SADON RIIPPUVAISUUS VÄKILANNOITUKSEN JA KESÄN LÄMPÖOLOJEN VAIHTELUISTA SUOMESSA Regressioanalyyttinen tarkastelu Auvo Kiiskinen Taloudellinen tutkimuskeskus, Helsinki Saapunut 10, 8, 1957 Erään laajemman tutkimuksen yhteydessä (4) kirjoittaja joutui selvittelemään maataloutemme tuotannollista kehitystä ja siihen vaikuttaneita tekijöitä viimeksi kuluneen neljännesvuosisadan aikana. Kasvinviljelyn osalta huomio kiintyi tällöin taloudellisten selitystekijäin ohella sääoloissa tapahtuneisiin huomattaviin vaihte- luihin. Näytti aiheelliselta yrittää saada kvantitatiivinen kuva siitä, miten läheisesti ja minkä reaktioasteen mukaisesti satoisuus on riippunut eräistä siihen vaikutta- neista muuttujista. Sadon ja sen selitystekijäin kehityksen yleispiirteet Toisen maailmansodan kynnykselle asti luonnehti kuluvan vuosisadan sato- kehitystä maassamme viljelyn voimakas laajentuminen ja voimaperäistyminen. Vapaussodan aiheuttamia häiriöitä ja pienehköjä tilapäisvaihteluja lukuun otta- matta satoluvut osoittivat ripeää ja jatkuvaa noususuuntaa. Rehuyksiköissä ilmaistu kokonaissato kohosi Tilastollisen vuosikirjan mukaan viisivuotiskautena 1935—39 keskimäärin 3 760 milj. ry:ön vastaavan luvun oltua 1920-luvun alku- puoliskolla vain 2 250 milj. ry jaensimmäisenä maatalouslaskentavuonna 1910 1 690 milj. ry. Viimeksi kulunut sotakausi merkitsi mm. väkilannoitepulan ja työvoiman niukkuuden takia viljelystason jyrkkää alentumista. Kun lisäksi maan peltoala supistui alueluovutusten johdosta n. 11 % oli sadon volyymi ensimmäisinä sodan- jälkeisvuosina laskenut tasolle, joka oli saavutettu jo 1920-luvunalussa. Sittemmin satoluvut ovat kohonneet hyppäyksenomaisesti, niin että viisivuotiskauden 1950—54 rehuyksikkömäärä oli keskimäärin jo 3 575 milj. ry lähentyen siten sodanedellistä tuotantotasoa. Keskisadon määrä peltohehtaaria kohden kohosi vastaavasti runsaat 27 % vuosien 1921—25 keskiarvosta 1930-luvunloppupuoliskolle mennessä. Tältä tasolta satoisuus ei ole noussut vuosiin 1950—54 mennessä enempää kuin yhden prosentin verran. Huomio kiintyy juuri siihen, miten tämä keskisatotulosten hidas nousu sodan edellisestä tasosta lähtien on selitettävissä. https://www.c-info.fi/en/info/?token=pjkZaoTDrlIcLbf3.oBxlXQQw6ymUCmOM-1imNA.32_3yFU7qpH6c6XMV_SFbuOFAqkQmK-7tBHQztZtDBmgiN485R-MDBwQ_VAL15iirHWip_dNjNYuNv7qEqcjMV69TWUi5mfvkZJdeiLg9_cnWSJ28DpkyuBKyjRL8-SYxh7wzRKrX4xLNVdvyBKcibKpxzG2pkgbDLscFQ 212 Taulukko 1. Peltoviljelyksen satoisuuskehitys vuosina 1921—39 ja 1948—54 rinnastettuna väkilan noituksen määrän sekä touko—elokuun keskilämpötilan muutoksiin. Touko— Touko— Vuosi Sato- Väki- elokuun Vuosi Sato- Väki- elokuun ry/ha 1 lannoitus keski- ry/hal lannoitus keski- ly/ha 2 lämpö 3 ly/ha 2 lämpö 3 1921 1179 0.46813.9 1934 1549 3.37414.5 1922 1241 0.97913.2 1935 1443 4.25312.8 1923 1051 1.32111.5 1936 1504 4.45115.4 1924 1259 1.49213.8 1937 1617 5.43615.9 1925 1380 2.85114.8 1938 1724 6.50114.3 1926 1346 3.41313.9 1939 1494 6.22814.5 1927 1440 4.30513.9 1948 1522 10.20013.9 1928 1330 4.61911.3 1949 1573 12.00913.5 1929 1214 4,016 12.5 1950 1561 10.47513.5 1930 1437 3.27014.9 1951 1498 12.33412.9 1931 1420 2.95013.3 1952 1581 16.25412.2 1932 1437 2.57713.6 1953 1681 17.00514.1 1933 1406 2.61813.5 1954 1554 18.89713.8 1 Ry-luvuissa on myös peltolaitumen arvioitu sato otettu huomioon. Niiden tuotto on laskettu niittonurmien vastaavia keskisatoja hyväksi käyttäen. 