李名峰++孟文輝

摘要：通過(guò)計(jì)算湖北省耕地標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)評(píng)價(jià)耕地綜合質(zhì)量的動(dòng)態(tài)變化，進(jìn)而構(gòu)建C-D生產(chǎn)函數(shù)模型，實(shí)證分析了耕地追加質(zhì)量中各投入因素對(duì)糧食單產(chǎn)的貢獻(xiàn)率。研究表明，化肥與地膜對(duì)糧食單產(chǎn)水平提高的正向效益呈邊際遞減趨勢(shì)，而農(nóng)業(yè)機(jī)械的使用對(duì)糧食單產(chǎn)存在邊際報(bào)酬遞增效應(yīng)。各級(jí)政府應(yīng)通過(guò)購(gòu)買化肥、地膜、農(nóng)機(jī)等農(nóng)技推廣公共服務(wù)，提高耕地追加質(zhì)量，實(shí)現(xiàn)糧食穩(wěn)產(chǎn)高產(chǎn)。

關(guān)鍵詞：耕地追加質(zhì)量；耕地標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)；C-D函數(shù)；政府購(gòu)買公共服務(wù)；湖北省

中圖分類號(hào)：F327 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：0439-8114（2015）17-4380-05

DOI：10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2015.17.069

2014年1月，中共中央、國(guó)務(wù)院發(fā)布的《關(guān)于全面深化農(nóng)村改革加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的若干意見(jiàn)》強(qiáng)調(diào)：“任何時(shí)候都不能放松國(guó)內(nèi)糧食生產(chǎn)，嚴(yán)守耕地保護(hù)紅線，劃定永久基本農(nóng)田，不斷提升農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力，確保谷物基本自給、口糧絕對(duì)安全。”保障糧食安全已成為治國(guó)理政必須長(zhǎng)期堅(jiān)持的基本方針。要保障糧食安全，就必須正確認(rèn)識(shí)耕地與糧食生產(chǎn)之間的關(guān)系。國(guó)內(nèi)學(xué)者在研究糧食生產(chǎn)與耕地關(guān)系時(shí)，形成了耕地資源數(shù)量直接影響糧食生產(chǎn)能力和耕地資源數(shù)量與糧食產(chǎn)量無(wú)關(guān)兩種截然不同的研究觀點(diǎn)[1-4]。提高單位面積耕地糧食產(chǎn)量的重中之重就是切實(shí)提高耕地質(zhì)量。所謂耕地質(zhì)量是指由耕地地力、田間基礎(chǔ)設(shè)施和耕地環(huán)境等構(gòu)成的滿足農(nóng)作物安全和持續(xù)產(chǎn)出的能力，是耕地生產(chǎn)力的標(biāo)度。耕地質(zhì)量包括本底質(zhì)量和追加質(zhì)量?jī)刹糠?，由于耕地本底質(zhì)量由自然屬性決定，是相對(duì)穩(wěn)定而且不易改變的；而追加質(zhì)量是在人為投入或改造，改善管理的條件下形成的，是欠穩(wěn)定的、易變的，并可以較快且長(zhǎng)時(shí)期地作用于糧食生產(chǎn)[5]。因此，要提高糧食產(chǎn)量和糧食單產(chǎn)，應(yīng)著重提高耕地的追加質(zhì)量。為了定量分析耕地追加質(zhì)量對(duì)糧食生產(chǎn)的影響，本文選取我國(guó)糧食生產(chǎn)大省湖北省的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過(guò)計(jì)算“耕地標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)”來(lái)考察耕地質(zhì)量的動(dòng)態(tài)變化，然后構(gòu)建柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)（C-D函數(shù)），結(jié)合偏估計(jì)和嶺回歸分析耕地追加質(zhì)量因素的投入對(duì)糧食單產(chǎn)的影響，并據(jù)此提出提高糧食單產(chǎn)，保障國(guó)家糧食安全的具有針對(duì)性的政策建議。

