提高糧食產(chǎn)量的建議精選(九篇)

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第1篇：提高糧食產(chǎn)量的建議范文

【關(guān)鍵詞】 糖耐量異常 健康教育 產(chǎn)后隨訪率

重視GDM孕婦的規(guī)范化管理，系統(tǒng)教育，提高對疾病的正確認(rèn)識程度，建立健康的生活方式和良好的生活習(xí)慣。重視產(chǎn)后隨訪，提高產(chǎn)后隨訪率，對于減少延緩2型糖尿病的危險性有著重要的意義。研究表明GDM婦女是2型糖尿病的高危人群。①產(chǎn)后隨訪可向患者充分介紹糖尿病的基礎(chǔ)知識，使其對妊娠合并糖尿病的病因、好發(fā)因素、疾病的控制方法、對母兒的影響有充分的了解，最關(guān)鍵的是讓她們清楚妊娠期糖代謝異常與2型糖尿病的危害，這樣，她們就能夠聽從醫(yī)生的建議，主動配合醫(yī)生關(guān)于生活方式的建議，并能夠在規(guī)定的時間完成需要的檢查項目，做到一級或者二級預(yù)防。

1 資料與方法

研究對象 常德市第一中醫(yī)院2007-3至2010-5月在我院住院分娩的妊娠期糖尿病孕婦，年齡在21-40歲之間，孕婦均為足月妊娠，孕周均為37-40W，妊娠期無嚴(yán)重合并癥者，孕期根據(jù)中華醫(yī)學(xué)會妊娠合并糖尿病診治推薦指南（草案）診斷GDM及GIGT共374例，分組對比，兩組不同的宣教形式，產(chǎn)后隨訪例數(shù)進(jìn)行比較，兩組隨訪率，血糖值進(jìn)行比較。

宣教組1：在分娩后出院前發(fā)放書面的宣教材料告知產(chǎn)后42天隨訪目的，意義，重要性及時間。

宣教組2：孕期定期課堂教育，并在門診和病房分別設(shè)置宣傳板宣傳相關(guān)內(nèi)容，告知產(chǎn)后隨訪。

宣教組2的具體宣教內(nèi)容：進(jìn)行系統(tǒng)課堂教育，課堂教育內(nèi)容包括糖尿病的基本知識、飲食控制的原則、個體化飲食指導(dǎo)、適合孕婦的運(yùn)動形式、合理的胰島素治療、正確的自我監(jiān)測血糖方法，產(chǎn)后隨訪的必要性和重要性。具體隨訪流程見表后（1-10）

研究方式及診斷標(biāo)準(zhǔn)

專人收集資料

評價標(biāo)準(zhǔn)采用國際OGTT診斷標(biāo)準(zhǔn)②（5分鐘內(nèi)口服75g葡萄糖的液體300ml，分別測定服糖前、服用后1小時，2小時，3小時的靜脈血糖），血脂及胰島素水平的檢測。

統(tǒng)計分析方式：兩組之間采用卡方及精確概率檢驗進(jìn)行統(tǒng)計學(xué)處理

2 結(jié)果

表1兩組不同教育形式隨訪率的比較，表1顯示課堂授課教育形式產(chǎn)后隨訪率明顯高于發(fā)放書面材料形式，經(jīng)過統(tǒng)計學(xué)處理有顯著性差異。

表1 兩組不同教育形式隨訪率的比較（例）

X2=77.57

P＜0.001

表2兩組空腹血糖比較

表2顯示OGTT實驗空腹血糖值結(jié)果沒有顯著性差異

表 2兩組空腹血糖比較

Fisher， s

Exact 檢驗 X2= 0.097

P=0.756

表3兩組餐后血糖比較

表3顯示OGTT實驗服糖后兩小時結(jié)果經(jīng)過統(tǒng)計學(xué)處理有顯圓鉅?表3兩組餐后血糖比較

X2=4.671

P=0.031 轉(zhuǎn)貼于

常德市一中醫(yī)院妊娠合并糖尿病代謝異常產(chǎn)后隨訪流程如下：

（1）介紹隨訪的醫(yī)生和隨訪的重要性。

（2）填寫隨訪登記本。

（3）填寫隨訪表格。

（4）了解并指導(dǎo)產(chǎn)后飲食、運(yùn)動、哺乳方式及避孕等問題，同時了解孕期發(fā)生的其他并發(fā)癥的恢復(fù)情況。

（5）了解新生兒的飲食情況及體重增長情況。

（6）體格檢查內(nèi)容：體重、腰圍、臀圍。

（7）化驗：測定血脂，行OGTT檢查。

（8）其他檢查：如孕期曾有眼底改變，建議復(fù)查眼底情況等。

（9）由隨訪醫(yī)生通知患者檢查結(jié)果，并針對不同的檢查結(jié)果對其提出相應(yīng)的建議：①如血糖及胰島素水平為輕度異常者，調(diào)整生活方式，并建議半年后繼續(xù)內(nèi)科就診，并繼續(xù)監(jiān)測血糖情況；②如血糖及胰島素水平已恢復(fù)正常者，建議產(chǎn)后1-2年再復(fù)診1次；③如血糖結(jié)果

明顯異常，達(dá)到糖尿病的診斷標(biāo)準(zhǔn)者，補(bǔ)充診斷其為糖尿病合并妊娠，必要時其診斷為糖尿病合并妊娠，必要時進(jìn)行藥物治療。

（10）密切關(guān)注糖代謝異常孕婦子代的生長發(fā)育。

3 討論

課堂授課教育形式提高了產(chǎn)后隨訪率

（1）對妊娠期糖尿病血糖的系統(tǒng)管理非常重要；

（2）產(chǎn)后及時隨訪監(jiān)測血糖非常重要；

（3）平時養(yǎng)成良好的生活習(xí)慣，注意飲食的合理性，有意識的加強(qiáng)體育鍛煉，控制體重增長，保持心情愉悅對一些慢性疾病的發(fā)病有直接相關(guān)性。[3]

明確診斷早期干預(yù)

通過產(chǎn)后隨訪監(jiān)測血糖可以及時對血糖異常者做出診斷，轉(zhuǎn)到內(nèi)分泌科就診，能得到及時治療，減少和延緩糖尿病并發(fā)癥的發(fā)生。

強(qiáng)化產(chǎn)后隨訪的意識

4 小結(jié)

糖尿病授課教育提供了GDM孕婦了解認(rèn)識疾病知識的平臺，改變了其不健康的生活習(xí)慣，提高合理飲食理念，重視產(chǎn)后隨訪，進(jìn)一步提高了產(chǎn)后隨訪率，完善了GDM的系統(tǒng)管理。對減少和延緩發(fā)生2型糖尿病的危險性有著重要意義。

參 考 文 獻(xiàn)

[1]楊慧霞，徐先明，孫偉杰等.妊娠期糖尿病對母親的遠(yuǎn)期影響及產(chǎn)后隨訪.妊娠合并糖尿病-臨床實踐指南.北京: 人民衛(wèi)生出版社，2008，(16):243-249.

第2篇：提高糧食產(chǎn)量的建議范文

本文以陜西省2000-2010年糧食產(chǎn)量及相關(guān)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運(yùn)用灰色關(guān)聯(lián)分析GM（0，N）模型，從傳統(tǒng)投入與農(nóng)業(yè)政策兩方面，分別分析影響陜西省糧食產(chǎn)量的主要因素。結(jié)果顯示，農(nóng)副產(chǎn)品收購價格和有效灌溉面積是影響陜西省糧食產(chǎn)量的最主要因素。從而對相關(guān)部門提出針對性的政策建議：完善糧食價格政策，保證農(nóng)民收入，提高農(nóng)民種糧積極性；加強(qiáng)農(nóng)田水利基礎(chǔ)建設(shè)，提高農(nóng)業(yè)有效灌溉面積；充分利用現(xiàn)代化手段，提高農(nóng)村勞動力素質(zhì) ；建立健全糧食風(fēng)險防范機(jī)制。

【關(guān)鍵詞】

糧食產(chǎn)量；因素分析；灰色關(guān)聯(lián)分析

一、引言

近些年來，陜西省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展，特別是糧食生產(chǎn)相對穩(wěn)定。然而陜西省不在國家確定的糧食主產(chǎn)區(qū)范圍之內(nèi)，穩(wěn)定和發(fā)展糧食生產(chǎn)要靠自己努力。而且糧食生產(chǎn)過程受到多方面因素影響，并且部分因素已知，部分未知或不確定。因此，對影響陜西省糧食生產(chǎn)的主要因素進(jìn)行科學(xué)合理的分析，進(jìn)而有針對性地采取措施，對保障陜西省糧食產(chǎn)量安全是非常有必要的。

灰色系統(tǒng)理論正好著重研究此類“小樣本，貧信息”的不確定性問題，著重研究“外延明確，內(nèi)涵不明確”的對象。因此對陜西省糧食產(chǎn)量影響因素進(jìn)行灰色關(guān)聯(lián)分析，更具有科學(xué)性。

1、灰色關(guān)聯(lián)分析方法

3、影響因素GM（O，N）動態(tài)關(guān)聯(lián)分析

以數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，根據(jù)灰色關(guān)聯(lián)度分析方法的思路和步驟，建立陜西省糧食生產(chǎn)因素灰色關(guān)聯(lián)度分析模型，分別計算得出主要傳統(tǒng)投入因素和主要農(nóng)業(yè)政策投入因素動態(tài)關(guān)聯(lián)結(jié)果。

三、結(jié)論及建議

由實證分析顯示，影響陜西省糧食產(chǎn)量的主要因素是農(nóng)副產(chǎn)品收購價格、農(nóng)田有效灌溉面積、農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、生產(chǎn)資料價格和鄉(xiāng)村從事第一產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人員。因此從這幾方面提出以下合理對策及建議，以供有關(guān)部門參考。