3 Lannoitusyksikköluvut (muunn. kg/ha on saatu painottamalla kunkin vuoden sadolle väki- lannoitteissa annetut eri kasvinravinteiden määrät kertoimilla; typpi 17, fosforihappo, 7 ja kali 4 (6, ss. 86—87). Asianomaiset kasvinravinteiden perussarjat on saatu Rikkihappo- ja superfosfaatti- tehtaat Oy;ltä. 3 Lukusarja tarkoittaa Turun, Helsingin, Tampereen, Jyväskylän ja Kajaanin touko—elokuun keskilämpötilan keskiarvoa Ilmatieteellisen Keskuslaitoksen julkaisemistakuukausitiedoista laskettuna. Sota-ajan aikaansaamat rappiot ovat ilmeisesti olleet kasvinviljelyn osalta hitaammin korjattavissa kuin karjataloudessa ja muussa tuotantotoiminnassa yleensä. Viljelyn muuttumisella entistä rehuviljelyvähäisemmäksi on ollut samoin keskimääräisiä satotuloksia alentava vaikutus. Uudisraivaus lienee lisäksi melkoisessa määrin suuntautunut vähemmän tuottaville maille ja hallanaroille seuduille. Vil- jelystason kohottamispyrkimysten laimeutta ei sen sijaan sovi pitää syynä hehtaari- satojen nousun hitauteen. Esim. väkilannoituksen volyymi lisääntyi (tukipalkkioi- den myötäilemänä) vuosien 1935—39 ja 1950—54 välisenä aikana 2.8 kertaiseksi kutakin peltohehtaaria kohden, kun vastaava lisäys vuosien 1925—29 ja 1935—39 välillä oli ainoastaan 40% (ks. taulukko 1). Myös maataloudellisen koulutus- ja valistustason, kalkituksen, kasvinjalostuksen, ym. kehitystekijäin kohdalla edisty- minen näyttää jatkuneen vireässä tahdissa. Varsin olennaisesti keskitasojen kehitykseen ovat vaikuttaneet sääolojen vaih- telut. Kasvukauden lämpöolot ovat olleet sodanjälkeiskautena vähemmän suotui- sat, kun sitä vastoin ennen viime sotia ilmastollisten muutosten yleissuunta oli kasvinviljelylle sangen edullinen. Ilmatieteellisen Keskuslaitoksen tilastosarjat osoittavat, että siinä lämpötilan noususuuntauksessa, jonka huippu sattui 1930- luvun loppuvuosiin, oli kysymys itse asiassa varsin pitkäaikaisesta, lähes vuosi- 213 sadan ajan kestäneestä muutosilmiöstä (2). Ilmastotekijäin ja satoisuuden välistä riippuvuutta selvittelevissä tutkimuksissa on voitu todeta, että nimenomaan lämpö- olot ovat Suomessa se säätekijä, jonka vaihteluihin ha-sadot yleensä selvimmin korreloituvat (2,5). Sadeoloilla on etenkin paikallisia satotuloksia erilaistavana tekijänä luonnollisesti huomattava merkitys, mutta yleisesti ottaen kasvukauden aikainen lämpömäärä, pikemmin kuin liian vähäinen tai liiallinen sademäärä on oloissamme rajoittava kasvutekijä. Ekonometrinen malli Tilastollisten mallien ideana on antaa kvantitatiiviseen muotoon puettu »seli- tys» selitettävän ilmiön, tässä tapauksessa keskisadon vaihteluista. Tämän tutkimus- tavan käyttö edellyttää, että kaikki eksplisiittisesti huomioonotettavat ilmiöt ovat mittauskelpoisia, ts. ilmaistavissa tilastollisilla sarjoilla. Tarkoituksena on saada olen- naisimpaan keskittyvä kuva todellisuudesta, esittää empiirinen malli, jollayksinker- taisuudessaan ja samalla ytimekkyydessään on riittäväksi katsottava selitysvoima. Seuraavassa tarkastelussa satoisuuden muutoksia pyritään selittämään regres- sioilmaisun avulla. Koska silmällä pidetään keskisadon määräytymistä nimenomaan »normaalioloissa», on tutkimusajanjaksoksi otettu vuodet 1921—1939 ja 1948— 1954. Satoisuuden (Sh) vuotuisia vaihteluja selittävinä