1 研究對(duì)象區(qū)域概況

湖北省地處我國(guó)地勢(shì)第二級(jí)階梯向第三級(jí)階梯過(guò)渡地帶，國(guó)土面積1 859萬(wàn)hm2，地貌類型多樣，山地、丘陵、崗地和平原兼?zhèn)?。山地約占全省總面積55.5%，丘陵和耕地占24.5%，平原湖區(qū)占20.0%。湖北省屬亞熱帶季風(fēng)性濕潤(rùn)氣候，光照充足，熱量豐富，降水充沛，雨熱同季，年均日照時(shí)數(shù)為1 200～2 200 h，無(wú)霜期230～300 d，年降水量為800～1 600 mm。湖北省是我國(guó)13個(gè)糧食主產(chǎn)區(qū)之一，是國(guó)家推進(jìn)新增千億斤糧食生產(chǎn)能力建設(shè)的重要實(shí)施省份，素有“湖廣熟，天下足”之說(shuō)。2013年，湖北省糧食總產(chǎn)量超過(guò)2 500萬(wàn)t，實(shí)現(xiàn)連續(xù)十年增產(chǎn)。多年來(lái)，中央領(lǐng)導(dǎo)高度重視湖北省的農(nóng)業(yè)發(fā)展，并多次在湖北省發(fā)表有關(guān)糧食生產(chǎn)的重要講話。2013年7月，習(xí)近平總書(shū)記在湖北省考察時(shí)強(qiáng)調(diào)“自力更生任何時(shí)候都不能少，我們自己的飯碗主要要裝自己生產(chǎn)的糧食”。然而，隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展和城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快，和其他省份一樣，湖北省也面臨工業(yè)化和城鎮(zhèn)化蠶食耕地的問(wèn)題，加上不可預(yù)知的、破壞力巨大的自然災(zāi)害影響，要保持湖北省糧食的穩(wěn)產(chǎn)高產(chǎn)難度很大。要提高湖北省的糧食單產(chǎn)，必須努力提高耕地追加質(zhì)量，充分挖掘存量耕地的糧食生產(chǎn)潛力。

2 糧食產(chǎn)量的動(dòng)態(tài)變化分析

1991-2011年湖北省糧食總產(chǎn)量呈現(xiàn)出波浪形的走勢(shì)，介于2 000萬(wàn)～2 500萬(wàn)t之間（圖1）?？傮w而言，可將這20年湖北省糧食產(chǎn)量的變化劃分為以下3個(gè)階段。

第一階段（1991-1997年），湖北省糧食產(chǎn)量穩(wěn)中有升，并在1997年達(dá)到年產(chǎn)2 634.4萬(wàn)t的歷史峰值。這一時(shí)期湖北省農(nóng)業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)出良好的勢(shì)頭，這主要得益于全省各級(jí)政府始終堅(jiān)持把加強(qiáng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)放在政府工作的重要位置，不斷推廣農(nóng)業(yè)生產(chǎn)新技術(shù)，大力推進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化。

第二階段（1998-2003年），湖北省的糧食產(chǎn)量逐年下降，2003年糧食產(chǎn)量降至1 921萬(wàn)t，跌破了2 000萬(wàn)t整數(shù)關(guān)口。這一階段糧食產(chǎn)量下降的主要原因：一是百年不遇特大洪水災(zāi)害、亞洲金融危機(jī)、國(guó)內(nèi)通貨緊縮等外部因素對(duì)糧食生產(chǎn)造成了很大的沖擊；二是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)調(diào)整使一些原來(lái)用于種植糧食的耕地改為種植經(jīng)濟(jì)作物、果樹(shù)或開(kāi)辟為魚(yú)塘等，致使糧食種植面積下降；三是土地出讓市場(chǎng)化改革的推進(jìn)使國(guó)有建設(shè)用地的市場(chǎng)價(jià)值日益凸顯，一些地方政府為了獲取巨額的土地財(cái)政收入，積極推動(dòng)農(nóng)地非農(nóng)化，這也在很大程度上給糧食生產(chǎn)帶來(lái)了負(fù)面影響。

