量的回歸系數(shù)；γ表示相鄰地區(qū)解釋變量對(duì)該地區(qū)糧食產(chǎn)量的影響程度，即空間溢出系數(shù)；μi、υt分別表示空間、時(shí)間效應(yīng)；εit表示空間誤差項(xiàng)，并假定服從獨(dú)立分布。

公式（2）中，如果空間溢出系數(shù)γ=0，且α≠0，則應(yīng)選擇SLM；如果γ+αβ=0，則應(yīng)選擇SEM。另外，LeSage等[12]指出，使用傳統(tǒng)的點(diǎn)估計(jì)方法檢驗(yàn)空間溢出效應(yīng)可能產(chǎn)生一定估計(jì)偏誤[13]，為了更精確地測(cè)量變量之間的相互作用，需要進(jìn)一步利用空間回歸模型偏微分方法。由此，公式（2）可改寫(xiě)為：

Y=（I-α W ）-1c l N+（I-α W ）-1（βX′+β W X′）+（I-α W ）-1ε* （3）

公式（3）中，Y為N×1階糧食產(chǎn)量的向量； I 為N×1階單位矩陣； l N為元素都為1的N×1階矩陣； X ′是由所有解釋變量組成的N×K階矩陣；c為常數(shù)項(xiàng)；ε*為誤差項(xiàng); W 為空間權(quán)重矩陣。

根據(jù)公式（3），第K個(gè)解釋變量在t時(shí)刻的偏微分矩陣為：

Y ?X1k … ?Y ?XNk ?= ??Y1 ?X1k … ?Y1 ?XNk? ? YN ?X1k … ?YN ?XNk ?=（I-αW）-1 ?βk ??W12θk … W1NθkW21θk ?βk ?… W2Nθk? WN1θk WN2θk … ?βk ?（4）

公式（4）中，βk為解釋變量的直接效應(yīng)。除βk之外其他元素的均值，即為解釋變量的空間溢出效應(yīng)，兩者相加之和為總效應(yīng)。

2.3 數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究采用2011-2020年長(zhǎng)三角地區(qū)上海、江蘇、浙江、安徽3省1市的41個(gè)市域單元的面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)主要來(lái)源于對(duì)應(yīng)年份的上海市、江蘇省、浙江省、安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒及各地級(jí)市的統(tǒng)計(jì)年鑒。為了剔除價(jià)格因素的影響，對(duì)人均生產(chǎn)總值進(jìn)行了價(jià)格平減處理。為了解決異方差問(wèn)題并提高數(shù)據(jù)穩(wěn)定性，對(duì)模型中的部分變量進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理。

3 長(zhǎng)三角地區(qū)糧食空間格局演化的實(shí)證分析

3.1 空間相關(guān)性檢驗(yàn)

用GeoDa軟件對(duì)2011-2020年長(zhǎng)三角地區(qū)全局Morans I進(jìn)行計(jì)算。由表3可以看出，長(zhǎng)三角地區(qū)2011-2020年的糧食產(chǎn)量全局Morans I均大于0.500，且均通過(guò)0.01水平的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明長(zhǎng)三角各地區(qū)間糧食生產(chǎn)存在空間溢出效應(yīng)。從時(shí)間趨勢(shì)看，2011-2020年，長(zhǎng)三角地區(qū)Morans I雖然有所波動(dòng)，但總體呈上升趨勢(shì)，從2011年的0.538上升到0.650，表明這段時(shí)間內(nèi)區(qū)域內(nèi)糧食生產(chǎn)的空間相關(guān)性整體上逐漸提高。因此可見(jiàn)，在對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)糧食生產(chǎn)格局演變情況進(jìn)行分析時(shí)，需要考慮空間因素的影響。

3.2 空間計(jì)量模型估計(jì)

