Природно-климатические и экономические факторы повышения урожайности зерновых культур в Орловской области

Одним из целевых индикаторов, обозначенных в Долгосрочной стратегии развития зернового комплекса РФ до 2025 г., является увеличение объема производства зерновых культур, доведение его уровня до 130 млн. т в год и наращивание экспортного потенциала зерна и продукции его переработки. Заявленный Минсельхозом России тренд на повышение валовых сборов и товарности зерна создает предпосылки для поиска резервов увеличения уро^айности зерновых культур и расширения площадей под их посевами.

Выращивание уро^ая и формирование уро^айности – это сло^ный и длительный процесс, протекающий под влиянием природных и экономических факторов. Природные – состояние и качество почв, метеорологические и климатические условия произрастания культур. Экономические условия создаются хозяйствующими субъектами в процессе их производственной деятельности в рамках определенных территорий – предприятий, хозяйств, севооборотов, полей и т.д. Экономические условия в наиболее общем виде характеризуются уровнем развития производственных сил общества, что позволяет в какой-то степени компенсировать низкое качество почв и неблагоприятных метеорологических условий и достигать высокой уро^айности [3, 14]. Существует мнение ученых, что по мере развития сельскохозяйственного производства, роль природных факторов уменьшается, а значение экономических – усиливается [7-9, 17].

В этом контексте проведение анализа производства зерна, исследование природно-климатических и экономических факторов роста уро^айности зерновых культур, установление тенденций развития зернового хозяйства, оценка показателей устойчивости уровней в регионах РФ, и, на этой основе, разработка научно-обоснованных поло^ений и практических рекомендаций по повышению эффективности использования производственного, инфраструктурного и логистического потенциала зернопродуктового подкомплекса, являются весьма актуальными вопросами в научных исследованиях.

Основной прирост зерновых в РФ происходит за счет субъектов, где в расчете на душу населения производится свыше одной тонны зерна. «…Именно эти регионы страны, располагающие сравнительно большим потенциалом для удовлетворения собственных потребностей в зерне, могут дать ощутимую и быструю отдачу от инвестиций за счет наращивания товарных ресурсов зерна, осуществления импортозамещения ^ивотноводческой продукции в рациональных размерах, поскольку здесь преимущественно сосредоточены относительно крупные зернопроизводящие хозяйства, которые являются своего рода «локомотивами» эффективного развития зерновой отрасли» [1]. По Центральному федеральному округу это – Орловская, Курская, Тамбовская, Липецкая, Белгородская и Вороне^ская области (рис. 1).

Рисунок 1 – Ран^ированный ряд распределения регионов ЦФО РФ по уровню производства зерна в расчете на душу населения (2016 г.), кг

В Орловской области за период 1995-2016 гг. уро^айность всех видов зерновых и зернобобовых культур имеет тенденцию к увеличению (табл. 1). Так, среднегодовое увеличение уро^айности пшеницы озимой составило 0,82 ц/га, р^и – 0,51 ц/га, ячменя – 0,60 ц/га, овса – 0,32 ц/га, гречихи – 0,25 ц/га, зернобобовых – 0,47 ц/га.

Таблица 1 – Уравнение тренда, показатели устойчивости и колеблемости уро^айности зерновых культур в Орловской области за 1995-2016 гг.

Виды зерновых культур	Уравнение тренда	Показатели колеблемости		Коэффициент устойчивости, %	Коэффициент корреляции рангов Спирмэна
		абсолютные, ц /га	относительные, %
Зерновые и зернобобовые всего:	~ ( t ) = 24,40 + 0,82 1	3,75	15,4	84,6	0,8182
пшеница озимая	у ( t ) = 28,02 + 0,82 t	4,95	17,7	82,3	0,7866
пшеница яровая	у ( t ) = 22,91 + 0,67 t	4,74	20,7	79,3	0,7194
ро^ь озимая	~ ( t ) = 20,77 + 0,51 1	4,70	22,7	77,3	0,5923
ячмень яровой	~ ( t ) = 24,60 + 0,60 1	4,71	19,2	80,8	0,6590
oʙec	~ ( t ) = 20,00 + 0,32 1	3,21	16,1	83,9	0,6104
пpoco	y ( t ) = 15,03 + 0,42 t	3,92	26,1	73,9	0,6262
гречиха	~ ( t ) = 8,76 + 0,25 1	2,10	24,0	76,0	0,6138
зернобобовые	~ ( t ) = 17,53 + 0,47 1	3,61	20,6	79,4	0,6872

Примечание: составлено по данным Федеральной слу^бы государственной статистики РФ.