第三階段（2004至今），湖北省糧食產(chǎn)量止跌回升。這一階段，湖北省積極落實(shí)各項(xiàng)種糧補(bǔ)貼政策。2004年開(kāi)始發(fā)放糧食直接補(bǔ)貼，此后又增加了良種補(bǔ)貼、農(nóng)機(jī)購(gòu)置補(bǔ)貼、農(nóng)資增支補(bǔ)貼等。同時(shí)政策性支持還包括限定糧食最低收購(gòu)價(jià)格、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施改善等[6]。這些惠農(nóng)政策有效地調(diào)動(dòng)了廣大農(nóng)民種糧的積極性，推動(dòng)了糧食產(chǎn)量逐步提升。

從湖北省糧食單位面積產(chǎn)量來(lái)看，1991-2011年間，由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)物質(zhì)的投入增加和農(nóng)業(yè)技術(shù)水平的提高，湖北省糧食生產(chǎn)條件逐步改善，這也使得湖北省糧食單位面積產(chǎn)量在波動(dòng)中緩慢提高（圖1）。這20年里湖北省年均糧食單產(chǎn)為5 313 kg/hm2，比全國(guó)同期平均水平高出19%。年均增長(zhǎng)率為1.56%，比全國(guó)同期平均增長(zhǎng)率高0.04%，這說(shuō)明湖北省糧食單產(chǎn)在全國(guó)處于上游水平，糧食單產(chǎn)增長(zhǎng)率大體與全國(guó)平均水平相當(dāng)。

3 耕地質(zhì)量的動(dòng)態(tài)變化分析

本研究采用單位耕地面積產(chǎn)出能力來(lái)衡量耕地質(zhì)量的高低，具體衡量指標(biāo)為耕地標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)。耕地標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)的計(jì)算方法為：耕地標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)=地區(qū)耕地生產(chǎn)力/全國(guó)耕地生產(chǎn)力。

其中，耕地生產(chǎn)力=耕地總產(chǎn)量/耕地面積=播種面積糧食單產(chǎn)×農(nóng)作物復(fù)種指數(shù)[7]。從湖北省1991-2011年耕地標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)的變化（圖2）來(lái)看，1991-1997年間，湖北省的耕地標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)除1993年有小幅回落以外，總體呈上升趨勢(shì)，特別是1995-1997年間提升幅度較大，其主要原因是，1996年國(guó)家決定從當(dāng)年新糧上市起進(jìn)一步提高糧食定購(gòu)價(jià)格，有效地調(diào)動(dòng)了廣大農(nóng)民糧食生產(chǎn)積極性，農(nóng)民主動(dòng)增加了種糧的生產(chǎn)要素投入，從而有效地提高了耕地的生產(chǎn)能力。1998-2011年間，耕地標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)除2009年受國(guó)內(nèi)外復(fù)雜經(jīng)濟(jì)形勢(shì)影響短暫飆升至歷史最高點(diǎn)2.72外，總體上呈波動(dòng)中下降的趨勢(shì)，這主要是因?yàn)榘殡S城鎮(zhèn)化和工業(yè)化進(jìn)程的不斷加快，大量農(nóng)村勞動(dòng)力流向城鎮(zhèn)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動(dòng)力要素配置的減少帶動(dòng)了復(fù)種指數(shù)下降。此外，農(nóng)業(yè)物資（如化肥，地膜等）的長(zhǎng)期大量投入，使其對(duì)基礎(chǔ)地力的提升效用產(chǎn)生了邊際遞減甚至是負(fù)效用。endprint

由于在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)研究中，C-D生產(chǎn)函數(shù)以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)成果為目標(biāo)，描述了農(nóng)業(yè)產(chǎn)出與生產(chǎn)要素之間的關(guān)系，在很大程度上能夠反映農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程的客觀實(shí)際，并且具有可線性化，易于計(jì)算要素投入對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)等優(yōu)點(diǎn)[8]。基于此，本研究將構(gòu)建C-D生產(chǎn)函數(shù)模型分析耕地追加質(zhì)量（即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)物質(zhì)）投入與糧食單產(chǎn)的數(shù)量關(guān)系，解讀耕地質(zhì)量變化對(duì)于糧食生產(chǎn)的影響。由于對(duì)變量取對(duì)數(shù)不會(huì)改變這幾個(gè)變量之間的關(guān)系，而且可以消除變量的量綱，避免出現(xiàn)異方差，且使經(jīng)濟(jì)變量具有彈性含義等優(yōu)點(diǎn)，本研究對(duì)C-D生產(chǎn)函數(shù)取對(duì)數(shù)后得到以下回歸方程：

lnY=A+α1lnMach+α2lnFerti+α3lnIrriga+α4lnLabo+α5lnDisas+α6lnPesti+α7lnMulch+α8lnElectri+ε