在空間面板回歸之前，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行如下檢驗(yàn)：①對(duì)模型進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，方差膨脹系數(shù)（VIF）為4.39，表明模型不存在明顯的多重共線性問(wèn)題。②對(duì)空間計(jì)量模型進(jìn)行檢驗(yàn)識(shí)別，LR、Wald檢驗(yàn)均通過(guò)0.01水平的顯著性檢驗(yàn)（表4），表明相較于SLM、SEM，SDM是最優(yōu)選擇。③Hausman檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為-30.79，表明在進(jìn)行SDM分析時(shí)，應(yīng)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。

3.3 估計(jì)結(jié)果分析

空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果顯示，空間溢出系數(shù)（α）通過(guò)0.001水平的顯著性檢驗(yàn)，表明解釋變量具有顯著的空間溢出效應(yīng)（表5）。根據(jù)上文分析，表5中的回歸系數(shù)可能存在一定偏誤，需要通過(guò)求偏微分的方法得到更精確的結(jié)果。

表6顯示，從總體上看，生產(chǎn)要素投入（Land、Mechan、Chem）、地區(qū)綜合發(fā)展程度（Urban、Net、Indus）對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)糧食生產(chǎn)空間格局變遷均具有一定影響。具體來(lái)看，糧食播種面積占農(nóng)作物播種面積的比例的直接效應(yīng)為1.768，且在0.001水平顯著，說(shuō)明穩(wěn)定糧食播種面積仍然是落實(shí)地區(qū)糧食安全責(zé)任的重中之重，該地糧食播種面積占比每提高1個(gè)單位，糧食產(chǎn)量相應(yīng)增加1.768%。相鄰地區(qū)糧食播種面積占農(nóng)作物播種面積的比例對(duì)該地糧食產(chǎn)量具有負(fù)向影響，但未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。可能的原因是隨著相鄰地區(qū)土地投入的增加，糧食競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)提升，會(huì)對(duì)該地糧食生產(chǎn)造成一定沖擊，但沖擊量有限。由于直接效應(yīng)大于空間溢出效應(yīng)，糧食播種面積占農(nóng)作物播種面積的比例的總效應(yīng)表現(xiàn)出極顯著的正向影響。

農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入的直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)分別為0.041、-0.001，可見(jiàn)本地農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入會(huì)對(duì)糧食生產(chǎn)產(chǎn)生直接的促進(jìn)作用，而相鄰地區(qū)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入的增加會(huì)通過(guò)提高糧食生產(chǎn)能力，對(duì)本地糧食生產(chǎn)產(chǎn)生負(fù)向影響，但這2種影響均不顯著。

農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力與化肥施用量的直接效應(yīng)分別在0.010、0.001水平顯著，本地區(qū)農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、化肥投入每增加1個(gè)單位，糧食產(chǎn)量分別增加0.105%、0.702%。相鄰地區(qū)化肥投入的增長(zhǎng)也會(huì)通過(guò)溢出效應(yīng)帶動(dòng)本地糧食增產(chǎn)，并使化肥投入量總效應(yīng)表現(xiàn)出極顯著的正向影響。化肥作為糧食的“糧食”，一直是影響中國(guó)糧食產(chǎn)量的主要因素，在農(nóng)業(yè)低碳發(fā)展背景下，近年來(lái)，長(zhǎng)三角地區(qū)化肥施用量不斷下降，從2011年的7.709×106 t減少至2020年的6.472×106 t，下降了16.05%，但通過(guò)挖掘存量肥料增長(zhǎng)潛力、改進(jìn)施肥方法、調(diào)整肥料結(jié)構(gòu)等，化肥施用依然對(duì)糧食產(chǎn)量具有明顯的增加效應(yīng)。

