姚增福，李全新

(中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)資源與農(nóng)業(yè)區(qū)劃研究所，北京 100081)

2009年中央一號文件指出，國際金融危機持續(xù)蔓延，對農(nóng)村發(fā)展的沖擊不斷顯現(xiàn)，防止糧食生產(chǎn)滑坡，保持農(nóng)民收入較快增長的制約更加突出。十八大報告確定了推動城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化協(xié)調(diào)發(fā)展、推動城鄉(xiāng)一體化戰(zhàn)略要求，2013年中央一號文件進一步強調(diào)確保國家糧食安全，保障重要農(nóng)產(chǎn)品有效供給，始終是發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的首要任務(wù)。農(nóng)業(yè)中的種植業(yè)發(fā)展對中國經(jīng)濟發(fā)展和社會穩(wěn)定有著重要的戰(zhàn)略意義。

關(guān)于種植業(yè)產(chǎn)值增長的貢獻因素及對農(nóng)戶收入增長的影響方面的分析，學(xué)者們已經(jīng)做了很多研究。河南省農(nóng)調(diào)隊課題組［1］對河南省不同時期農(nóng)林牧漁業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的貢獻情況進行分析，表明“八五”期間結(jié)構(gòu)貢獻率為39．1%。楊禮勝［2］運用因素分解方法對中國1981～2000年間種植業(yè)的增長進行因素分解，結(jié)論表明“八五”、“九五”期間價格貢獻為106．50%和108．36%，技術(shù)進步對種植業(yè)總產(chǎn)出增長的貢獻為0．1%。周宏［3］運用結(jié)構(gòu)貢獻因素分解模型分析了“八五”、“九五”和“十五”時期中國種植業(yè)總產(chǎn)值增長的貢獻因素，分析認為單位面積產(chǎn)量貢獻較大，分別為122．91%、97．08%和27．55%。邵曉梅和許月卿［4］利用1986～2001年農(nóng)村固定觀察點數(shù)據(jù)定量模擬分析了魯西北地區(qū)農(nóng)戶種植業(yè)收入的各影響因素。

黑龍江省是中國重要的商品糧基地，種植業(yè)是農(nóng)業(yè)的重要組成部分，種植業(yè)對于穩(wěn)定農(nóng)民收入水平具有重要作用，所以，研究種植業(yè)內(nèi)部貢獻因素和種植業(yè)發(fā)展對農(nóng)戶收入增長的貢獻，在新時期對穩(wěn)定黑龍江省糧食生產(chǎn)，保證國家的糧食安全，堅定農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營的信心有著重要的現(xiàn)實意義。基于以上分析，該文首先對種植業(yè)內(nèi)部貢獻因素進行分解，找出對種植業(yè)總產(chǎn)值增長的主要貢獻因素，其次將種植業(yè)總產(chǎn)值及主要貢獻因素變量納入模型，數(shù)量檢驗其與糧農(nóng)收入增長關(guān)系和影響程度，最后得出相應(yīng)的對策建議。

1 種植業(yè)總產(chǎn)值增長內(nèi)部貢獻因素分析

在分析要素貢獻率時常采用的方法有生產(chǎn)函數(shù)法和因素分解法。根據(jù)分析的內(nèi)容，該文采用因素分解法來詳細分析黑龍江省種植業(yè)增長的貢獻因素，通過設(shè)計種植業(yè)總產(chǎn)出增長的指數(shù)體系，將能夠反映種植業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的指標 (例如播種面積)納入該指數(shù)體系，分析種植業(yè)產(chǎn)值變動的影響因素，進而分解出各因素的變動對種植業(yè)增長的貢獻。該部分主要是利用已有的方法①此部分模型的設(shè)定參照了楊禮勝 (2004)并根據(jù)黑龍江省的實際情況進行了修改來具體分析黑龍江省種植業(yè)總產(chǎn)值增長的貢獻因素，為后面的分析奠定理論基礎(chǔ)。