式中，Y表示糧食單產(chǎn)；Mach、Ferti、Irriga、Labo、Disas、Pesti、Mulch、Electri分別表示單位播種面積農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、單位播種面積化肥施用量、有效灌溉率、單位播種面積勞動(dòng)力投入量、農(nóng)作物受災(zāi)率、單位播種面積農(nóng)藥施用量、單位播種面積地膜使用量和單位播種面積用電量；α1～α8為各變量的待估參數(shù)，表示各個(gè)解釋變量的生產(chǎn)彈性，A為常數(shù)項(xiàng)；ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。回歸分析的原始數(shù)據(jù)源自歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)農(nóng)業(yè)年鑒》、《湖北統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《新中國(guó)農(nóng)業(yè)60年統(tǒng)計(jì)資料》。

使用SPSS19.0統(tǒng)計(jì)分析軟件，對(duì)上述回歸方程進(jìn)行最小二乘回歸，結(jié)果顯示，回歸方程的F值為22.49，顯著性P值為4.247E-6≈0.000，調(diào)整后的R2值為0.896，說(shuō)明此回歸方程高度顯著，擬合程度較高，能夠較好地解釋湖北省糧食單產(chǎn)變化。但是從各參數(shù)系數(shù)的t值來(lái)看，除了農(nóng)作物受災(zāi)率外，其他變量的t檢驗(yàn)的P值均遠(yuǎn)大于0.05，即系數(shù)不顯著，說(shuō)明回歸模型自變量之間可能存在多重共線性；進(jìn)一步計(jì)算8個(gè)回歸變量的方差擴(kuò)大因子（Variance inflation factor，VIF）值，結(jié)果顯示，8個(gè)自變量中有5個(gè)自變量的方差擴(kuò)大因子值大于10，說(shuō)明回歸方程自變量之間存在嚴(yán)重多重共線性，不宜直接采用普通最小二乘法估計(jì)模型參數(shù)（表1）。

為了克服多重共線性的影響，采用A.E.Hoerl（1970）提出的嶺回歸（Ridge Regression）的方法求解模型參數(shù)[9]。其基本思路為：對(duì)于多元回歸方程Y=X？茁+？著（其中，Y表示因變量矩陣，？茁表示回歸系數(shù)矩陣，？著表示殘差矩陣）其最小二乘估計(jì)為：■=（X′X）-1X′Y，當(dāng)自變量間存在嚴(yán)重的多重共線性時(shí)，X′X≈0，此時(shí)給X′X加上一個(gè)正常數(shù)矩陣D=kI（k為大于0的常數(shù)），那么X′X+KI的接近奇異程度就比X′X的接近奇異程度小很多。用■（k）表示？茁的嶺回歸估計(jì)，k表示嶺參數(shù)，此時(shí)參數(shù)最小二乘估計(jì)為：■（k）=（X′X+KI）-1X′Y，其中k=0時(shí)，嶺回歸估計(jì)退化為普通最小二乘估計(jì)。從嶺回歸的經(jīng)驗(yàn)來(lái)看，k較小時(shí)，■（k）不夠穩(wěn)定，逐漸增大k則會(huì)導(dǎo)致回歸方程的擬合優(yōu)度下降，■（k）趨近于0，因此選取合適的k值十分重要。使用SPSS統(tǒng)計(jì)分析軟件對(duì)因變量和自變量做嶺回歸分析，得到8個(gè)自變量的嶺跡圖。