muuttujina on otettu huo- mioon väkilannoitusvolyymi peltohehtaaria kohti (= XJ ja touko—elokuun keski- lämpötila ( = X 2 ). Väkilannoitteiden käytön voimakkaasti nousevan yleissuunnan johdosta yleinen maataloudellinen ja maanviljelysteknillinen edistys korreloituu läheisesti ensinnä mainitun selitysmuuttujan kanssa, joten siihen yhdistyy myös näistä kehitystekijöistä johtuvia satovaikutuksia. Käsittelyn pohjana olevat tilastosarjat ja niiden määritysperusteet käyvät selville taulukosta 1. Ennen regressioanalyysiin siirtymistä tarkasteltakoon ha-satojen riippuvuutta mainituista muuttujista korrelaatiolaskelman avulla. Edellä viitatuissa ja muissa vastaavanlaisissa selvityksissä (1, 2,5), joissa korrelaatiokertoimilla on kuvattu eri säätekijäin vaikutusta satoisuuteen, laskelmat ovat kohdistuneet yksinomaan aikaan, jolloin lämpötilan yleissuunta oli nouseva. Tämä trendin samansuuntaisuus yleisen maataloushehityksen aikaansaamien satoisuusmuutosten kanssa on ollut omansa kohottamaan lämpösuhteiden ja ha-satojen välisten korrelaatiokertoimien lukuarvoja. Se, ettei meillä aikaisemmin ole pyritty erittelemään rinnakkain ilmas- tollisten ja maataloudellisten tekijäin vaikutuksia, johtunee mm. siitä, että kyseiset edistystekijät ovat yleensä vaikeasti mitattavissa ja että sellaisen keskeisen indi- kaattorin konstruoiminen, kuin mitä esim. väkilannoitteiden käytön volyymisarja edustaa, on ollut vaikea havaita mahdolliseksi. Ha-satojen osittaiskorrelaatio väkilannoituksen määrän ja touko—elokuun keskilämpötilan suhteen käy selville seuraavista luvuista. Kysymyksessä on siis toisaalta satoisuuden ja väkilannoituksen volyymin osittaiskorrelaatio em. kuu- kausien keskilämpötilan pysyessä vakiona (merkitsemme sitä rl2 3:lla) ja toisaalta satoisuuden ja kesän keskilämpötilan osittaiskorrelaatio, kun väkilannoitus pidetään muuttumattomana (r]3 2 )). Lisäksi on merkitty näkyviin vastaava kerrannaiskorrelaatio- kerroin Rj 23 . 2 14 r i2.3 0.76 rio o = 0.65 Ri. as = 0.82 Molemmat osittaiskorrelaatiokertoimet kohoavat siis verraten korkeisiin luku- arvioihin. Kysymys on siis todella merkittävistä selitysmuuttujista. »Kokonais- selitys» ei muodostu tällä ilmaisutavalla kuitenkaan kehuttavaksi. Regressioanalyysiä sovellettaessa ja eri vaihtoehtoja kokeiltaessa kävi selville, että selittävyyskertoimen arvoa voitiin kohottaa kuvaamalla satoisuuden riippu- vuus puheena olevista syytekijöistä eksponenttifunktion muodossa. Tällaisen kaavatyypin käyttöä yksinkertaisen aritmeettisesti suoraviivaisen regressiolausek- keen sijasta perustelee ennen kaikkea se, että väkilannoituksen suuresti lisäännyttyä ei tietyllä lannoiteyksiköllä ole enää viime aikoina saavutettu yhtä suuria abso- luuttisia sadonlisäyksiä kuin aikaisemmin. Lähdemme näin ollen siitä, että kyseistä riippuvuutta voidaan ilmentää kaavalla: Sh =aX 1 tl • X., b ", S„ = hehtaarisadon volyymi Hehtaarisadon kehitys vv. 1921—39 ja 1948—54väkilannoituksen määrän ja touko-elokuun keskilämpö tilan muutoksilla selitettynä. Prosentuaaliset poikkeamat sarjojen geometrisista keskiarvoista. 