1.1 模型設(shè)定

用總產(chǎn)值 (V0)代表總產(chǎn)出，則總產(chǎn)出可以寫成單位面積產(chǎn)值與播種面積兩者的乘積。種植業(yè)總產(chǎn)值可以表示為種植業(yè)內(nèi)部每種作物的單位面積產(chǎn)值與播種面積的乘積之和:

(1)式中，VO表示種植業(yè)總產(chǎn)值，單位為萬元;Q表示作物單位面積產(chǎn)量，PL表示作物價格;QPL表示L作物的單位面積產(chǎn)值，單位為萬元/hm2;AL表示L作物的播種面積，單位為hm2。

為了分析問題的需要，該文繼續(xù)將X和Y進行分解，結(jié)果如下:設(shè)，qL表示L作物的單位面積產(chǎn)量，單位為kg/hm2;pL表示L作物的價格②每種農(nóng)作物價格采用的是當年該種農(nóng)作物全國平均售價，單位為元;aL表示L作物的播種面積，單位為hm2;vL=qL×pL表示L作物的單位面積產(chǎn)值，單位為萬元/hm2。

(3)式中，第一部分代表價格貢獻，第二部分代表單位產(chǎn)量貢獻。

(4)式中，第一部分代表總播種面積貢獻，第二部分代表種植結(jié)構(gòu)調(diào)整貢獻。

經(jīng)過以上公式分解可以得出種植業(yè)總產(chǎn)值增加受到總播種面積貢獻、種植結(jié)構(gòu)調(diào)整貢獻、價格貢獻和單位產(chǎn)量貢獻等4個因素的影響。

1.2 樣本選擇、數(shù)據(jù)說明及結(jié)果分析

該文主要分析內(nèi)容是黑龍江省種植業(yè)內(nèi)部貢獻因素以及對農(nóng)戶收入增加的影響因素，同時考慮到黑龍江省種植業(yè)結(jié)構(gòu)的特點和數(shù)據(jù)的可得性，所以主要選擇兩類農(nóng)作物，糧食作物和經(jīng)濟作物，糧食作物主要包括水稻、小麥、玉米、大豆，經(jīng)濟作物主要包括甜菜和烤煙等6種農(nóng)作物。文中數(shù)據(jù)皆來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》(1992～2011年)、《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》(1992～2011年)和《黑龍江省統(tǒng)計年鑒1992～2011》。

該文分4個階段對黑龍江省種植業(yè)總產(chǎn)值增長進行因素分解分析，計算結(jié)果見表1～4。

表1 1991～2010年各時期黑龍江省種植業(yè)總產(chǎn)值增長情況

表2 1991～2010年各時期黑龍江省種植業(yè)總產(chǎn)值增長情況的貢獻因素分析

表3 1991～2010年各時期黑龍江省糧食作物總產(chǎn)值增長情況的貢獻因素分析

表4 1991～2010年各時期黑龍江省經(jīng)濟作物總產(chǎn)值增長情況的貢獻因素分析

“八五”時期 (1991～1995年)，種植業(yè)總產(chǎn)值增加了287．2億元，占全時期增長量的52．83%，年均增長率為22．09%。種植業(yè)總產(chǎn)值增長中，單位面積產(chǎn)值貢獻為97．1%，這主要歸結(jié)為農(nóng)產(chǎn)品價格的提高 (貢獻為85．68%)，其次是農(nóng)作物單位產(chǎn)量的提高 (單位面積貢獻為11．42%);播種面積的貢獻為2．9%，其中，種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整貢獻為2．87%，而總播種面積的貢獻為0．03%，其正向影響作用有限。該文繼續(xù)對這一時期，種植業(yè)中糧食作物和經(jīng)濟作物產(chǎn)值增加貢獻因素作深入的分析，見表3、4。同時期，價格貢獻都很大，表現(xiàn)在糧食作物中為85．58%，經(jīng)濟作物中為135．2%，種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整貢獻分別為2．87%和-0．049%，但對產(chǎn)值增加貢獻較小，甚至產(chǎn)生負影響?？梢姡诒緯r期種植業(yè)產(chǎn)值增加中，單位面積產(chǎn)值貢獻大，其中價格貢獻所占比重較大。同時期糧食作物產(chǎn)值增加和經(jīng)濟作物產(chǎn)值增加分別占同期種植業(yè)產(chǎn)值增加的37．68%和0．03%，說明，種植業(yè)產(chǎn)值的增加主要來自于糧食作物產(chǎn)值的增長。