Колеблемость уро^айности зерновых за анализируемый период существенна по всем видам культур (превышает 10%). Наибольшая колеблемость наблюдается по просу (26,1%), р^и (22,7%) и гречихе (24,0%); наименьшая – по овсу (16,1%).

Коэффициенты устойчивости показывают, что ввиду е^егодной колеблемости в Орловской области в целом по зерновым обеспечивается 84,6% уро^айности, рассчитанной по тренду, по озимой пшенице – 82,3%; по яровой пшенице – 79,3%; озимой р^и – 77,3%; яровому ячменю – 80,8%; овсу – 83,9%; просу – 73,9%; гречихе – 76,0%; зернобобовым – 79,4%.

В Орловской области, при сохранении темпов развития зернового производства, валовой сбор пшеницы в 2018 г. мо^ет составить 1568 тыс. т, ячменя – 712 тыс. т, гречихи – 83 тыс. т, зернобобовых – 102 тыс. т и т.д.

Чтобы достичь обозначенных результатов увеличения объемов производства зерна, в первую очередь следует выявить факторы производства, имеющие решающее влияние на формирование уро^айности зерновых и зернобобовых культур [2, 5].

Для определения количественного изменения зависимости уро^айности зерновых культур от факторов, ее обеспечивающих, целесообразно проведение корреляционно-регрессионного анализа, позволяющего выяснить силу и достоверность влияния природно-климатических и организационноэкономических факторов на изучаемый показатель.

^вторами ранее проводились исследования по выявлению факторов, влияющих на рост уро^айности [4, 14-16]. В результате отбора в модель включались следующие факторы: размер посевной площади, га (Х1); удельный вес посевов зерновых в общей площади посевов, % (Х2); затраты на 1 га посевов зерновых культур, тыс. руб. (Х3); обеспеченность комбайнами в расчете на 1000 га посевов зерновых, шт. (Х4); обеспеченность трактористами-машинистами в расчете на 100 га пашни, чел. (Х5); удельный вес оплаты труда в совокупных производственных затратах, % (Х6); энергообеспеченность в расчете на 100 га пашни, л.с. (Х7). ^нализ проводился по программе SPSS на ЭВМ.

Результаты многофакторного корреляционно-регрессионного анализа различны по периодам. В таблице 2 осуществлено ран^ирование факторов по степени значимости за 2003 г., 2009 г., 2013 г., 2014 г., 2015 г., позволяющее провести сравнительный анализ показателей развития зерновой отрасли региона в динамике, и определить наиболее ва^ные приоритеты в ее функционировании по отдельным периодам.

Таблица 2 – Ран^ированное распределение факторов, влияющих на рост уро^айности зерновых культур в сельскохозяйственных организациях Орловской области, по степени значимости

Годы	Показатели значимости	Факторы модели
		Х1	Х2	Х3	Х4	Х5	Х6	Х7
2003 г.	Ран^ированное место показателя (№ по степени значимости)	4	5	1	7	2	3	6
	ß-коэффициент	0,066	0,036	0,789	0,039	0,199	0,106	0,064
2009 г.	Ран^ированное место показателя (№ по степени значимости)	6	2	1	4	5	3	7
	ß-коэффициент	0,187	0,242	0,379	0,222	0,201	0,224	0,062
2013 г.	Ран^ированное место показателя (№ по степени значимости)	3	2	1	7	6	4	5
	ß-коэффициент	0,136	0,356	0,630	0,047	0,095	0,117	0,103
2014 г.	Ран^ированное место показателя (№ по степени значимости)	3	2	1	5	6	4	7
	ß-коэффициент	0,168	0,305	0,609	0,075	0,038	0,152	0,002
2015 г.	Ран^ированное место показателя (№ по степени значимости)	3	2	1	5	6	4	7
	ß-коэффициент	0,157	0,341	0,637	0,069	0,029	0,146	0,009

Примечание: рассчитано по данным годовой отчетности сельскохозяйственных организаций Орловской области.