根據(jù)嶺跡圖對(duì)8個(gè)自變量進(jìn)行篩選，篩選的原則是：剔除系數(shù)比較穩(wěn)定且絕對(duì)值較小的自變量；剔除嶺回歸系數(shù)不穩(wěn)定、震動(dòng)趨于零的自變量；剔除標(biāo)準(zhǔn)化嶺回歸系數(shù)很不穩(wěn)定的自變量[10]。根據(jù)這些原則本研究剔除了lnIrriga、lnLabo、lnPesti、lnElectri 4個(gè)自變量，用因變量與剩余的4個(gè)自變量做嶺回歸，從剩余變量的嶺跡圖可以發(fā)現(xiàn)當(dāng)k=0.42以后，嶺參數(shù)基本趨于穩(wěn)定。此時(shí)，R2=0.847 8仍然較大，因此選定k=0.42做嶺回歸，得到標(biāo)準(zhǔn)化嶺回歸方程：

lnY=0.204 0 lnMach+0.429 9lnFert-0.137 1ln Disas+0.152 3lnMulch。

從嶺回歸方程的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)的符號(hào)可以看出，單位播種面積農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、單位播種面積化肥施用量和單位播種面積地膜使用量對(duì)湖北省糧食單產(chǎn)的提高都具備正向作用，百公頃農(nóng)作物受災(zāi)面積的提高則會(huì)導(dǎo)致湖北省糧食單產(chǎn)降低，回歸系數(shù)的符號(hào)符合回歸方程參數(shù)設(shè)置的預(yù)期，且4個(gè)解釋變量對(duì)糧食單產(chǎn)水平提高的解釋力達(dá)到84.78%。從4個(gè)解釋變量的彈性系數(shù)來(lái)看，在其他因素不變的情況下，單位播種面積農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、單位播種面積化肥用量、百公頃農(nóng)作物受災(zāi)面積和單位播種面積地膜使用量每增加1%，會(huì)帶動(dòng)糧食單產(chǎn)分別提高0.204%、0.430%、-0.137%和0.152%。由于自然災(zāi)害屬于不可預(yù)知因素，因此在本研究中不做具體討論。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)理論，要素貢獻(xiàn)率的計(jì)算公式為：

Rxi/y=■

根據(jù)上述生產(chǎn)彈性和不同時(shí)期糧食產(chǎn)量及各影響因素的變化率，計(jì)算得到單位播種面積農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、單位播種面積化肥施用量和單位播種面積地膜使用量對(duì)湖北省糧食單產(chǎn)增加的貢獻(xiàn)率水平值（表2）。

從表2可以看出，1991-2011年，地膜和化肥的使用對(duì)湖北省糧食單產(chǎn)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率分別為0.87%和6.09%，具有較為明顯的正向作用，這在很大程度上沖減了因農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力流失對(duì)糧食單產(chǎn)帶來(lái)的負(fù)面影響。但值得注意的是，湖北省單位播種面積化肥施用量從1991年的209.19 kg/hm2上升至2011年的443.08 kg/hm2，20年內(nèi)上升兩倍多，而其對(duì)糧食單產(chǎn)的貢獻(xiàn)率卻從1991-2000年的11.11%下降到2001-2011年的2.18%。地膜的使用情況和效果也與此相似，2011年單位播種面積使用量為1991年的1.45倍，而對(duì)糧食單產(chǎn)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率則從1991-2001年的1.48%下降到2002-2011年的0.30%。因此，雖然化肥與地膜對(duì)糧食單產(chǎn)水平提高具有正向效益，但隨著使用量的不斷增加，正向效應(yīng)已呈邊際遞減趨勢(shì)。endprint