215 Xj = väkilannoituksen määrä peltoha kohti X 2 = touko—elokuun keskilämpötila a, bj, b 2 = tilastolaskelmilla määrättäviä vakiokertoimia Käytännössä kaikki muuttujat on muutettu logaritmeiksi ja mitattu erotuk- sina geometrisista keskiarvoistaan. Mittakaavakerroin a voidaan jättää arvioi- matta. Mielenkiintokohdistuu tässä nettojoustavuuskertoimiin bt jab 2, jotka osoittavat sen prosentuaalisen muutoksen suuruuden, mikä keskisadon määrässä tarkastel- tavana ajanjaksona on keskimäärin tapahtunut, kun väkilannoitusvolyymissä ja vastaavasti touko—elokuun keskilämpötilassa on tapahtunut 1 prosentin suuruinen muutos. Pienimmän neliösumman keinoa käyttäen näiden kertoimien arvoiksi on saatu bj = 0.0970.011 ja b 2 0.64/ ~|— 0.121. I—uvut eivät sinänsä anna kui- tenkaan oikeaa kuvaa asianomaisten muuttujien keskinäisestä merkityksestä satoisuusvaihtelujen selittäjänä, koska nämä muuttujat ovat hajonnaltaan aivan eri luokkaa. Mikäli myös tuota suhteellista selitysvoimaa halutaan numeerisesti valaista, voi se tapahtua ao. keskihajontoja mittapuina käyttäen yhteismitalliseksi saatettujen regressiokertoimien avulla. Näiden ns. betakertoimien arvot ovat tässä tapauksessa vastaavasti 0.76 ja 0.47. Havainnollisimmin regressiolaskelman tulos ilmenee kuitenkin oheisesta kuviosta. Selittävien muuttujien kuvaajista käy tällöin visuaalisesti selville, kuinka paljon ja millä tavoin niistä kumpikin erikseen »selittää» satoisuuden (Sh-käyrän) vaihteluita. Sh-käyrä edustaa puolestaan koko regressioyhtälön ilmentämää satoisuuskehitystä. Lasketun ja todellisen satoisuuden erot käyvät parhaiten sel- ville kuvion alareunaan liitetystä jäännöstermin kuvaajasta. Yksinkertaisen mal- limme selityskykyä voitaneen pitää ainakin välttävänä ottaen huomioon tarkastet- tavan ilmiön luonteen.1 Saatu tulos on omansa varmentamaan käsitystämme lämpövaihtelujen huo- mattavista kasvitaloustuotannollisista seurausvaikutuksista maamme oloissa. Piir- roksen mukaan kesän keskilämpötilan jääminen ajanjaksona 1948—54 vuosien 1934—39 keskitasoa vajaat 1.2 C° (6 %) alhaisemmaksi näyttäisi esim. siksi merki- tykselliseltä, että se on pystynyt tekemään lähestulkoon tyhjiksi ne toiveet, joita väkilannoitusta lisättäessä on elätetty maanviljelyksen edistymiseen nähden. Vastaavasti on täysi syy varautua siihen, että niin pian kuin sääsuhteet mahdol- lisesti käyvät jälleen suotuisammiksi, satoisuusluvut ponnahtavat voimakkaasti ylöspäin. Oireita tähänsuuntaan oli esim. 1956 kesällä havaittavissa. Toisaalta pelto- viljelyyn liittynee oloissamme siinä määrin vähenevien tuottojen kitkaa, että samanmittaiset tuotantotulosten nousut, kuin karjataloudessa on viime aikoina saavutettu, eivät vaikuta erityisen todennäköisiltä. ') Korrelaatio on F-testin mukaan erittäin merkitsevä. Kuviosta nähdään, että vain kahtena vuotena 26 sta todellisen ja lasketun satoisuusluvun poikkeama kohoaa 10 %:n suuruusluokkaan. Jäännöstermin kulku vaikuttaa lisäksi verrattain epäsäännölliseltä sen,etumerkin muuttuessa II ker- taa tarkasteltavana ajanjaksona. Mainittakoon, ettei selittävien muuttujien keskinäinen korreloitu- minen ole häiritsevä, sillä se ei ole korkeampi r = 0.36. 