“九五”時期 (1996～2000年)，種植業(yè)總產(chǎn)值下降了-144．3億元，占全時期增長量的-26．55%，年均下降率為1．46%。種植業(yè)總產(chǎn)值增長中，單位面積產(chǎn)值貢獻為100．05%，這主要來自于農(nóng)產(chǎn)品價格的升高 (貢獻為112．56%)，抵消了單位面積貢獻 (貢獻為-12．51%)對總產(chǎn)值增加的負面影響。從表2中可以看出，面積貢獻加速了種植業(yè)總產(chǎn)值的下滑。其中，種植結(jié)構(gòu)的變化 (貢獻為-0．049 5%)是主要的影響因素，而播種面積的影響很小 (貢獻為-0．005%)。在表3、4中同時期糧食作物的單位面積產(chǎn)值貢獻最大，為100．05%。

“十五”時期 (2001～2005年)，種植業(yè)總產(chǎn)值增加了268億元，占全時期增長量的49．3%，年均增長率為11．85%。在這一階段的種植業(yè)產(chǎn)值增長中，單位面積產(chǎn)值的增加起到了主要作用，體現(xiàn)在價格上漲 (貢獻為70．98%)和單位面積產(chǎn)量增加 (貢獻為28．99%)，其中，面積貢獻為0．03%，種植結(jié)構(gòu)調(diào)整貢獻為0．03%，總播種面積貢獻趨近于零，幾乎不會影響種植業(yè)產(chǎn)值的增長。從表3、4中，糧食和經(jīng)濟作物產(chǎn)值的增加都主要來源于單位面積產(chǎn)值的貢獻 (99．97%和99．95%)，其中糧食作物的價格貢獻大，為70．96%，經(jīng)濟作物單位面積產(chǎn)量貢獻大，為194．86%，種植業(yè)結(jié)構(gòu)貢獻都很小，為0．03%和0．048%。同時期糧食作物產(chǎn)值增加值為151．435萬元，經(jīng)濟作物為-904．63元，分別占同期種植業(yè)產(chǎn)值增加的56．51%和-0．06%，說明，種植業(yè)產(chǎn)值的增加主要來自于糧食作物產(chǎn)值的增長。

“十一五”時期 (2006～2010年)，種植業(yè)總產(chǎn)值增加了354．9億元，年增長率為20．48%。在這一階段的種植業(yè)產(chǎn)值增長中，單位面積產(chǎn)值的增加同樣起了重要作用，但價格貢獻 (118．76%)明顯超過了單位面積產(chǎn)量的貢獻 (-18．76%)，其中，面積貢獻為0．04%，種植結(jié)構(gòu)調(diào)整貢獻為-0．01%，總播種面積貢獻為0．05%，這與安增龍和姚增福［6］的研究結(jié)論一致。從表3、4中，糧食和經(jīng)濟作物產(chǎn)值的增加都主要來源于單位面積產(chǎn)值的貢獻 (99．98%和99．04%)，價格的大幅上漲起到了關(guān)鍵的作用。其中糧食作物的價格貢獻為119．2%，經(jīng)濟作物價格貢獻為91．27%，而糧食作物的種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整貢獻很小，僅為0．019%，種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對經(jīng)濟作物的貢獻 (0．95%)要大于對糧食作物的貢獻。根據(jù)以上分析可以看出，種植業(yè)、糧食作物和經(jīng)濟作物等產(chǎn)值增長中價格的貢獻都很大，其次是單位面積貢獻以及種植結(jié)構(gòu)貢獻。