1、完善糧食價格政策，保證農(nóng)民收入，提高農(nóng)民種糧積極性

價格支持手段是政府對農(nóng)業(yè)采取的最直接、最有效的保護(hù)措施。然而陜西省甚至我國尚未形成穩(wěn)定有效的農(nóng)業(yè)價格體系。因此，陜西省應(yīng)該制定實施糧食最低保護(hù)價格制度、穩(wěn)定價格制度以及價差補(bǔ)貼制度等價格扶持政策；而在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料方面，雖然取消了農(nóng)業(yè)稅，但是化肥農(nóng)藥的價格卻大幅度的增高，使得種糧成本也大幅提高。因此政府相關(guān)部門應(yīng)采取措施調(diào)節(jié)控制農(nóng)用產(chǎn)品的價格，降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，保證農(nóng)民在扣除糧食生產(chǎn)成本后有一定的盈余，這樣才能更好調(diào)動糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)民種糧的積極性，達(dá)到提高糧食產(chǎn)量的目的。

第3篇：提高糧食產(chǎn)量的建議范文

徐州地區(qū)土地人口承載力變動分析

從區(qū)域土地承載力變動情況來看，糧食產(chǎn)量是影響土地承載力的關(guān)鍵。因此，提高區(qū)域土地承載力的關(guān)鍵是合理利用土地資源，提高糧食產(chǎn)量。

（一）徐州地區(qū)糧食產(chǎn)量時間序列分析

針對徐州市2002—2009年的糧食產(chǎn)量作時間序列數(shù)據(jù)分析。首先對數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗，檢驗數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。利用Eviews6對糧食產(chǎn)量采用ADF方法檢驗進(jìn)行單位根檢驗。ADF值和P值顯示原序列為非平穩(wěn)序列，存在單位根，需要進(jìn)行差分處理（如表1）。對糧食產(chǎn)量進(jìn)行差分后再行單位根檢驗，ADF和P值顯示，一階差分序列數(shù)據(jù)為平穩(wěn)序列，因此，產(chǎn)量（CL）序列為一階單整。說明進(jìn)入21世紀(jì)后，徐州地區(qū)的糧食產(chǎn)量整體上是相對平穩(wěn)的。但是，區(qū)域糧食總產(chǎn)量與耕地面積、糧食播種面積密切相關(guān)。

1995年以來，徐州耕地面積始終保持在60萬公頃（9，000,000畝）左右，相對比較穩(wěn)定。糧食播種面積自1995年至1998年間穩(wěn)中有升，但1999年到2003年持續(xù)下降，2003年到達(dá)低谷，糧食播種面積為46.579萬公頃（6,986,850畝），導(dǎo)致2003年糧食總產(chǎn)量僅210.44萬噸，創(chuàng)歷來最低水平；自2003年至2008年又大幅回升，糧食產(chǎn)量也開始又穩(wěn)步上升（如圖2）。究其原因，1999—2003年期間，受政府退耕還林工程、城市擴(kuò)建和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)占用耕地等因素的影響，全國耕地面積減少0.1373億公頃（2.06億畝）；與此同時，糧價低迷嚴(yán)重的影響了農(nóng)民種植糧食作物的積極性，糧食產(chǎn)量逐年減少。對于徐州市來說，1999—2003年期間耕地面積也有所減少，但并不明顯，糧食產(chǎn)量主要受糧食播種面積的影響，糧食播種面積的大量減少是由于糧價低迷影響農(nóng)民種植糧食作物的積極性，經(jīng)濟(jì)作物的播種面積大大提高，因此，糧食產(chǎn)量大大減少至最低谷。

2004—2008年，區(qū)域糧食播種面積與糧食產(chǎn)量逐年增加。這與同期國家的政策直接相關(guān)。2004年開始，中央對“三農(nóng)”問題高度重視，出臺了糧食直補(bǔ)、增加農(nóng)業(yè)財政支出、取消農(nóng)業(yè)稅等各項惠農(nóng)政策，使糧食播種面積大幅回升。糧食產(chǎn)量也穩(wěn)步增長，區(qū)域土地承載力也不斷提高。

（二）影響土地人口承載的因素分析

區(qū)域土地人口承載力是通過糧食產(chǎn)量來反映的。因此，對區(qū)域土地人口承載力的分析，主要是對糧食產(chǎn)量的分析。影響糧食產(chǎn)量的因素非常復(fù)雜，不考慮其中的客觀因素，影響因素主要有勞動力（LD）、化肥施用量（HF）、機(jī)械總動力（JX）、播種面積（BZ）、有效灌溉面積（GM）、農(nóng)業(yè)產(chǎn)值（NC）。將這些影響因素進(jìn)行相關(guān)分析（如表2）。從表中可以看出，這些因素不僅對糧食產(chǎn)量產(chǎn)生影響，同時他們之間也還存在著相互影響。按照統(tǒng)計分析理論，當(dāng)相關(guān)系數(shù)小于0.3時非常弱相關(guān)或不相關(guān)；介于0.3和0.5之間為低度相關(guān)；0.5和0.8之間中度相關(guān)；大于0.8時具有高度相關(guān)。據(jù)此，糧食產(chǎn)量與播種面積、機(jī)械總動力高度相關(guān)；與化肥施用量、勞動力、農(nóng)業(yè)產(chǎn)值中度相關(guān),其中與勞動力呈負(fù)相關(guān)；與有效灌溉面積低度相關(guān)。因此，可以將有效灌溉面積剔除。同時，為了分析糧食產(chǎn)量與各影響因素之間的相互的長期影響關(guān)系，在相關(guān)關(guān)系分析的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整分析（如表3）。協(xié)整關(guān)系檢驗表明糧食產(chǎn)量與播種面積、機(jī)械總動力和勞動力之間關(guān)系平穩(wěn)，可以建立協(xié)整關(guān)系。以徐州地區(qū)歷史統(tǒng)計數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，可以利用Eviews6建立糧食產(chǎn)量與播種面積、機(jī)械總動力和勞動力之間的函數(shù)關(guān)系如下：x1為播種面積，x2為機(jī)械總動力，x3為勞動力；E為計算殘差。

為保證關(guān)系的嚴(yán)密性，對函數(shù)關(guān)系中的殘差進(jìn)行單位根檢驗（如表4）。單位根檢驗表明，在糧食產(chǎn)量與播種面積、機(jī)械總動力和勞動力的函數(shù)關(guān)系中，殘差E1、E2平穩(wěn)，而E3不平穩(wěn)。因此在上述關(guān)系中，糧食產(chǎn)量與播種面積、機(jī)械總動力正相關(guān)，而與勞動力的關(guān)系偏差不穩(wěn)定。說明對糧食產(chǎn)量影響最直接的是糧食播種面積和機(jī)械化總動力。因此，徐州地區(qū)影響土地人口承載力最直接的因素是糧食播種面積和機(jī)械化程度。推動徐州社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展，提高區(qū)域土地人口承載力的關(guān)鍵是確保耕地面積，確保糧食播種面積穩(wěn)中有升。

第4篇：提高糧食產(chǎn)量的建議范文

    一、水利建設(shè)投入概況

    改革開放以來,我國水利基本建設(shè)投資,除部分年份的波動外,總體保持著上升趨勢。同時,投資增長具有明顯的階段性。第一階段為1980年至1988年間,該階段的投資總量較小,但是始終保持穩(wěn)定的增長。第二階段為1989年至1999年間,該階段呈強(qiáng)勁增長態(tài)勢。投資總量增長快、增幅大。投資總額由1989年的29.5億元增長到1999年的536.5億元,在增速上,該階段每年均比上年有較大幅度提高,其中,有5年的增幅都在36%以上,平均增幅為33.36%。第階段為2000年至2005年間,該階段雖然投資總量大,但投資增長極為緩慢,處于徘徊增長階段。第四階段為2006年至2010年間,其中,2008年爆發(fā)世界性金融危機(jī)后,我國政府采取了大規(guī)模投資政策,2009年和2010年水利投資增幅明顯。

    二、水利建設(shè)投入對糧食生產(chǎn)影響的實證分析

    (一)水利建設(shè)的總投入與糧食生產(chǎn)實證分析

    首先,從總體上分析農(nóng)業(yè)水利建設(shè)投入對糧食產(chǎn)量的相關(guān)性。選用1991-2010年的農(nóng)業(yè)水利建設(shè)投入和糧食產(chǎn)量兩組基礎(chǔ)數(shù)據(jù),利用Eviews軟件,計量分析出兩者的相關(guān)系數(shù)為0.687345,初步說明農(nóng)業(yè)水利建設(shè)投入與糧食產(chǎn)量有較大的相關(guān)性。接下來,為了更精確地分析出農(nóng)業(yè)水利建設(shè)投入對糧食產(chǎn)量的相關(guān)程度,構(gòu)建簡單的一元函數(shù):Y=f(X)=AX^a,其中,Y表示糧食產(chǎn)量(三萬噸),X表示農(nóng)業(yè)水利建設(shè)投入(三億元),A為農(nóng)業(yè)水利建設(shè)投入的產(chǎn)出彈性。為了使數(shù)據(jù)更準(zhǔn)確便于研究分析,將選用的兩組數(shù)據(jù)統(tǒng)一成萬單位并取對數(shù),然后模型轉(zhuǎn)化為:LnY=A+aLnX,繼續(xù)運(yùn)用Eviews軟件進(jìn)行回歸分析,得到如下結(jié)果:LnY=0.041496526LnX+10.14848646(3.527451788)(56.60191683)從回歸的效果看,方程擬合的效果一般,擬合度不高,調(diào)整后的R^2為0.375881078但從變量的檢驗情況來看,農(nóng)業(yè)水利建設(shè)投入的t檢驗值通過檢驗,說明農(nóng)業(yè)水利建設(shè)投入的確是糧食產(chǎn)量的影響因素,但并非唯一的影響因素,糧食產(chǎn)量還會受到勞動力、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資、糧食播種面積等因素的影響,所以方程的擬合度并不高。