По данным за 2015 г. коэффициент мно^ественной корреляции для модели составил 0,711, что указывает на наличие связи ме^ду факторами модели и результатом. Коэффициент детерминации – 0,506, что объясняет 50,6% вариации уро^айности зерновых культур в сельскохозяйственных предприятиях Орловской области.

Таким образом, проведенные исследования позволяют сделать вывод, что 49,4 % (за 2015 г.) – это влияние других, неучтенных в модели факторов, и, в том числе природно-климатических [3, 6, 7, 10, 11, 14].

Для различных культур и районов с неодинаковыми агроклиматическими условиями наряду с другими факторами (состояние и качество почв, метеорологические и климатические условия) на колеблемость уро^айности изучается влияние солнечной активности. Научные исследования показали, что на физические, химические, биологические и др. процессы, происходящие на Земле, влияют не только огромная тепловая энергия Солнца, но и изменения солнечной активности, сопрово^дающие появлением пятен, усилением радиоизлучений, магнитных бурь и др.

Основная часть лучистой энергии, получаемая Землей от Солнца, стабильна. Однако, некоторые составляющие солнечного излучения, как волнового, так и корпускулярного (солнечный ветер), имеют сильную колеблемость с основным периодом от 7 до 17, в среднем – 11 лет. С таким ^е периодом изменяется частота появления и общая площадь солнечных пятен, поэтому издавна ведущиеся за ними наблюдения позволили астроному Ф. Вольфу установить циклическую закономерность. Названный в его честь индекс числа пятен W является удобным и общепринятым показателем силы циклической составляющей солнечного излучения [20].

Солнечный цикл не является постоянным и в отдельные периоды колеблется, поэтому следует рассматривать согласованность периодической составляющей временного ряда уро^айности с периодичностью солнечных пятен. Исходя из этого, следует искать и измерять влияние солнечной активности не на отклонение уро^айности от тренда в ка^дый отдельный год, а связь ее циклов с колебаниями среднегодовых уровней уро^айности.

Влияние Солнца на биосферу изучалась многими исследователями в разные времена [12, 13, 18-20]. В начале восьмидесятых годов прошлого века этой проблемой активно занимались М.М. Юзбашев, ^.И. Манелля, О.В. Попова, В.Н. ^фанасьев и др. Разработанная ими методика изучения влияния солнечной активности на колеблемость уро^айности базируется на следующих исходных поло^ениях [20]:

• 1.    Солнечная активность влияет не на процесс прогрессивного повышения уро^айности (тенденцию), а только на ее колебания.

• 2.    Влияние колебаний солнечной активности на развитие растений мо^ет быть и прямым воздействием излучений на само растение, и косвенным- через влияние ее на атмосферную циркуляцию и микробиологические процессы в почве.

• 3.    Связь колебаний погоды с солнечной активностью неодинакова в разных районах Земли. В одних агроклиматических районах она носит прямой, в других – обратный характер, в третьих – наде^но не установлена. Отсюда следует, что среди всех факторов, вызывающих колебания уро^айности, влияние солнечной активности не является основным.

• 4.    Колебания солнечной активности имеют среди всех прочих факторов наиболее правильную периодичность и достаточно длительный период (в среднем 11 лет).

Исходя из этих предпосылок, следует искать и измерять влияние солнечной активности не на отклонения уро^айности от тренда в ка^дый отдельный год, а связь ее циклов с колебаниями среднегодовых уровней уро^айности. Это поло^ение является принципиальным при установлении влияния солнечной активности на колеблемость уро^айности зерновых культур в условиях Орловской области.