2 種植業(yè)總產(chǎn)值對農(nóng)戶收入增加貢獻實證分析

2.1 模型及變量設(shè)置

為了分析糧農(nóng)收入增加的貢獻因素，該文結(jié)合前面研究基礎(chǔ)，主要選擇種植業(yè)總產(chǎn)值、種植業(yè)結(jié)構(gòu)、糧食平均價格為解釋變量，與被解釋變量農(nóng)戶人均純收入 (y)建立回歸模型進行分析。種植業(yè)總產(chǎn)值(x1)以1978年不變價格計算，剔除物價因素對測算結(jié)果的影響;種植業(yè)結(jié)構(gòu) (x2)用水稻、小麥、玉米、大豆、甜菜和烤煙6種農(nóng)作物播種面積之和與當年農(nóng)作物總播種面積的百分比表示;糧食平均價格(x3)采用全國3種糧食①“3種糧食平均售價”指稻谷、小麥、玉米平均價格平均售價表示。文章中數(shù)據(jù)主要來自《黑龍江統(tǒng)計年鑒》(1986～2011年)和《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編1986～2011年》，樣本區(qū)間為1986～2010年。

該文采用擴展的C-D生產(chǎn)函數(shù)，C-D生產(chǎn)函數(shù)是最著名的生產(chǎn)函數(shù)，其基本形式是Q=AKαLβ，L和K分別代表勞動和資本投入，A為技術(shù)進步因子，α和β分別表示資本和勞動的產(chǎn)出彈性，α+β=1即規(guī)模報酬不變。

對上式兩邊取自然對數(shù)得，Ln(Y)=Ln(A)+α×Ln(K)+β×Ln(L)

為分析種植業(yè)總產(chǎn)值對農(nóng)戶收入增加貢獻，在C-D生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上進行擴展變形，構(gòu)建如下表達式:ln(y)=μ+βln(x1) μ代表隨機誤差項，β代表變量的彈性系數(shù)。

該文使用Eviews3．1，運用普通最小二乘法對模型進行估計。

2.2 變量協(xié)整檢驗和格蘭杰因果關(guān)系分析

在對模型進行回歸分析之前，首先對變量進行單整檢驗，其次進行變量之間的協(xié)整檢驗，再次進行變量之間的格蘭杰因果關(guān)系檢驗，最后，進行回歸分析。

常用的單位根檢驗方法是ADF［5］檢驗 (Augmented Dickey-Fuller Test)，檢驗結(jié)果如下:

表5 變量ADF檢驗結(jié)果

從表5的檢驗結(jié)果可以看出，這些時間序列都是非平穩(wěn)的，而它們的一階差分序列都是平穩(wěn)的，所以都是一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗前提。為了確定變量之間的協(xié)整關(guān)系，再利用Johansen極大似然估計法對各變量進行協(xié)整檢驗。首先建立無約束的VAR模型，進而來確定協(xié)整檢驗的VAR模型滯后期。使用AIC、SIC信息準則和LR統(tǒng)計量作為選擇最優(yōu)滯后階數(shù)的檢驗標準，得到無約束VAR模型的最優(yōu)滯后期為2，VAR(2)為最優(yōu)模型，為了確保VAR(2)模型的殘差項是白噪聲序列Johansen檢驗的滯后期數(shù)為2(見表6)。

表6 Johansen極大似然估計結(jié)果

從Johansen極大似然估計結(jié)果可以看出，前兩個似然比統(tǒng)計量值都大于5%水平臨界值，存在兩個協(xié)整關(guān)系，這說明農(nóng)戶人均收入和種植業(yè)總產(chǎn)值、種植業(yè)結(jié)構(gòu)、糧食平均價格之間協(xié)整關(guān)系很穩(wěn)定。協(xié)整關(guān)系寫成數(shù)學(xué)表達式:

從 (5)式中，可以看出種植業(yè)總產(chǎn)值對農(nóng)戶人均收入增長的貢獻為3．059 1，即種植業(yè)總產(chǎn)值增加1個百分點，將促進農(nóng)戶人均收入增長3．059 1個百分點，種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對農(nóng)戶人均收入增長的貢獻為2．291 6，糧食平均價格與農(nóng)戶收入增加存在較為明顯的負相關(guān)，彈性系數(shù)為-4．315 6，這說明糧食零售價格的提高并沒有直接帶來農(nóng)民人均純收入的提高，甚至產(chǎn)生了明顯的負效應(yīng)。從估計的協(xié)整方程中，可以初步得出結(jié)論:長期看來，種植業(yè)總產(chǎn)值和種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整都將會是促進糧農(nóng)增收的主要因素，而糧食價格對農(nóng)戶收入增加產(chǎn)生了較強的負效應(yīng)［6］。