現(xiàn)代農(nóng)業(yè)離不開(kāi)機(jī)械作業(yè)，糧食單產(chǎn)的提高也離不開(kāi)農(nóng)業(yè)機(jī)械的使用。湖北省的江漢平原和鄂東沿江平原適合大規(guī)模的農(nóng)業(yè)機(jī)械作業(yè)。為了提高糧食生產(chǎn)效率，多年來(lái)湖北省一直大力推動(dòng)農(nóng)業(yè)機(jī)械化生產(chǎn)的普及，并出臺(tái)政策鼓勵(lì)農(nóng)機(jī)的創(chuàng)新和推廣，還對(duì)農(nóng)機(jī)購(gòu)置實(shí)施了財(cái)政補(bǔ)貼。2011年，湖北省單位播種面積農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力是1991年的將近3倍，為糧食單產(chǎn)的提高打下了良好的基礎(chǔ)?；貧w分析結(jié)果顯示，1991-2011年間單位播種面積農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力對(duì)糧食單產(chǎn)增長(zhǎng)的平均貢獻(xiàn)率為5.05%，尤其應(yīng)該注意的的是1991-2000年的貢獻(xiàn)率為2.22%，2001-2011年的貢獻(xiàn)率為3.74%，這說(shuō)明在1991-2011年的20年間湖北省農(nóng)業(yè)機(jī)械的使用對(duì)糧食單產(chǎn)提高存在邊際報(bào)酬遞增效應(yīng)。

4 提高耕地追加質(zhì)量的對(duì)策建議

從前文分析可知，長(zhǎng)期以來(lái)地膜、化肥、農(nóng)藥等農(nóng)資的粗放投入，已經(jīng)使得這些農(nóng)資對(duì)于耕地追加質(zhì)量的提高的正效應(yīng)呈邊際遞減趨勢(shì)。因此，要實(shí)現(xiàn)糧食的穩(wěn)產(chǎn)高產(chǎn)，必須改善耕地肥料投入結(jié)構(gòu)，改良土壤，增加土壤肥力，有效提高耕地追加質(zhì)量。同時(shí)，盡管農(nóng)業(yè)機(jī)械應(yīng)用對(duì)于湖北省糧食單產(chǎn)的提高影響顯著，但農(nóng)業(yè)機(jī)械推廣還存在農(nóng)機(jī)技術(shù)推廣經(jīng)費(fèi)使用效率低下、推廣人員專業(yè)素質(zhì)偏低、農(nóng)機(jī)推廣技術(shù)與農(nóng)民需求脫節(jié)等問(wèn)題。無(wú)論是提高地膜、化肥、農(nóng)藥等農(nóng)資的使用效率，還是大力推廣農(nóng)機(jī)技術(shù)的使用，都需要構(gòu)建新型、高效、完善的農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣體系加以支撐。