城鎮(zhèn)化率的直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)分別為-0.007、0.008，且分別在0.010、0.050水平有顯著影響。表明本地區(qū)城鎮(zhèn)化率對(duì)糧食產(chǎn)量具有負(fù)向影響，而相鄰地區(qū)城鎮(zhèn)化率的提高對(duì)本地糧食產(chǎn)量具有正向影響且超過(guò)直接效應(yīng)。如前文分析，本地區(qū)城鎮(zhèn)化率的提高一方面有利于農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移，但同時(shí)會(huì)擠占糧食生產(chǎn)所需的土地、水等資源，當(dāng)后一種影響更大時(shí)，對(duì)糧食產(chǎn)量表現(xiàn)出顯著負(fù)向影響。相比于本地城鎮(zhèn)化的發(fā)展，相鄰地區(qū)城鎮(zhèn)化率的提高對(duì)糧食生產(chǎn)具有明顯輻射帶動(dòng)作用，每提高1個(gè)單位，本地糧食產(chǎn)量相應(yīng)增加0.008%。同樣的，相鄰地區(qū)交通運(yùn)輸及經(jīng)濟(jì)的發(fā)展也能夠在不占用本地資源的情況下通過(guò)促進(jìn)現(xiàn)代要素的傳遞以及糧食的運(yùn)輸、流通，推動(dòng)本地區(qū)糧食產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，相鄰地區(qū)交通通達(dá)度、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每提高1個(gè)單位，本地糧食產(chǎn)量分別提高0.236%、0.354%。由于空間溢出效應(yīng)表現(xiàn)為顯著的正向作用，交通通達(dá)度和人均生產(chǎn)總值的總效應(yīng)亦表現(xiàn)為顯著的正向影響。

互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入率的直接效應(yīng)為0.127，空間溢出效應(yīng)為-0.265，并分別在0.050、0.010水平顯著，說(shuō)明本地互聯(lián)網(wǎng)寬帶的普及能夠通過(guò)提高農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)信息化水平促進(jìn)糧食生產(chǎn)效率和產(chǎn)量的提高。相應(yīng)的，隨著相鄰地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入率的提高，糧食增產(chǎn)的空間和潛力也隨之增加，競(jìng)爭(zhēng)力的提高會(huì)對(duì)本地糧食生產(chǎn)產(chǎn)生一定的負(fù)向沖擊，且這種負(fù)向的空間作用大于直接的推動(dòng)作用。

工業(yè)化率的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)分別為0.063、0.313，但均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，如前文所述，工業(yè)發(fā)展對(duì)糧食生產(chǎn)的影響方向可能為正，也可能為負(fù)，因其影響機(jī)制較為復(fù)雜，綜合作用沒(méi)有得以顯現(xiàn)，盡管如此，其影響也應(yīng)受到重視。

4 結(jié)論與政策建議

本研究從空間效應(yīng)視角出發(fā)，基于2011-2020年長(zhǎng)三角地區(qū)41個(gè)市域的面板數(shù)據(jù)，描述了長(zhǎng)三角地區(qū)糧食生產(chǎn)空間格局演化特征，并對(duì)其影響因素的直接效應(yīng)與空間溢出效應(yīng)進(jìn)行分析，得出以下結(jié)論：（1）長(zhǎng)三角地區(qū)3省1市糧食產(chǎn)量差異較大，糧食生產(chǎn)空間分布呈自西北向東南遞減態(tài)勢(shì)，生產(chǎn)空間不斷集聚收縮，南北差異逐漸加大。西北方向糧食生產(chǎn)實(shí)力強(qiáng)勁，2011-2020年糧食生產(chǎn)重心持續(xù)向區(qū)域西北方向移動(dòng)，高產(chǎn)區(qū)主要集中于蘇北、皖北地區(qū)；低產(chǎn)區(qū)空間分布范圍逐漸擴(kuò)大，由皖南、浙西南地區(qū)逐漸擴(kuò)大至皖南、浙西南、蘇南地區(qū)。（2）長(zhǎng)三角地區(qū)糧食產(chǎn)量存在正向的空間相關(guān)性，且總體呈上升趨勢(shì)。糧食生產(chǎn)空間格局演變是本地與相鄰地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入、地區(qū)綜合發(fā)展水平綜合作用的結(jié)果。長(zhǎng)三角地區(qū)土地、農(nóng)業(yè)機(jī)械、農(nóng)用化肥施用量等要素投入對(duì)糧食產(chǎn)量提高具有積極的正向影響；城鎮(zhèn)化率、互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入率對(duì)糧食產(chǎn)量的影響不僅限于直接作用，還具有空間溢出效應(yīng)。相鄰地區(qū)交通通達(dá)度及國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的提高能夠在不占用本地資源的情況下促進(jìn)生產(chǎn)要素的傳遞及糧食的運(yùn)輸、流通，對(duì)本地糧食生產(chǎn)產(chǎn)生正向的輻射帶動(dòng)作用。