以上分析得知，變量之間存在著長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，該文選擇滯后期2，對兩變量進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，檢驗結(jié)果見表7。

表7 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

根據(jù)以上的檢驗結(jié)果，滯后期數(shù)為2時，在10%的顯著水平下“X1不是Y的格蘭杰原因”、“X3不是Y的格蘭杰原因”都被拒絕，也就是說X1、X3與Y之間存在格蘭杰因果關(guān)系?！癤2不是 Y的格蘭杰原因”雖然沒能拒絕原假設(shè)，但在現(xiàn)實研究中已經(jīng)證明種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整能夠促進糧農(nóng)收入的增加，同時隨著糧農(nóng)收入的增加會加大對現(xiàn)代化生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新和應(yīng)用的投入，技術(shù)創(chuàng)新和應(yīng)用可以促進種植業(yè)總產(chǎn)值的增加①楊禮勝 (2004)利用1981～2000年全國數(shù)據(jù)對中國種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系進行了分析，得出的結(jié)論是技術(shù)創(chuàng)新的貢獻份額每增加1%，將會促進種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，這種調(diào)整的結(jié)果是對種植業(yè)總產(chǎn)出增長的貢獻份額增加0．1%。，于是可以得出這樣的結(jié)論:種植業(yè)總產(chǎn)值、種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和糧食平均價格都是農(nóng)戶人均收入變化的格蘭杰成因。

2.3 脈沖響應(yīng)函數(shù)與預(yù)測方差分解

為了進一步深入分析農(nóng)戶人均純收入與種植業(yè)總產(chǎn)值、種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和糧食價格之間的動態(tài)關(guān)系，下面將利用向量自回歸 (VAR)技術(shù)進行脈沖響應(yīng)及其方差分解分析。脈沖響應(yīng)函數(shù) (IRF:Impulse Response Function)用于衡量來自隨即擾動項一個標準差沖擊對內(nèi)生變量當前和未來取值的影響。方差分解可以將系統(tǒng)的預(yù)測均方誤差分解成系統(tǒng)中各變量沖擊所作的貢獻，從而了解各新息對模型內(nèi)生變量的相對重要性。

基于文章確定的VAR(2)模型，采用喬利斯基 (Cholesky)分解法，建立農(nóng)戶人均純收入對種植業(yè)總產(chǎn)值、種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和糧食平均價格的沖擊反應(yīng)模型，圖1為脈沖沖擊反應(yīng)圖，圖2為方差分解圖。從圖1可以看出:(1)種植業(yè)總產(chǎn)值對農(nóng)戶人均純收入的沖擊效應(yīng)。種植業(yè)總產(chǎn)值產(chǎn)生的一個新息 (innovation)在前兩期對農(nóng)戶收入有一個負方向的較強的沖擊，從第3期開始產(chǎn)生正效應(yīng)，到第6期達到正效應(yīng)最大，而后趨于平穩(wěn)。(2)種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對農(nóng)戶人均純收入的沖擊。沖擊波動性較大，前兩期有上升的正效應(yīng)，從第3期到第5期一直在正負效應(yīng)間波動，從第7期開始產(chǎn)生負效應(yīng)，并持續(xù)下降。(3)糧食價格變動對農(nóng)戶人均純收入的沖擊。到第2期達到最大正效應(yīng)，而后下降，第3期產(chǎn)生負效應(yīng)，長期來看對農(nóng)戶收入增加有著較強的負效應(yīng)。(4)農(nóng)戶人均純收入對自身的一個信息的沖擊，在第2期的正效應(yīng)達到最高，其后快速下降，到第10期以后形成一個持續(xù)下降的負效應(yīng)。這表明，前期的農(nóng)戶人均純收入水平對以后的收入水平有巨大影響，農(nóng)戶人均純收入的增長主要取決于其自身的積累［7］。