    (二)農(nóng)業(yè)水利建設(shè)投入的不同要素對糧食生產(chǎn)的實證分析

    上文從總體上論證了農(nóng)業(yè)水利建設(shè)投入對糧食產(chǎn)量有較大影響,但農(nóng)業(yè)水利建設(shè)投入涉及諸多要素,各個方面對糧食產(chǎn)量的影響也不盡相同,接下來進(jìn)一步分析農(nóng)業(yè)水利建設(shè)投入的不同因素對糧食產(chǎn)量的不同影響程度,以了解我國農(nóng)業(yè)水利建設(shè)投入的要素所產(chǎn)生的不同效果,進(jìn)而提出相應(yīng)的對策建議。我國農(nóng)業(yè)水利建設(shè)主要指在農(nóng)業(yè)中興建水利工程設(shè)施并對水資源在農(nóng)業(yè)上的利用進(jìn)行科學(xué)管理。它包括:灌溉、排水,調(diào)水,防洪,保護(hù)水源,水土保持,改良鹽堿地、沼澤地、草場和沙漠,以及農(nóng)村水電站與水力動力站、農(nóng)村水運(yùn)、水面綜合利用、農(nóng)村居民供水等方面的建設(shè)和管理。為了便捷有效地進(jìn)行量化分析,筆者選取有效灌溉面積、鄉(xiāng)村辦水電站裝機(jī)容量、水庫總量等作為農(nóng)業(yè)水利建設(shè)投入的不同要素,建立生產(chǎn)函數(shù)模型,來具體分析農(nóng)業(yè)水利建設(shè)投入的不同方面對糧食生產(chǎn)的不同影響。

    1.模型設(shè)定

    生產(chǎn)函數(shù)是指在一定時期內(nèi),在技術(shù)水平不變的情況下,在生產(chǎn)過程中各種生產(chǎn)要素數(shù)量與最大產(chǎn)量之間的關(guān)系。其中,柯布一道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)最具有經(jīng)濟(jì)解釋能力,符合文章的研究需要。

    2.數(shù)據(jù)來源

    農(nóng)業(yè)產(chǎn)出數(shù)據(jù)、農(nóng)業(yè)水利建設(shè)投入數(shù)據(jù)及要素投入數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒2010》、《中國水利公報》、《中國統(tǒng)計年鑒2011》。其中農(nóng)業(yè)產(chǎn)出以糧食產(chǎn)量為標(biāo)準(zhǔn),農(nóng)業(yè)水利建設(shè)投入的要素很多,為了便于量化收集數(shù)據(jù),進(jìn)行有效的統(tǒng)計分析,選取了有效灌溉面積、鄉(xiāng)村辦水電站裝機(jī)容量和水庫總量為標(biāo)準(zhǔn)。同時,根據(jù)模型的需要,即結(jié)果的精確性,將組不同的水利建設(shè)投入要素原始數(shù)據(jù)統(tǒng)一為萬單位并取對數(shù),得出相應(yīng)的對數(shù)值。

    3.經(jīng)濟(jì)計量及結(jié)果分析

    按照柯布一道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)對數(shù)線性模型,調(diào)整后的相關(guān)數(shù)據(jù),運(yùn)用E-VIEWS統(tǒng)計軟件進(jìn)行回歸分析,得出模型如下:LnY=9.170651302+0.381245225LnX1(2.573366)(1.641656)+0.05815745LnX2-0.869252221LnX3(1.209995)(-1.4119)從回歸效果看,調(diào)整后的R^2為0.40981825,方程擬合效果良好,基本上與農(nóng)業(yè)水利建設(shè)投入對糧食產(chǎn)量回歸分析的擬合效果一致。從各個變量的檢驗情況看,有效灌溉面積、鄉(xiāng)村辦水電站裝機(jī)容量和水庫總量的t檢驗值均通過檢驗。并且有效灌溉面積的生產(chǎn)彈性系數(shù)為0.381245225,說明有效的灌溉對農(nóng)作物生長有顯著的推動作用,有效灌溉面積的提高能有效地促進(jìn)糧食產(chǎn)量的增長。而鄉(xiāng)村辦水電站裝機(jī)容量的生產(chǎn)彈性系數(shù)為0.05815745,說明鄉(xiāng)村水電站建設(shè)也有助于提高糧食產(chǎn)量,但它小于有效灌溉面積的彈性系數(shù),這表明鄉(xiāng)村辦水電站裝機(jī)容量的提高對糧食產(chǎn)量的促進(jìn)作用不如有效灌溉面積對糧食產(chǎn)量的促進(jìn)作用明顯。也表明我國鄉(xiāng)村辦水電站的作用還沒有充分發(fā)揮出來,對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)不明顯,需要繼續(xù)有效地加大鄉(xiāng)村辦水電站的建設(shè)。而水庫總量的彈性系數(shù)為-0.869252221,說明水庫總量和糧食產(chǎn)量是負(fù)相關(guān)關(guān)系,即水庫總量的增加反而不利于糧食產(chǎn)量的提高。這主要是因為我國現(xiàn)階段的水庫建設(shè)比較落后,全國水庫總量較少,其中,主要用于工業(yè)用水和城市用水的大型水庫占了較大的比重,而主要用于防洪防災(zāi)和農(nóng)田灌溉的水庫總量很少。因此,我國現(xiàn)階段的水庫建設(shè)非但沒有促進(jìn)糧食產(chǎn)量在增長還對其產(chǎn)生了制約。

第5篇：提高糧食產(chǎn)量的建議范文

糧食安全始終是關(guān)系我國國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會穩(wěn)定和國家自立的全局性重大戰(zhàn)略問題［1］。面對2008年前后的世界糧食危機(jī)和我國糧食生產(chǎn)的新情況，2008年11月13日，國務(wù)院通過了《國家糧食安全中長期規(guī)劃綱要(2008－2020年)》。此規(guī)劃明確提出“集中力量建設(shè)一批基礎(chǔ)條件好、生產(chǎn)水平高和糧食調(diào)出量大的核心產(chǎn)區(qū)”。在此背景下，河南、吉林、黑龍江等省份陸續(xù)成為了國家的糧食生產(chǎn)核心區(qū)。于是，一個問題擺在了政府部門和學(xué)術(shù)界的面前:糧食核心區(qū)省份是否應(yīng)該大力推進(jìn)工業(yè)化?事實上，通過中部崛起和東北老工業(yè)基地振興等戰(zhàn)略的實施，可以看到國家高層對這些省份推進(jìn)工業(yè)化始終給予了積極支持的態(tài)度。然而，一些官員和學(xué)者卻對此給予了否定的觀點，甚至有人明確指出:讓沿海工業(yè)發(fā)達(dá)地區(qū)或內(nèi)地一些工業(yè)城市去發(fā)展工業(yè)，糧食主產(chǎn)區(qū)則“專心”務(wù)農(nóng)［2］。這種觀點使這些糧食核心區(qū)省份在一些具體政策或?qū)嶋H利益上受到了影響。這里暫且不去評價這種觀點的對錯，但有一些事實不容忽視:工業(yè)化是一個地區(qū)實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長與現(xiàn)代化的必然途徑［3］，除此之外依靠中央財政轉(zhuǎn)移支付和提高糧食價格實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長和現(xiàn)代化的建議并不現(xiàn)實;與此同時，這些地區(qū)的人民都有快速實現(xiàn)富裕的愿望，在市場經(jīng)濟(jì)的規(guī)律下自然地選擇了發(fā)展工業(yè)的道路;再者，這些地區(qū)都已具備較好的工業(yè)基礎(chǔ)，而且大多具有明顯的區(qū)位優(yōu)勢(如河南等省份就處于中國中部)。這些事實讓很多人相信，人為阻礙糧食核心區(qū)省份的工業(yè)化進(jìn)程可能會產(chǎn)生負(fù)面的影響，同時也達(dá)不到預(yù)期的效果。

由此，非常有必要深入地研究上述問題。糧食核心區(qū)是否應(yīng)該大力推進(jìn)工業(yè)化，歸根結(jié)底是要回答工業(yè)化是否會影響糧食生產(chǎn)。持上述否定觀點的學(xué)者就是認(rèn)為，工業(yè)化會對糧食生產(chǎn)產(chǎn)生負(fù)面影響。其邏輯很簡單:工業(yè)化就要占用耕地，耕地減少就意味著糧食產(chǎn)量的減少［4］，這是一個最普遍的理由;與此同時還有學(xué)者指出，工業(yè)化還要占用優(yōu)秀人力資源，這意味著糧食生產(chǎn)效率的下降［5］。然而，事實一定是這樣嗎?換句話說，工業(yè)化就沒有對糧食生產(chǎn)的積極影響嗎?這種積極影響的作用不能超過其負(fù)面影響嗎?本文將對此會給予明確的回答。本文研究的目的是，準(zhǔn)確衡量工業(yè)化與糧食產(chǎn)量之間的關(guān)系。當(dāng)然本文具有一定的傾向性，希望證明在一定條件下工業(yè)化對糧食生產(chǎn)存在積極作用，即推進(jìn)工業(yè)化可以提高糧食產(chǎn)量，以此給糧食核心區(qū)省份推進(jìn)工業(yè)化提供依據(jù)。