結(jié)合研究結(jié)論，為保障區(qū)域糧食安全，提出以下政策建議：（1）壓實(shí)糧食安全底線，健全省內(nèi)、省際糧食利益補(bǔ)償機(jī)制。長(zhǎng)三角地區(qū)糧食產(chǎn)銷區(qū)差異逐漸加大，一方面，要穩(wěn)定糧食播種面積和產(chǎn)量，壓實(shí)糧食安全底線，尤其是壓實(shí)皖南、浙西南、蘇南地區(qū)的糧食安全責(zé)任，防止“去糧化”“非糧化”現(xiàn)象的產(chǎn)生；另一方面，要抓住長(zhǎng)三角一體化發(fā)展上升為國(guó)家戰(zhàn)略的歷史性機(jī)遇，打破行政區(qū)域限制，健全省內(nèi)、省際糧食利益補(bǔ)償機(jī)制，通過(guò)資金補(bǔ)償、產(chǎn)業(yè)扶持、技術(shù)支持等方式，協(xié)同推進(jìn)區(qū)域糧食產(chǎn)銷合作，構(gòu)建區(qū)域糧食安全共同體。（2）加強(qiáng)資源整合，強(qiáng)化現(xiàn)代要素投入。嚴(yán)守耕地紅線，突出抓好耕地質(zhì)量保護(hù)與提升，加大高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田建設(shè)力度，充分發(fā)揮好皖北、蘇北等糧食主產(chǎn)區(qū)的資源與產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢(shì)，提高糧食綜合生產(chǎn)能力，建設(shè)長(zhǎng)三角地區(qū)糧食生產(chǎn)供應(yīng)核心保障區(qū)。因此，應(yīng)提高化肥利用率，改善化肥施用結(jié)構(gòu)，通過(guò)資金補(bǔ)助、項(xiàng)目推廣等方式，全面推廣測(cè)土配方施肥和有機(jī)肥替代化肥。提升糧食生產(chǎn)全程機(jī)械化水平，尤其應(yīng)結(jié)合皖南、浙西南等丘陵山區(qū)農(nóng)業(yè)機(jī)械需求，加快推進(jìn)農(nóng)機(jī)裝備創(chuàng)新；通過(guò)農(nóng)業(yè)信息化改造和提升傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)，加快農(nóng)業(yè)機(jī)械智能化、數(shù)字化建設(shè)，推動(dòng)農(nóng)機(jī)農(nóng)藝信息化深度融合。（3）重視地區(qū)間的空間關(guān)聯(lián)性，除考慮土地、機(jī)械、化肥、信息等要素的影響作用外，充分利用好鄰近地區(qū)城鎮(zhèn)化、交通運(yùn)輸及經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)本地糧食生產(chǎn)產(chǎn)生的正向溢出效應(yīng)，通過(guò)剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移實(shí)現(xiàn)土地的相對(duì)集中和規(guī)模化經(jīng)營(yíng)，并提升產(chǎn)銷區(qū)之間糧食綜合流通能力，促進(jìn)長(zhǎng)三角地區(qū)糧食流通產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，通過(guò)跨行政區(qū)域重組資源，推動(dòng)區(qū)域糧食產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量一體化發(fā)展。

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（責(zé)任編輯：徐 艷）