從圖2分析得知，農(nóng)戶人均純收入自身新息對預(yù)測均方差貢獻比較大，雖有下降的趨勢，但從長期來看總體呈現(xiàn)一個較高的平穩(wěn)趨勢，水平都在60%左右。種植業(yè)總產(chǎn)值新息對農(nóng)戶人均純收入預(yù)測均方差的貢獻度開始有起伏，但一直處于上升趨勢中，貢獻度維持在20%左右，說明種植業(yè)總產(chǎn)值對農(nóng)戶增收的短期效應(yīng)不明顯，而是具有長期效應(yīng)。種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整新息對農(nóng)戶收入預(yù)測均方差的貢獻度呈現(xiàn)出持續(xù)上升的趨勢，而且保持在15%左右，長期作用顯著。糧食平均價格新息對農(nóng)戶收入預(yù)測均方差的貢獻度前兩期有上升的趨勢，但從第3期開始一直下降并一直保持在15%以上，說明糧食價格對農(nóng)民增收的短期效應(yīng)不明顯，而是具有長期效應(yīng)［8］。方差分解分析結(jié)果與脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的結(jié)果整體上是一致的。

圖1 脈沖沖擊反映

圖2 方差分析

3 結(jié)論及政策建議

3.1 結(jié)論

該文以黑龍江省1991～2010年的數(shù)據(jù)，對種植業(yè)總產(chǎn)值增長內(nèi)部貢獻因素以及在樣本區(qū)間內(nèi)糧農(nóng)收入增長的貢獻因素進行了分析。研究結(jié)論是:從1991～2010年，單位面積產(chǎn)量和種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對種植業(yè)產(chǎn)值增長的貢獻雖然較小，但有增強的趨勢，價格的貢獻波動起伏，對種植業(yè)總產(chǎn)值增長的貢獻很大，是種植業(yè)產(chǎn)值增長的主要貢獻因素，總播種面積貢獻趨近于零。1986～2010年，黑龍江省種植業(yè)總產(chǎn)值、種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對農(nóng)戶收入增加貢獻較大，貢獻分別為3．059 1、2．291 6，糧食價格對糧農(nóng)收入增加貢獻為-4．315 6，產(chǎn)生了明顯的負效應(yīng)。

3.2 政策建議

通過以上實證分析結(jié)果，得出如下政策建議:

第一，制定有針對性的強農(nóng)政策，培育新型糧食生產(chǎn)主體，引導(dǎo)種植業(yè)總產(chǎn)值穩(wěn)步快速提升。通過文章實證分析結(jié)果可知，種植業(yè)總產(chǎn)值對糧農(nóng)收入增長貢獻份額最大，其中價格和種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對種植業(yè)總產(chǎn)值的增長貢獻強于單位面積的貢獻。亟待清晰界定政府培育和市場邊界，構(gòu)建一個有效的政府和市場協(xié)同培育新型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營主體體系，通過有效的強農(nóng)政策提高糧農(nóng)對價格波動等不利因素的抵御能力，以及在調(diào)整糧食作物和經(jīng)濟作物種植結(jié)構(gòu)中的獲利能力，充分發(fā)揮農(nóng)戶在不同種植結(jié)構(gòu)中的資源稟賦優(yōu)勢，提高種植業(yè)總產(chǎn)值增長的幅度，能夠進一步保障糧食作物和經(jīng)濟作物等重要農(nóng)產(chǎn)品的有效供給。