截至目前，僅僅有為數(shù)不多的學(xué)者對工業(yè)化與糧食生產(chǎn)(或糧食安全)的關(guān)系給予了研究?？梢韵氲降氖?，相對多的學(xué)者得出了負(fù)相關(guān)的結(jié)論。史春［2］認(rèn)為，我國的糧食主產(chǎn)區(qū)不去致力發(fā)展工業(yè)，可以節(jié)省大量耕地，以確保我國的糧食安全。劉志雄等［6］的實證研究結(jié)果顯示，我國工業(yè)化對糧食綜合生產(chǎn)能力的正外部性被負(fù)外部性所抵消，最終表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)，這種影響主要是通過糧食播種面積和農(nóng)民種糧積極性這兩個重要因素來表現(xiàn)。曹利群［7］研究了工業(yè)先行區(qū)(浙江、江蘇等)工業(yè)化進(jìn)程，認(rèn)為其工業(yè)化是以破壞糧食生產(chǎn)為代價的。而崔亞平［8］研究認(rèn)為，工業(yè)部門和農(nóng)業(yè)部門在水與地的爭奪戰(zhàn)中，與工業(yè)相比附加值較低的農(nóng)業(yè)被逼到了極限境地。與此同時，我們還能看到一些認(rèn)為工業(yè)化能夠推動糧食生產(chǎn)的積極觀點。王澤填和林擎國［9］研究認(rèn)為，從短期看，工業(yè)化和糧食生產(chǎn)存在此消彼長的關(guān)系，但從長期看糧食生產(chǎn)和工業(yè)化是統(tǒng)一的。曾靖［10］研究認(rèn)為，在工業(yè)化進(jìn)程中，我國把現(xiàn)代工業(yè)化的成果用于農(nóng)業(yè)，在糧食生產(chǎn)中不斷增加機(jī)械、電力、化肥、農(nóng)藥等現(xiàn)代化生產(chǎn)要素的使用量，促進(jìn)了糧食生產(chǎn)能力和效率的提高。而《求是》雜志社總編室聯(lián)合調(diào)研組在對河南省進(jìn)行調(diào)研后認(rèn)為，河南的實踐證明工業(yè)化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化可以并行不悖、彼此兼顧。另外，陳紅梅［12］通過計量方法對此問題給予了研究，結(jié)果顯示:工業(yè)化程度每增加一個百分點，會帶動糧食產(chǎn)量增加約10.8%。整體上看，關(guān)于工業(yè)化與糧食產(chǎn)量關(guān)系的研究是相對有限的，且定量的研究更加不足。所以，本文希望通過對歷史事實的總結(jié)，同時利用數(shù)理和計量的方法，對此問題給予全面而客觀的研究。而且，本文也認(rèn)為，糧食核心區(qū)省份不可能無極限的推進(jìn)工業(yè)化。如上所說，本文研究的傾向性在于希望證明在一定條件下工業(yè)化對糧食生產(chǎn)存在積極作用。對此，本文將做一個開創(chuàng)性的工作，即提出計算上述工業(yè)化對糧食生產(chǎn)存在積極作用的條件的方法，并依據(jù)此方法對6個糧食核心區(qū)省份進(jìn)行相應(yīng)的計算。這個計算結(jié)果可以顯示，在工業(yè)化達(dá)到什么程度以前，這些省份可以大力推進(jìn)工業(yè)化。

一、現(xiàn)象描述與理論假設(shè)

如上所述，一些學(xué)者和政府官員基于工業(yè)化會占用農(nóng)村耕地和人力資源的認(rèn)識而認(rèn)為工業(yè)化對糧食產(chǎn)量存在負(fù)作用。然而，一些歷史的或現(xiàn)代的事實卻提供了相反的例證。從發(fā)達(dá)國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)代化歷程來看:工業(yè)化水平快速提高的過程恰恰也是農(nóng)產(chǎn)品日益豐富的過程，這是當(dāng)今世界發(fā)達(dá)國家工業(yè)化進(jìn)程中的普遍規(guī)律［13］。如美國、加拿大、法國、荷蘭、澳大利亞、新西蘭等國家，它們既是發(fā)達(dá)的工業(yè)國，也是發(fā)達(dá)的農(nóng)業(yè)國，都沒有因推進(jìn)工業(yè)化而削弱農(nóng)業(yè)［14］。以美國為例，美國不僅是全球最大的工業(yè)化國家，也是最大的農(nóng)業(yè)發(fā)達(dá)國家，其糧食生產(chǎn)和出口在全球糧食市場中具有舉足輕重的地位。在全球玉米出口中，美國占比更是高達(dá)54%左右［15］。美國西部曾是工業(yè)與農(nóng)業(yè)都相對落后的地區(qū)，而工業(yè)化進(jìn)程中引發(fā)的技術(shù)創(chuàng)新與發(fā)明帶動了美國西部地區(qū)糧食產(chǎn)量的快速增長，種子改良、機(jī)械化農(nóng)具的發(fā)明以及農(nóng)業(yè)機(jī)械的改進(jìn)和廣泛運(yùn)用，大大提高了生產(chǎn)效率，從根本上改變了美國西部的農(nóng)業(yè)面貌和經(jīng)濟(jì)地位，使之成為美國乃至全世界的大糧倉［16］。事實表明，美國工業(yè)化高速發(fā)展的階段也恰恰是糧食生產(chǎn)加速增長的階段。再把視線放到國內(nèi)，以河南省為例。在此以實際數(shù)據(jù)說明問題，選取河南省1978－2011年糧食總產(chǎn)量與工業(yè)化率①的時間序列數(shù)據(jù)做出趨勢圖(見圖1)。如圖1所示，1978－2011年河南省工業(yè)化水平與糧食產(chǎn)量均表現(xiàn)出連續(xù)增長的趨勢，呈現(xiàn)出一定的正相關(guān)關(guān)系。自2000年以來，河南省工業(yè)化進(jìn)程不斷加快，工業(yè)化率穩(wěn)步提高，年均增長約兩個百分點，工業(yè)在全省經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的地位日益突出。與此同時，河南糧食總產(chǎn)絕對量也穩(wěn)中有增，占全國比重逐步提高，盡管糧食總產(chǎn)量曲線在2003年出現(xiàn)凹點，與2002年相比減少了700萬噸(主要是由于2003年秋季，河南省遭遇了罕見的洪澇災(zāi)害，致使秋季農(nóng)作物大幅度減產(chǎn))，但是2003年之后的每一年，糧食總產(chǎn)量均平穩(wěn)快速增長，并連續(xù)十年穩(wěn)居全國首位，在全國糧食供給格局中的戰(zhàn)略地位更加鞏固。由此可以證明:作為全國糧食生產(chǎn)大省，河南在加快推進(jìn)工業(yè)化發(fā)展過程中，并沒有以犧牲糧食生產(chǎn)為代價，反而呈現(xiàn)出糧食產(chǎn)量不斷攀升，工業(yè)化率持續(xù)提高的良好局面。換句話說，工業(yè)化與農(nóng)業(yè)糧食生產(chǎn)是可以實現(xiàn)互動雙贏的。基于上面描述的事實，本文認(rèn)為，在一定條件下工業(yè)化可以與糧食產(chǎn)量具有正相關(guān)關(guān)系，也就是工業(yè)化可以在整體上促進(jìn)糧食產(chǎn)量的提高。這就是本文的理論假設(shè)。至于為什么會有這樣的現(xiàn)象，本文相信它是多個復(fù)雜因素綜合作用的結(jié)果，這些因素主要包括:工業(yè)的持續(xù)發(fā)展，通過農(nóng)藥、化肥、農(nóng)資機(jī)械、新型種子等要素的不斷投入，可以加快農(nóng)業(yè)的技術(shù)改造和集約化經(jīng)營［17］;高新技術(shù)的開發(fā)和運(yùn)用，拉長了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈條，增加了農(nóng)產(chǎn)品附加值，為農(nóng)產(chǎn)品提供更加廣闊的市場需求;工業(yè)化的推進(jìn)還可以為農(nóng)業(yè)人才培育提供必要的資金和技術(shù)支持，為轉(zhuǎn)移農(nóng)村富余勞動力提供更多的就業(yè)空間等。另外，值得一提的是，盡管發(fā)展工業(yè)化的過程必然會使原有耕地非農(nóng)化轉(zhuǎn)換，減少耕地面積的現(xiàn)實儲量，但是工業(yè)化的發(fā)展對耕地面積的增加也有一定的促進(jìn)作用，主要表現(xiàn)在:(1)工業(yè)化的持續(xù)發(fā)展，使得技術(shù)革新步伐加快，更多的高新技術(shù)及礦山設(shè)備投入使用，使那些原本不可利用的荒地被開發(fā)為耕地②;(2)工業(yè)化的發(fā)展帶動城市化進(jìn)程的加快，促使農(nóng)村人口大批向城市流動，農(nóng)村居民原有的住房、小型工廠、手工作坊、園地、自留地等占地重新轉(zhuǎn)化為耕地，使常用耕地面積增加?；谏鲜龇e極因素考慮，本文認(rèn)為，正確處理糧食生產(chǎn)與工業(yè)化發(fā)展之間的關(guān)系，協(xié)調(diào)推進(jìn)工農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，合理配置生產(chǎn)要素，是可以實現(xiàn)工業(yè)化與糧食生產(chǎn)相互促進(jìn)、互動雙贏的［18］。當(dāng)然，這種促進(jìn)關(guān)系是不可能隨著工業(yè)化程度的加深而一直持續(xù)的，工業(yè)化對土地的占用總有一刻會超過工業(yè)化對糧食生產(chǎn)的積極作用，這就是程度的問題，也就是上面說的“一定條件”。本文對此也會做深入的討論。