216 KIRJALLISUUTTA (1) Hustich, Ilmari 1952. Agricultural production in Finland and the recent climatic fluctuation. Fennia 75, Helsinki. (2) Keränen, Jaakko 1931. Vuodentulon riippuvaisuudesta kasvukauden lämpö- ja sadeoloista Suo- men eri lääneissä, I. Korrelaatiotekijät. Acta agr. fenn. 23, 1. Helsinki. (3) —»— 1952. On temperature changes in Finland during the last hundred years. Fennia 75: 12—15. Helsinki. (4) Kiiskinen, Auvo 1957. Tutkimus maa- ja metsätalouden sekä teollisuuden tuotannollisesta kas- vusta Suomessa 1920-luvun lopulta 1950-luvun alkuun alueelliset kehityspiirteet huo- mioon ottaen. Painamaton lisensiaattitutkimus. Helsinki. (5) Lunelund, Harold 1944. Über Klimafaktoren und Ernteerträge in Finnland. Comment. Physico- Mathematicae XII: 10. Helsinki. (6) Tuorila, Pauli 1947. Maan kasvuvoiman säilyttämisen ja parantamisen edellytykset. Asutus- kysymys ja maataloutemme kehitysmahdollisuudet. Helsinki. SUMMARY: THE DEPENDENCY OF THE YIELD ON CHANGES IN THE VOLUME OF FERTILIZATION AND SUMMER TEMPERATURE IN FINLAND Auvo Kiiskinen Institute of Economic Reseach, Helsinki In Finnish agriculture the postwar years have shown a marked decrease in the development of the average yield per hectare, as compared with the trend in the prewar period. Between the five-year periods 1921—25 and 1935—39, the yield per hectare increased more than 27 per cent, the equivalent increase from the latter period to 1950—54being only one per cent. This slow increase in the yield is all the more notable when we consider that the quantities of fertilization at the same time rose by 380 per cent per hectare while the increase during the last decade before the war was only 40 per cent. The present study tries to point out the effects of the changes in temperature on this yield develop- ment. The earlier studies which have dealt with the dependencyof the yield upon climatic factors in Finland have shown that the condition of temperature is the factor to which the yields in our circum- stances are correlated most closely. In addition to the average temperature in May—August, the volume of fertilization was taken as a second explanatory variable. The partial correlation coefficient between the fertilization volume and the average yield showed during the periods of 1921—39 and 1948—54 a value rl2 .3 = 0.76, while the corresponding value of the temperature and yield was r l3 .2 = 0.65. The coefficient of the multiple correlation was R l-23 = 0.82. By using the regression analysis it was found that the coefficient of determination rose when de- scribing the dependency of the yield on the explantory variables in questionby an exponential function. Sft = aXj .x2 (’2 ; S/j = volume of the yield per hectare Xj = quantity of fertilization input per hectare X 2 = average temperature of May—August a,, bj, b 2 = parameters By the method of the least squares the elasticity coefficients b 3 and b 2 appeared to be; b, = 0.097 £ 0.011 and b 2 = 0.647 ±0.121. These elasticities do not give a true picture about the relative explanatory abilities of the twovariables because their standard deviations are quite different. The values of the beta- 217 coefficients are in this case respectively 0.76and 0.47. The coefficient of multiple correlation of the model is R = 0.90. The model is illustrated by a diagram on page 214. The analysis points out the notable economic effects of the changes in temperature in Finnish agri- culture. The fact that the average temperature of the summers during 1948—54 remained about 1.2 C° lower than during 1934—39, seems, according to the study, broadly speaking to have eliminated the effect of the big increase in the fertilization volume and the effects of the agricultural advancement.