第二，建立糧食專業(yè)生產(chǎn)區(qū)，調(diào)整糧食作物和經(jīng)濟作物間結(jié)構(gòu)比例，優(yōu)化種植業(yè)結(jié)構(gòu)。提高糧食主產(chǎn)區(qū)糧食生產(chǎn)能力關(guān)系到國家糧食安全、糧食主產(chǎn)區(qū)糧食產(chǎn)業(yè)發(fā)展和糧食主銷區(qū)的糧食供給［9］。基于此判斷，優(yōu)化種植業(yè)結(jié)構(gòu)最合理有效的方法就是在糧食主產(chǎn)區(qū)建立糧食專業(yè)生產(chǎn)區(qū)，實施差別化糧食生產(chǎn)政策［10］，促進糧食生產(chǎn)的標準化和集約化，提高糧食生產(chǎn)政策績效和農(nóng)戶糧食生產(chǎn)的積極性。同時增加非糧食主產(chǎn)區(qū)經(jīng)濟作物的種植面積，通過種植高效益的經(jīng)濟作物，提高非糧食主產(chǎn)區(qū)土地資源產(chǎn)出效率和最大化當?shù)刭Y源稟賦。通過糧食專業(yè)生產(chǎn)區(qū)的建設(shè)，既能發(fā)揮區(qū)域資源稟賦優(yōu)勢，又能通過區(qū)域糧食和經(jīng)濟作物種植規(guī)劃［11］，調(diào)整兩者間的種植結(jié)構(gòu)和比例，保證農(nóng)戶種植業(yè)收入的最大化。

第三，建立糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶糧食生產(chǎn)補償機制，提高農(nóng)戶價格談判力，確保農(nóng)戶經(jīng)營收入穩(wěn)定增加。中國城鄉(xiāng)間二元結(jié)構(gòu)矛盾突出，加之近年來資源、制度和氣候變化等極端事件的約束，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營風險增大、經(jīng)營收入增長緩慢。急需政府部門建立完善的糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶糧食生產(chǎn)補償機制，完善健全國家糧食風險基金、糧食安全基金、種糧直接補貼、政府財政投入和金融支持［12］等政策制度，同時真正確立農(nóng)戶在市場中的主體地位，提高農(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品價格談判力，提高農(nóng)戶自身抵御約束因素的能力，增加其農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)積極性。

［1］河南省農(nóng)調(diào)隊課題組．河南農(nóng)業(yè)增長的結(jié)構(gòu)貢獻分析．中國農(nóng)村經(jīng)濟，2000，(7):11～14

［2］楊禮勝．種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與技術(shù)創(chuàng)新．農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2004，(2):67～71

［3］周宏．中國種植業(yè)增長與貢獻因素分析．中國農(nóng)村經(jīng)濟，2008，(1):4～11

［4］邵曉梅，許月卿．魯西北地區(qū)農(nóng)戶種植業(yè)收入驅(qū)動因素分析．中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2005，26(4):33～38

［5］易丹輝．數(shù)據(jù)分析與EVIEWS應(yīng)用．北京:中國統(tǒng)計出版社，2002，(10):143～155

［6］安增龍，姚增福．現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)技術(shù)效率進步貢獻與損失測度．西北農(nóng)林科技大學(xué)學(xué)報 (社會科學(xué)版)，2010，(3):23～27

［7］姚增福，鄭少鋒．種植大戶生產(chǎn)行為意愿影響因素分析——基于TPB理論和黑龍江省378戶微觀調(diào)查數(shù)據(jù)．農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2010，(8):27～32

［8］姚增福，鄭少鋒．中國糧食主產(chǎn)區(qū)糧食生產(chǎn)技術(shù)效率進步與效率損失測度．電子科技大學(xué)學(xué)報 (社科版)，2010，(6):24～28

［9］羅光強，邱溆．提高中國糧食主產(chǎn)區(qū)糧食生產(chǎn)能力的對策．經(jīng)濟縱橫，2013(3):87～91

［10］關(guān)付新．中部糧食主產(chǎn)區(qū)現(xiàn)代糧農(nóng)培育問題研究．農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2010(7):69～77

［11］唐華俊，羅其友．基于比較優(yōu)勢的種植業(yè)區(qū)域結(jié)構(gòu)調(diào)整．中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2001，22(5):34～38

［12］趙波．中國糧食主產(chǎn)區(qū)利益補償機制的構(gòu)建與完善．中國人口·資源與環(huán)境，2011，21(1):85～90