二、模型設(shè)計與說明

1、模型基本形式先從最簡單的數(shù)量關(guān)系開始。盡管“糧食產(chǎn)量”受很多因素的影響，但都可以體現(xiàn)在“糧食單位面積產(chǎn)量”和“耕地面積”兩個變量的變化之內(nèi)。很顯然，前者等于后兩者的乘積，這是一個恒等式。于是可以建立本文最基礎(chǔ)的數(shù)理模型:在式(1)中，Q表示糧食總產(chǎn)量，A、U分別表示糧食單位面積產(chǎn)量和耕地面積。在官方統(tǒng)計中，耕地面積常常采用“年底常用耕地面積”指標(biāo)。下面開始引入工業(yè)化的影響，對此要做兩方面的工作。首先建立工業(yè)化與糧食單位面積產(chǎn)量即變量A的關(guān)系。如上面的討論，隨著工業(yè)化的不斷推進(jìn)，更多的高新科技和其他可變要素被運(yùn)用到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中去，如化肥、太空種子、農(nóng)業(yè)機(jī)械化等，使得農(nóng)業(yè)的勞動生產(chǎn)率大大提高。由此可以認(rèn)為，工業(yè)化程度與單位面積糧食產(chǎn)量之間應(yīng)該呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系［19］，而且這種正相關(guān)關(guān)系具有極限。因此，工業(yè)化程度與單位面積糧食產(chǎn)量之間的關(guān)系可以用下式表示。其次建立工業(yè)化與耕地面積即變量U之間的關(guān)系。上面曾經(jīng)談到很多學(xué)者反對糧食核心區(qū)省份推進(jìn)工業(yè)化的觀點，其觀點的核心內(nèi)容就是工業(yè)化進(jìn)程造成了耕地面積的減少。本文也同樣認(rèn)為，從長期看工業(yè)化必然導(dǎo)致耕地面積的絕對減少，這是一個客觀事實［20］。但前面的理論假設(shè)中我們也給出多個理由，說明在一定時期內(nèi)工業(yè)化可能帶來耕地面積的增加［21］。表1全面顯示了m和n的所有取值組合與相應(yīng)省份是否應(yīng)該工業(yè)化的全部情況。但是，考慮到m=0或n=0是比較極端的情況，在理論上存在而在實際中幾乎不存在，尤其在計量研究中不可能存在。因此，在本文下面的計量研究中主要關(guān)注“m＞0、n＞0”和“m＞0、n＜0”情況。而且，我們也能注意到，隨著n從＞0逐漸變成＜0，工業(yè)化對糧食產(chǎn)量的影響也逐漸從積極變成消極。在“m＞0、n＞0”時，工業(yè)化會極大地提高糧食產(chǎn)量，本文將之稱為“工業(yè)化推動糧食產(chǎn)量提高的起飛階段”。在這一階段，政府應(yīng)該毫不猶豫地鼓勵工業(yè)化。而在“m＞0、n＜0”時，我們卻要給予具體分析:在工業(yè)化水平達(dá)到某一臨界值前，推動工業(yè)化仍然會提高糧食產(chǎn)量，當(dāng)然政府也應(yīng)該鼓勵工業(yè)化，對于這一階段本文稱之為“工業(yè)化推動糧食產(chǎn)量提高的高級階段”;在工業(yè)化水平超過上述臨界值之后，繼續(xù)推動工業(yè)化會導(dǎo)致糧食產(chǎn)量的下降，當(dāng)?shù)卣粦?yīng)該繼續(xù)推進(jìn)工業(yè)化④，這一階段本文稱之為“過度工業(yè)化階段”。對于系數(shù)值組合處于“m＞0、n＜0”情況的糧食核心區(qū)省份，本文會根據(jù)計量結(jié)果計算其臨界值，以判斷其是否應(yīng)該繼續(xù)推進(jìn)工業(yè)化。

三、模型檢驗與結(jié)果分析

1、數(shù)據(jù)選取的說明在判斷糧食核心區(qū)是否應(yīng)該推進(jìn)工業(yè)化之前，我們需要對模型(2)和模型(3)進(jìn)行回歸分析，從而得出m和n的值。本文使用河南、河北、山東、吉林、遼寧、黑龍江六個糧食核心區(qū)域1995－2013年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，資料來源于六省1996－2014年的統(tǒng)計年鑒。在變量取值時，人均工業(yè)產(chǎn)值⑤(G)是用各省第二產(chǎn)業(yè)中的工業(yè)產(chǎn)值除以各省的年末人口總數(shù)得到的，并以1995年為基期的價格指數(shù)進(jìn)行了平減處理;耕地面積⑥(U)直接選用糧食作物的播種面積;糧食單位面積產(chǎn)量(A)是用各省歷年的糧食總產(chǎn)量除以糧食作物的播種面積得到的，單位為噸/千公頃。

2、數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性檢驗在對模型做回歸分析之前，首先要驗證所選取的由六個糧食核心區(qū)組成的面板數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)。本文利用Stata12.0軟件分別對變量單位面積產(chǎn)量(A)、耕地面積(U)以及工業(yè)化程度(G)進(jìn)行檢驗。在檢驗時，本文選取了Levin，Lin，Chu(LLC檢驗)和Im，Pesaran，Shin(IPS檢驗)兩種主要的檢驗方法。檢驗統(tǒng)計量和相伴概率值見表2。檢驗結(jié)果表明:變量A、U和G均在1%的顯著性水平上通過了LLC檢驗和IPS檢驗，由此可得，變量A、U和G均是零階單整的，即I(0)，具備進(jìn)行協(xié)整檢驗的前提條件。

3、協(xié)整檢驗穩(wěn)健性檢驗表明三個時間序列變量滿足協(xié)整關(guān)系的前提條件，那么，究竟A、U和G之間是否存在協(xié)整關(guān)系呢?這個回答能夠說明即將進(jìn)行的回歸是否偽回歸并如何避免偽回歸。本文利用Stata12.0軟件分別就單位面積產(chǎn)量(A)與工業(yè)化程度(G)和耕地面積(U)與工業(yè)化程度(G)之間是否存在協(xié)整關(guān)系進(jìn)行了實證檢驗，結(jié)果如表3和表4所示。由表3可知，統(tǒng)計量Gt、Pt和Pa的伴隨性概率(P-value)均小于0.1，說明在10%的顯著性水平下可以拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，即單位面積產(chǎn)量(A)與工業(yè)化程度(G)之間存在協(xié)整關(guān)系。由表4可知，統(tǒng)計量Gt、Pt和Pa的伴隨性概率(P-value)也均小于0.1，說明在10%的顯著性水平下可以拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，即耕地面積(U)與工業(yè)化程度(G)之間存在協(xié)整關(guān)系。為了得到相對穩(wěn)健的檢驗結(jié)果，本文利用三個統(tǒng)計量來共同進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗，鑒于三個統(tǒng)計量均拒絕了原假設(shè)，所以，總體上可以認(rèn)為以上兩組變量之間均存在協(xié)整關(guān)系。

4、模型的估計結(jié)果基于單位面積產(chǎn)量(A)與工業(yè)化程度(G)和耕地面積(U)與工業(yè)化程度(G)之間均存在協(xié)整關(guān)系，下面運(yùn)用六個糧食核心區(qū)的1995－2013年的面板數(shù)據(jù)對模型(2)和模型(3)分別進(jìn)行OLS估計。為考察各省份回歸系數(shù)的差異性，本文在對模型(2)和模型(3)進(jìn)行回歸分析時采用了隨機(jī)系數(shù)模型?；貧w結(jié)果如表5所示。由表5的回歸分析結(jié)果可知，兩個模型參數(shù)穩(wěn)定性檢驗的P值均為0.000，故強(qiáng)烈拒絕“參數(shù)不變”的原假設(shè)，也就是說本文使用變系數(shù)模型進(jìn)行估計是合理的。模型(2)中，GHN－河南、GHB－河北、GSD－山東、GHLJ－黑龍江、GLN－遼寧和GJL－吉林六省的解釋變量系數(shù)均通過了5%的顯著性檢驗。具體的結(jié)果顯示，人均工業(yè)產(chǎn)值每增加1元將促進(jìn)河南省每千公頃耕地的糧食產(chǎn)量增加0.091噸，將會促進(jìn)河北省每千公頃耕地的糧食產(chǎn)量增加0.084噸，促進(jìn)山東省、遼寧省、吉林省和黑龍江省分別增加0.061噸、0.061噸、0.014噸和0.033噸。這與前面所做的理論分析相一致，即工業(yè)化提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)水平，從而增加了單位面積的糧食產(chǎn)量。在模型(3)中，GHN－河南、GHB－河北、GSD－山東、GHLJ－黑龍江、GLN－遼寧和GJL－吉林六省的解釋變量均通過了10%的顯著性檢驗?；貧w結(jié)果顯示:人均工業(yè)產(chǎn)值每增加1元將會促進(jìn)河南省耕地面積增加0.076千公頃，將會促進(jìn)遼寧省增加0.013千公頃，吉林增加0.051千公頃，黑龍江增加0.342千公頃，這說明以上省份在工業(yè)化占用耕地的同時，也開拓了許多原本不可用于耕地的荒地、丘陵、灘涂等，反而在整體上增加了糧食耕地面積;然而對于河北省和山東省而言，人均工業(yè)產(chǎn)值每增加1元卻會導(dǎo)致河北省耕地面積下降0.04千公頃，導(dǎo)致山東省下降0.031千公頃，究其原因可能是兩個省份工業(yè)化發(fā)展程度較高，而且它們可利用和可開發(fā)的潛在耕地相對較少，繼續(xù)推進(jìn)工業(yè)化只能占用現(xiàn)有耕地。

5、參數(shù)估計結(jié)果基礎(chǔ)上的計算與判斷根據(jù)回歸結(jié)果，河南省、吉林省、遼寧省和黑龍江省四省的m和n值均大于0，參照表1的界定，可以直接做出判斷:河南、吉林、遼寧和黑龍江四省均應(yīng)該大力推進(jìn)工業(yè)化。

四、結(jié)論與研究展望

第6篇：提高糧食產(chǎn)量的建議范文

關(guān)鍵詞：糧食生產(chǎn)；回歸分析；自然災(zāi)害

中圖分類號：F326.11 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2012）33-0005-03