我國(guó)的《農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣法》明確規(guī)定各級(jí)農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣機(jī)構(gòu)屬于公共服務(wù)機(jī)構(gòu)。2012年中央一號(hào)文件《關(guān)于加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新持續(xù)增強(qiáng)農(nóng)產(chǎn)品供給保障能力的若干意見(jiàn)》更是明確指出“農(nóng)業(yè)科技是確保國(guó)家糧食安全的基礎(chǔ)支撐，是突破資源環(huán)境約束的必然選擇，是加快現(xiàn)代農(nóng)業(yè)建設(shè)的決定力量，具有顯著的公共性、基礎(chǔ)性、社會(huì)性”。因此，農(nóng)技推廣服務(wù)具有公益屬性，農(nóng)技推廣服務(wù)屬于公共服務(wù)的范疇。在我國(guó)傳統(tǒng)農(nóng)技推廣服務(wù)體系中，政府長(zhǎng)期扮演著集單一投資主體、直接提供服務(wù)主體和監(jiān)督主體于一身的“三位一體”的角色。新公共管理理論認(rèn)為，政府作為公共服務(wù)供給的監(jiān)督者，就是“掌舵”，作為公共服務(wù)直接供給者，就是“劃槳”，政府的職責(zé)是掌好舵，而不是劃好槳[11]。為了有效提高耕地追加質(zhì)量，實(shí)現(xiàn)糧食的穩(wěn)產(chǎn)、高產(chǎn)，政府在構(gòu)建現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣體系時(shí)，應(yīng)著眼于自身扮演角色的轉(zhuǎn)變，即從直接提供農(nóng)技推廣服務(wù)的“劃槳者”轉(zhuǎn)變?yōu)橄驅(qū)I(yè)機(jī)構(gòu)購(gòu)買農(nóng)技公共服務(wù)的“掌舵者”，專心做好農(nóng)技推廣服務(wù)的購(gòu)買、監(jiān)督和考核評(píng)估工作。政府在購(gòu)買農(nóng)業(yè)技術(shù)服務(wù)過(guò)程中應(yīng)注意合理界定政府購(gòu)買農(nóng)業(yè)技術(shù)服務(wù)的具體項(xiàng)目。由于農(nóng)業(yè)技術(shù)服務(wù)內(nèi)容廣泛，涉及機(jī)構(gòu)眾多、推廣方式多種多樣。對(duì)于那些服務(wù)質(zhì)量和數(shù)量難以評(píng)估和標(biāo)準(zhǔn)化而且競(jìng)爭(zhēng)性不強(qiáng)的項(xiàng)目，不一定適合通過(guò)政府購(gòu)買來(lái)提供，例如《農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣法》列出的關(guān)鍵農(nóng)業(yè)技術(shù)的引進(jìn)、試驗(yàn)、示范；植物病蟲(chóng)害、動(dòng)物疫病及農(nóng)業(yè)災(zāi)害的監(jiān)測(cè)、預(yù)報(bào)和預(yù)防等農(nóng)技公共服務(wù)，仍可由政府農(nóng)技推廣機(jī)構(gòu)直接提供，或通過(guò)立項(xiàng)的方式委托具有相關(guān)資質(zhì)的高等院?；蚩蒲性核鸀樘峁?。對(duì)于服務(wù)資源有限且具有一定競(jìng)爭(zhēng)性的農(nóng)技推廣服務(wù)，諸如農(nóng)業(yè)專業(yè)信息咨詢、農(nóng)業(yè)技術(shù)指導(dǎo)和農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)教育等，則可引入市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制，通過(guò)招投標(biāo)選擇農(nóng)技服務(wù)提供組織或企業(yè)，由中標(biāo)組織或企業(yè)向廣大農(nóng)戶提供標(biāo)書(shū)約定的農(nóng)業(yè)技術(shù)服務(wù)，政府應(yīng)對(duì)中標(biāo)方履約提供農(nóng)技服務(wù)的數(shù)量和質(zhì)量進(jìn)行評(píng)估考核，并根據(jù)考核結(jié)果向中標(biāo)組織或企業(yè)核撥相應(yīng)的農(nóng)技推廣服務(wù)經(jīng)費(fèi)。

參考文獻(xiàn)：

[1] 馬永歡，牛文元.基于糧食安全的中國(guó)糧食需求預(yù)測(cè)與耕地資源配置研究[J].中國(guó)軟科學(xué)，2009（3）：11-16.

[2] 邵曉梅.區(qū)域土地利用變化及其對(duì)糧食生產(chǎn)影響分析——以山東省為例[J].地理科學(xué)進(jìn)展，2003（1）：30-37.

[3] 茅于軾.再論我國(guó)糧食安全問(wèn)題[J].上海財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2004，6（4）：3-6.

[4] 茅于軾.不要再被“糧食危機(jī)論”所誤導(dǎo)[J].神州學(xué)人，2004（9）：20-21.

[5] 倪紹祥，劉彥隨.試論耕地質(zhì)量在耕地總量動(dòng)態(tài)平衡中的重要性[J].經(jīng)濟(jì)地理，1998（2）：83-85.

[6] 王雨濛.湖北省糧食生產(chǎn)灰色關(guān)聯(lián)動(dòng)態(tài)分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2011（6）：81-86.

[7] 鄭海霞，封志明.中國(guó)耕地總量動(dòng)態(tài)平衡的數(shù)量和質(zhì)量分析[J].資源科學(xué)，2003（5）：33-39.

[8] 唐 焱，吳 群，劉友兆，等.基于C-D生產(chǎn)函數(shù)的農(nóng)用地估價(jià)實(shí)證研究[J].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2003（3）：101-105.

[9] HOERL A E，KENNARD R W.Ridge regression： biased estimation for nonorthogonal problems[J].Technometrics，2012，12（1）：55-67.

[10] 何曉群，劉文卿.應(yīng)用回歸分析[M].（第三版）.北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2011.

[11] 歐 文·E·休 斯.公共管理導(dǎo)論[M].北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2004.endprint