引言

糧食安全問題是關(guān)系到國計民生和社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重大戰(zhàn)略問題。中國作為世界上人口最多的發(fā)展中國家，這一點顯得尤其重要。糧食生產(chǎn)的穩(wěn)定增長是保障糧食安全的核心。糧食生產(chǎn)除了受到耕地面積，農(nóng)業(yè)人口，農(nóng)業(yè)政策以及農(nóng)業(yè)科技水平等因素的影響外，還受到自然災(zāi)害的影響。學(xué)術(shù)界對糧食生產(chǎn)與自然災(zāi)害關(guān)系的實證研究成果頗豐，龍方等（2011）以稻谷為例研究了自然災(zāi)害對稻谷年際變化的影響，實證得出中國稻谷單產(chǎn)水平變化是由技術(shù)因素、社會因素和自然因素決定的，其中，社會因素占15%～17%，技術(shù)因素占28%～35%，自然因素占48%～56%，在稻谷單產(chǎn)變化中自然災(zāi)害影響產(chǎn)量與其他災(zāi)害成災(zāi)率的關(guān)聯(lián)度最大；張麗麗等（2010）通過建立中國1979—2007年糧食生產(chǎn)函數(shù)并結(jié)合貢獻(xiàn)率分析得出自然災(zāi)害對糧食產(chǎn)量顯著的負(fù)面影響，繼而應(yīng)用趨勢分解法分析了自然災(zāi)害對糧食產(chǎn)量波動的負(fù)影響；馬九杰等（2005）通過描述性統(tǒng)計和相關(guān)分析等方法，著重討論了農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害對糧食綜合生產(chǎn)能力的影響及災(zāi)害抵御能力加強(qiáng)對穩(wěn)定糧食安全的作用；王秀芬等（2012）利用脫鉤理論，對全國糧食產(chǎn)量之和占全國總產(chǎn)量90%以上的19個?。ㄊ?、區(qū)）糧食生產(chǎn)與自然災(zāi)害之間的脫鉤關(guān)系進(jìn)行了分析，結(jié)果表明，從長時段來看，全國糧食生產(chǎn)和自然災(zāi)害之間表現(xiàn)為擴(kuò)張耦合的關(guān)系。

縱觀國內(nèi)學(xué)者的研究成果，在自然災(zāi)害與糧食生產(chǎn)的關(guān)系上基本達(dá)成了共識，普遍認(rèn)為自然災(zāi)害與糧食產(chǎn)量存在明顯的負(fù)相關(guān)，不同學(xué)者從不同的角度也對其做了實證與理論方面的分析，本文將以1978—2010年的農(nóng)業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，在充分借鑒前人的研究成果的基礎(chǔ)上，結(jié)合有關(guān)經(jīng)濟(jì)理論和計量模型，試圖在這方面提出自己的見解。

一、中國自然災(zāi)害和糧食生產(chǎn)的現(xiàn)狀

（一）中國自然災(zāi)害的現(xiàn)狀

中國幅員遼闊，自然條件及氣候現(xiàn)象復(fù)雜，是世界上自然災(zāi)害發(fā)生最嚴(yán)重的國家之一。中國自然災(zāi)害的特征顯著，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)影響顯著，主要表現(xiàn)在以下幾個方面：

1.中國災(zāi)害種類繁多，分布廣泛，嚴(yán)重制約了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展。中國作為世界上國土面積第三大的國家?guī)缀跄依耸澜缟细鞣N類型的自然災(zāi)害，在全球氣候變暖的影響下，近年來中國災(zāi)害還呈現(xiàn)出極端天氣事件頻繁發(fā)生的趨勢，對農(nóng)業(yè)產(chǎn)生較大影響的氣象災(zāi)害主要是旱、澇、風(fēng)、雹、冷凍、臺風(fēng)。1978—2010年中國平均受災(zāi)面積達(dá)到45　626.69千公頃，旱災(zāi)受災(zāi)面積24　601.61千公頃、洪澇受災(zāi)面積11　523.76千公頃、其他自然災(zāi)害受災(zāi)面積10　023.2千公頃，成災(zāi)面積達(dá)到年平均23　576.73千公頃，其中旱災(zāi)成災(zāi)面積12　675.424千公頃、洪災(zāi)成災(zāi)面積6　341.545千公頃、其他自然災(zāi)害4　559.761千公頃。據(jù)測算，因自然災(zāi)害造成的糧食損失，2005年為3　450萬噸，2006年為4　470萬噸，2007年為5　395萬噸，分別占到當(dāng)年糧食產(chǎn)量的7.12%、8.98%、10.76%?？梢?，自然災(zāi)害對糧食生產(chǎn)的影響逐年加重。據(jù)估計，過去自然災(zāi)害對農(nóng)作物產(chǎn)量損失的影響為總產(chǎn)量的3%～5%，未來自然災(zāi)害對農(nóng)作物產(chǎn)量損失的影響可能會上升到10%～15%（尹成杰，2009）。

2.干旱是對糧食產(chǎn)量影響最大，發(fā)生頻率最高的自然災(zāi)害，成為中國農(nóng)業(yè)穩(wěn)產(chǎn)和糧食安全供給的主要影響因素。農(nóng)業(yè)自身的特點，決定了農(nóng)業(yè)是一個充分暴露在各種自然氣象風(fēng)險之下的特殊行業(yè)，農(nóng)業(yè)活動對氣象條件具有較強(qiáng)的依賴性。從上頁圖1可以看出，從1978—2010年除了在1991年、1996年、1998年、2008年四個特殊年份洪澇災(zāi)害和其他自然災(zāi)害的成災(zāi)率高于旱災(zāi)成災(zāi)率外，其他年份無一例外都是旱災(zāi)處于主導(dǎo)地位。在這三十三年間旱災(zāi)，洪澇災(zāi)害和其他自然災(zāi)害的平均成災(zāi)率分別為53.09%、27.24%、19.68%。由于中國南北跨度大，幾乎年年都會遭受到旱災(zāi)的影響，只是在程度上存在差異。由于中國農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的不斷惡化，旱災(zāi)對中國糧食生產(chǎn)的負(fù)面影響已經(jīng)越來越顯著。

（二）1978年以來中國糧食產(chǎn)量變動的現(xiàn)狀

為了描述中國糧食產(chǎn)量的變動特征，本文利用Excel軟件繪制出了1978—2010年中國糧食產(chǎn)量實際值與趨勢值變化曲線圖（如圖2所示）。總體上，中國糧食產(chǎn)量呈現(xiàn)不斷上升的趨勢，1978年以來糧食產(chǎn)量由最低的30　477萬t增長到54　647.7萬t，年平均增長732.4萬t，平均每年以2%的速度增長，其中增長年份最為顯著的1981—1984年與1994—1996年糧食總產(chǎn)的增長幅度更是分別高達(dá)8.4%與6.8%，2003年以來的中國糧食產(chǎn)量改變了過去“一減兩增”的局面出現(xiàn)了連續(xù)八年的增長，年均增幅達(dá)3.8%。與此同時中國糧食產(chǎn)量先后在1978年、1989年、1996年跨越了30　000萬t，40　000萬t和50　000萬t等多個臺階，這三年分別實現(xiàn)糧食總產(chǎn)30　477萬t、40　755萬t、50　453.2萬t。然而在上漲的同時，糧食總產(chǎn)量的波動特征更為明顯，喻翠玲（2006）指出從1978—2003年中國糧食總產(chǎn)量經(jīng)歷了7個周期，并且波動周期短，頻率快，有逐步進(jìn)去較長周期的趨勢；胡岳岷、任春良（2007）年認(rèn)為，縱觀糧食生產(chǎn)的波動歷程，不難發(fā)現(xiàn)糧食生產(chǎn)是循著“增長—波動—增長”的軌跡向前推進(jìn)的，是在波動中發(fā)展的。誠然，雖然糧食產(chǎn)量不斷增長，但是中國糧食的生產(chǎn)的發(fā)展并不穩(wěn)定，總產(chǎn)的波動非常明顯。農(nóng)村改革伊始的1978—1984年，中國糧食產(chǎn)量從30　477萬t增加到40731萬t，但是在1985—1989年出現(xiàn)連續(xù)在40　000萬t徘徊的局面，1989年的糧食產(chǎn)量僅是1984年的水平，1990年糧食出現(xiàn)小段時間的上漲后，又進(jìn)入長達(dá)四年的徘徊期，1994—1996年進(jìn)去糧食生產(chǎn)的黃金時期，年均糧食增產(chǎn)2　971.6萬t，從1999年開始，由于自然災(zāi)害比較嚴(yán)重，特別是加快農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和糧食價格低迷導(dǎo)致糧食播種面積減少的影響，1998—2003年出現(xiàn)了連續(xù)六年的下跌，一直從最高的51　229萬t下降到43 069.5萬t，下降幅度高達(dá)18.9%，形成鮮明的對比的是2003年至今糧食年年增產(chǎn)，已經(jīng)從過去的43 096萬t上漲到最高的54 647萬t。因此從總體上看中國糧食產(chǎn)量呈現(xiàn)出波浪式增長的趨勢。

二、自然災(zāi)害對中國糧食生產(chǎn)變動的實證研究

1.單位根檢驗。在進(jìn)行計量分析之前，需要對時間序列數(shù)據(jù)做平穩(wěn)性檢驗。因為非平穩(wěn)的時間序列會造成“偽回歸”現(xiàn)象，從而使幾個本來沒有關(guān)系的序列之間呈現(xiàn)出一定的關(guān)系。所以當(dāng)涉及到時間序列數(shù)據(jù)回歸的時候，在進(jìn)行計量檢驗之前，都必須對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。為了避免異方差的干擾，本文所有變量均取自然對數(shù)，本文采用迪克—富勒檢驗（Augmented　Dickey-Fuller（ADF）Test）進(jìn)行單位根檢驗，檢驗結(jié)果如下：

第7篇：提高糧食產(chǎn)量的建議范文

【關(guān)鍵詞】 糧食產(chǎn)量 農(nóng)民收入 弱外生性 VEC模型

一、問題的提出與文獻(xiàn)綜述

關(guān)于影響糧食產(chǎn)量的問題，可以歸納為兩個方面，一是糧食的投入與產(chǎn)出，二是糧食產(chǎn)量的影響因素。糧食的投入與產(chǎn)出實際就是糧食的生產(chǎn)函數(shù)，是關(guān)于投入要素合理配置下的最大產(chǎn)出，主要體現(xiàn)了技術(shù)層面。而影響糧食產(chǎn)量的因素，如農(nóng)戶的種糧收益、糧食生產(chǎn)資料價格、勞動力投入的機(jī)會成本以及糧食價格等，實際上，影響糧食產(chǎn)量的不光這些，凡是能改變糧食生產(chǎn)函數(shù)位置的所有因素都是影響糧食產(chǎn)量的因素，比如制度等。因此，分析影響糧食產(chǎn)量因素更具有很現(xiàn)實的政策意義。本文主要研究影響糧食產(chǎn)量另外兩個主要因素：農(nóng)民收入和糧食價格。首先來看糧食產(chǎn)量對農(nóng)民收入的影響，糧食產(chǎn)量對農(nóng)民收入的影響被稱為“谷賤傷農(nóng)”。其意思為，糧食產(chǎn)量增加，供過于求，糧食價格降低，由于糧食需求價格缺乏彈性，因此，農(nóng)民從糧食生產(chǎn)獲得的收入就減少了。這是由于把農(nóng)民收入僅僅限于糧食經(jīng)營性收入，現(xiàn)實中，由于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化，農(nóng)民兼業(yè)現(xiàn)象普遍，農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)不僅有經(jīng)營性收入，還有工資性收入，財產(chǎn)性收入，轉(zhuǎn)移支付收入等。如果考慮到這些收入，“谷賤”則不一定“傷農(nóng)”。因為，一旦“谷賤”，農(nóng)民會轉(zhuǎn)向其他方式以獲得收入，理性的農(nóng)民會找到其他獲得收入的方式。那么，如果農(nóng)民在其他非經(jīng)營性生產(chǎn)中能獲得更多的收入，試問，“谷賤”會“傷農(nóng)”嗎？農(nóng)民會增加糧食生產(chǎn)的積極性嗎？因此，糧食產(chǎn)量、糧食價格和農(nóng)民收入不是誰因誰果的關(guān)系，而是一個循環(huán)的系統(tǒng)。

關(guān)于研究收入對糧食產(chǎn)量的影響現(xiàn)有文獻(xiàn)不多，國外學(xué)者Park（1993）研究了我國價格雙軌制下價格與糧食產(chǎn)量的關(guān)系，他發(fā)現(xiàn)現(xiàn)定購價格和定購數(shù)量通過收入效應(yīng)對農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)產(chǎn)生影響，認(rèn)為收入是影響糧食產(chǎn)量的中間變量；Roland（1998）重點考察了在價格雙軌制下收入因素在糧食生產(chǎn)中的作用，他認(rèn)為由于定購數(shù)量給定，農(nóng)戶交售給國家的部分只相當(dāng)于一筆稅收轉(zhuǎn)移，因此并未多大程度上刺激農(nóng)民糧食生產(chǎn)積極性；NigelKey（1996）則充分考慮了農(nóng)民收入、糧食價格二者對糧食產(chǎn)量的影響，他認(rèn)為如果提高糧食收購價格，農(nóng)民收入會增加，農(nóng)民的投入限制因收入增加而緩解則會提高糧食產(chǎn)量。

國內(nèi)學(xué)者更多關(guān)注影響糧食產(chǎn)量的價格因素，林毅夫（1993）認(rèn)為，如果定購數(shù)量由總產(chǎn)量內(nèi)生決定，定購價格變化通過“棘輪效應(yīng)”對糧食供給反應(yīng)產(chǎn)生正向影響；孫婭范、余海鵬（1999）通過實證研究發(fā)現(xiàn)，糧食價格和糧食產(chǎn)量存在因果關(guān)系；高明（2005）則從社會比較收益的角度，對農(nóng)民收入與農(nóng)民糧食生產(chǎn)積極性進(jìn)行了解釋，他認(rèn)為農(nóng)戶是理性的經(jīng)濟(jì)人，是耕地經(jīng)營的微觀主體，他們對耕地投入的積極性是由種地的比較收益決定的，社會比較收益低，使農(nóng)戶對耕地的資金投入與勞動投入雙下降，影響了耕地的可持續(xù)利用與糧食產(chǎn)量的提高。雷欽禮（2005）甚至認(rèn)為收益的高低對于農(nóng)民種植糧食的積極性有著決定性的作用。張治華（1997）通過實證分析，分別考察了糧食價格與糧食產(chǎn)量、農(nóng)民收入與糧食產(chǎn)量的關(guān)系，他認(rèn)為價格對我國糧食生產(chǎn)增長起著明顯的調(diào)節(jié)和促進(jìn)作用；同時，糧食產(chǎn)量也引起價格的波動。糧食生產(chǎn)的增長速度，與農(nóng)民實際收入的增長速度顯著相關(guān)。農(nóng)民收入的增長既是糧食生產(chǎn)增長的結(jié)果，也是下一年糧食生產(chǎn)增長的原因。而價格的上漲與糧食生產(chǎn)的增長并不存在必然的因果關(guān)系。金和輝（1990）和鄭毓盛等人（1993）從糧食價格與農(nóng)民收動的角度研究了它們與糧食產(chǎn)量的關(guān)系，他們認(rèn)為定購價格是一種政策導(dǎo)向信號，在定購數(shù)量不變的情況下，定購價格的變動將會影響到農(nóng)戶的預(yù)期凈收益，從而影響著農(nóng)戶的生產(chǎn)決策。

但是以上研究中，同時考慮糧食價格、農(nóng)民收入與糧食產(chǎn)量關(guān)系的并不多。即便考慮了，也往往是一種靜態(tài)的研究。近年來，隨著時間的推移，外出務(wù)工成為普遍的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，農(nóng)民的收入結(jié)構(gòu)已經(jīng)發(fā)生了重大的變化。因此，在考慮這一重大變化的基礎(chǔ)上，本文嘗試采用向量誤差修正模型（vector error correction，VEC）來動態(tài)地分析糧食價格、農(nóng)民收入與糧食產(chǎn)量的關(guān)系。

二、描述性分析與假設(shè)提出

1、描述性分析

改革開放以來中國糧食產(chǎn)量相對較平穩(wěn)的波動，但糧食價格水平在不斷上升（見圖1），從整體上升趨勢來看，它們不存在一致的變化趨勢，但事實上，現(xiàn)有理論文獻(xiàn)已經(jīng)證實，糧食價格和糧食產(chǎn)量存在較穩(wěn)定的關(guān)系，只是這種關(guān)系存在滯后性。何蒲明（2010）證實，糧食產(chǎn)量和價格波動相互影響，但產(chǎn)量的變化對價格的變化存在著滯后效應(yīng)。李靜（2011）認(rèn)為，糧食生產(chǎn)的波動是引起價格波動的最基本因素，而價格杠桿對調(diào)節(jié)農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)行為有著至關(guān)重要的作用。馬敬桂和李靜（2011）也認(rèn)為糧食價格與糧食產(chǎn)量存在因果關(guān)系。從圖1關(guān)于糧食價格和糧食產(chǎn)量的變動趨勢來看證實這種滯后性，二者變動趨勢卻不存在同步性。但長期來說，存在著穩(wěn)定的關(guān)系。

在農(nóng)民收入方面，總收入在不斷上升趨勢變動，而經(jīng)營性收入占總收入的比重卻呈遞減趨勢變動（見圖2）。這說明，盡管農(nóng)民收入在增加，但是農(nóng)民經(jīng)營性收入占總收入的比重卻下降，這表明農(nóng)民從事其他行業(yè)獲得更多收入（如工資性收入），因此，經(jīng)營性收入占總收入的比重卻呈遞減趨勢變動。

從表1可以看出，農(nóng)民收入中，轉(zhuǎn)移收入的比重增幅度最大，平均增長率為5.57%，其次為工資性收入和財產(chǎn)收入的比重，其增長率分別為4.39%和3.80%。唯有經(jīng)營性收入的比重呈遞減幅度減少，其比重增長率為-2.51%。這表明，至1995年來，我國農(nóng)民的其他各項收入成大幅度上升，而經(jīng)營收入增幅較慢，因此，農(nóng)民經(jīng)營性收入在總收入的比重在減少。

2、假設(shè)的提出

根據(jù)上面的分析本文提出以下假說：假說1：糧食價格和糧食產(chǎn)量具有協(xié)整性，即長期穩(wěn)定關(guān)系。盡管糧食產(chǎn)量受前一期糧食價格的影響，即，產(chǎn)量的變化對價格的變化存在著滯后效應(yīng)，但是糧食產(chǎn)量也影響糧食價格的變動，這符合“蛛網(wǎng)理論”。這說明，糧食價格和糧食產(chǎn)量互為因果，相互影響，從長期來看，糧食價格和糧食產(chǎn)量存在長期穩(wěn)定關(guān)系。假說2：農(nóng)民收入對糧食產(chǎn)量具有負(fù)影響。由于農(nóng)民經(jīng)營性收入占總收入的比重呈遞減趨勢變動，這意味著，對于任何具有理性的農(nóng)民來說，如有可能，它們會更多地從事其他行業(yè)的生產(chǎn)，從而減少經(jīng)營性方面的投入。我們可以這樣假設(shè)，假設(shè)農(nóng)民從事糧食生產(chǎn)獲得的收入為0，從其他行業(yè)獲得收入無限大這兩種極端情況，那么農(nóng)民肯定會放棄糧食生產(chǎn)而轉(zhuǎn)向其他行業(yè)。也就是說，糧食收入占農(nóng)民總收入比重越小，農(nóng)民越不愿意從事糧食生產(chǎn)。從圖2知道，盡管農(nóng)民總收入在不斷增加，但這種增加更多地來源于非經(jīng)營性收入，由于其他非經(jīng)營性收入具有“擠出效應(yīng)”，即其他非經(jīng)營性收入增加擠占了農(nóng)民從事經(jīng)營性生產(chǎn)的動力，因此，農(nóng)民收入增加，糧食產(chǎn)量會減少。本文接下來就對假說1和假說2進(jìn)行實證研究。

三、數(shù)據(jù)與實證方法

1、模型及其說明

回答上述假說1和假說2實質(zhì)上就是檢驗糧食產(chǎn)量、農(nóng)民收入和糧食價格所組成的系統(tǒng)協(xié)整性，關(guān)于變量間的協(xié)整性檢驗，大多采用向量誤差修正模型（VEC）。本文也采用該模型研究糧食產(chǎn)量、農(nóng)民收入和糧食價格之間的關(guān)系。自從Sim（1980）具有開創(chuàng)性的利用向量自回歸模型（VAR）之后，向量自回歸模型成為計量經(jīng)濟(jì)學(xué)流行使用的實證分析的工具，之后，Engel（1987）和Granger（1987）提出非平穩(wěn)系統(tǒng)的協(xié)整關(guān)系的概念并產(chǎn)生了誤差修正模型（ECM）。Johansen（1995）和Hendry（1995）等將協(xié)整概念應(yīng)用到VAR模型，從而發(fā)展了向量誤差修正模型（VEC）。本文也將利用VEC模型進(jìn)行實證分析。向量誤差修正模型本質(zhì)上是包含協(xié)整約束條件的VAR模型，對p階VAR模型：

式中，yt是m維非平穩(wěn)I（1）序列；xt是d維確定型變量；?著t是新息向量。經(jīng)過變形，可將其改寫為：

列，經(jīng)過一階差分的內(nèi)生變量向量中各序列都是平穩(wěn)的，所以只有構(gòu)成∏yt-1的各變量都是I（0）時，才能保證新息是平穩(wěn)過程。因此可得0

∏=?琢?茁' （2）

其中，兩個分解矩陣的秩都是r。將式（2）代入式（1）后不難發(fā)現(xiàn)，?茁'yt-1中每行都有一個I（0）組合變量，即每一行都是使得變量y1，t-1，y2，t-2，…，ym，t-1具有協(xié)整關(guān)系的一種線性組合形式，因此?茁'決定了協(xié)整關(guān)系的個數(shù)與形式，它的秩r就是線性無關(guān)的協(xié)整向量的個數(shù)，它的每一行構(gòu)成一個協(xié)整向量。另外，矩陣?琢稱為調(diào)整參數(shù)矩陣。

在運(yùn)用VEC模型之前需要進(jìn)行VAR模型滯后階數(shù)選擇，滯后階數(shù)正確與否影響實證的結(jié)果。本文將使用LR檢驗統(tǒng)計量，最終預(yù)測誤差FPE，AIC信息準(zhǔn)則，SC信息準(zhǔn)則和HQ信息準(zhǔn)則這五種方式嚴(yán)格確定滯后階數(shù)。

（1）LR檢驗統(tǒng)計量。似然比（Likelihood ratio，LR）檢驗涉及兩類模型，無約束模型和有約束模型。無約束模型（unrestricted model）是指沒有任何限制的模型；約束模型（restricted model）是指在零假設(shè)約束下的模型。似然比統(tǒng)計量是無約束模型和約束模型的最大似然值之差的2倍，即：

（2）最終預(yù)測誤差FPE。最終預(yù)測誤差FPE（final prediction error criterion）是把下式為最小值的p作為VAR模型的最佳階數(shù)：

最終預(yù)測誤差準(zhǔn)則的優(yōu)點在于它平衡了選擇低滯后階數(shù)造成偏離性的風(fēng)險和選擇高滯后階數(shù)造成方差增大的風(fēng)險。

（3）信息準(zhǔn)則。由于在應(yīng)用VAR模型時希望滯后期足夠大，從而能完整反映所構(gòu)造模型的動態(tài)特征，但是滯后期越大，自由度就減少，因此需要在滯后期和自由度之間尋找平衡。一般根據(jù)AIC（Akaike info criterion）、SC（Schwarz criterion）和HQ（Hannan-Quinn criterion）信息量取值最小的準(zhǔn)則確定模型的階數(shù)，計算式如下：

AIC=-2ln+2kn；SC=-2ln+klognn；HQ=-2ln+2klog（log（n））n

同時，運(yùn)用VEC模型需要進(jìn)行協(xié)整檢驗，大多使用Johansen（1985）協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗法主要包括跡檢驗法和最大特征值檢驗法。

跡檢驗的假設(shè)為：

H0：至多有r個協(xié)整關(guān)系

H1：有m個協(xié)整關(guān)系（滿秩）

這不是獨立的一個檢驗，而是對應(yīng)于r的不同取值的一系列檢驗。檢驗從不存在任何協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)開始，接著是最多一個協(xié)整關(guān)系，直到最多m-1個協(xié)整關(guān)系，共進(jìn)行m次檢驗，而被擇假設(shè)是不變的。

最大特征根檢驗法的假設(shè)為：

H0r：有r個0協(xié)整關(guān)系

H1r：至少有r+1個協(xié)整關(guān)系

檢驗統(tǒng)計量為：LRmax（r｜r+1）=-Tlog（1-?姿i+1）=LRtr（r｜m）-LR（r+1｜m），r=0，1，…，m-1

檢驗從下往上進(jìn)行，先檢驗H00，若接受，則表明不存在協(xié)整關(guān)系，若拒絕，則繼續(xù)往上檢驗H01，……，直到接受H0r，表明共有r個協(xié)整關(guān)系。

2、數(shù)據(jù)與系統(tǒng)構(gòu)建

按照本文問題分析的需要，糧食產(chǎn)量模型的內(nèi)生變量集設(shè)定為：

xt=（FPt，RIt，PIt，trendt）

其中，F(xiàn)P表示糧食產(chǎn)量，RI表示農(nóng)民收入，PI表示糧食價格，trend為時間趨勢變量。為消除異方差和減少數(shù)據(jù)波動，對數(shù)據(jù)分別取對數(shù)，分別表示為LFP、LRI、LPI。因此，糧食產(chǎn)量模型的內(nèi)生變量集設(shè)定為：

xt=（LFPt，LRIt，LPIt，trendt）

可以利用該系統(tǒng)分析糧食產(chǎn)量、糧食價格和農(nóng)民收入的相互關(guān)系。

本文數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒》1983―2009年相關(guān)數(shù)據(jù)。需要說明的是，本文利用農(nóng)村居民家庭人均純收入表示農(nóng)民收入，用糧食價格指數(shù)表示糧食價格。為了消除價格因素的影響，以1983年的商品零售價格指數(shù)為基期，把環(huán)比價格指數(shù)轉(zhuǎn)換成定基價格指數(shù)，然后對收入和價格指數(shù)數(shù)據(jù)進(jìn)行了平減。

四、實證分析

1、實證檢驗

（1）單位根檢驗。運(yùn)用協(xié)整理論，需要首先實證各變量是否具有同階單整性，本文利用目前廣泛使用ADF單位根檢驗。檢驗結(jié)果如表2。

由表2可以看出糧食產(chǎn)量、農(nóng)民收入及糧食價格的對數(shù)生成的數(shù)據(jù)為非平穩(wěn)的，但它們的一次差分為平穩(wěn)數(shù)據(jù)，即LNFP～I(xiàn)（1），LNRI～I(xiàn)（1），LNRI～I(xiàn)（1），因此，它們具有同階單整性，滿足協(xié)整檢驗的條件，因此它們所組成的動態(tài)系統(tǒng)的協(xié)整關(guān)系可以用協(xié)整理論分析。

（2）滯后階數(shù)選擇。VEC模型需要選擇合適的滯后階數(shù)，滯后階數(shù)選擇的正確與否關(guān)系到是建立正確VEC模型的關(guān)鍵，本文利用上述的LR、AIC、SC、和HQ統(tǒng)計量進(jìn)行檢驗，選取的標(biāo)準(zhǔn)為滿足準(zhǔn)則最多的階數(shù)。檢驗結(jié)果如表3。

表3表明，有大半的準(zhǔn)則選擇4階滯后階數(shù)，由于VEC模型變量差分一次，因此，VEC模型滯后階數(shù)應(yīng)為3階。

（3）協(xié)整設(shè)定檢驗。為研究糧食產(chǎn)量、農(nóng)民收入及糧食價格所組成的非穩(wěn)定系統(tǒng)是否協(xié)整，我們首先需要進(jìn)行協(xié)整設(shè)定檢驗，對于系統(tǒng)xt=（LFPt，LRIt，LPIt，trendt）所有的協(xié)整設(shè)定及其相關(guān)信息（滯后階數(shù)為3）見表4。

對于表4，我們首先排除數(shù)據(jù)中有二次趨勢的情況，不難看出，AIC=-16.54649（SC=-14.00737）最小，對應(yīng)于數(shù)據(jù)中有線性趨勢，協(xié)整關(guān)系應(yīng)包含時間趨勢和截距?；诖耍覀冞\(yùn)用上述的Johansen的協(xié)整理論檢驗這種協(xié)整以確定協(xié)整個數(shù)，結(jié)果見表5。

如表5所示，跡檢驗表明在0.05顯著性下第一個、第二個和第三個原假設(shè)被拒絕，因此有2個協(xié)整關(guān)系。

2、實證的結(jié)果與分析

通過上述各項檢驗，表6為VEC模型的長期協(xié)整關(guān)系和短期調(diào)整系數(shù)，該結(jié)果清楚表達(dá)系統(tǒng)間的長期和短期變動情況。

這一長期均衡關(guān)系可以解釋為糧食產(chǎn)量、糧食價格以及時間變動穩(wěn)定關(guān)系。該協(xié)整關(guān)系實證了假說1。第二個協(xié)整關(guān)系可以表示為：

這實際是農(nóng)民收入、糧食價格和時間之間的長期穩(wěn)定關(guān)系。

由于（3）式和（4）式是穩(wěn)定關(guān)系（I（0）），其線性組合仍然為穩(wěn)定關(guān)系，因此結(jié)合以上兩個協(xié)整關(guān)系（3）和（4），得到以下描述糧食產(chǎn)量、糧食價格、農(nóng)民收入以及時間長期均衡關(guān)系（5）式：

（5）式表明，從長期來說，LPI、LRI的系數(shù)符號與理論一致，糧食價格引起糧食產(chǎn)量正向變動，農(nóng)民收入引起糧食產(chǎn)量負(fù)向變動，實證了假說2。

由于（3）式是關(guān)于糧食產(chǎn)量、糧食價格以及時間長期均衡關(guān)系，該式表明，從長期來看，糧食產(chǎn)量受糧食價格正影響，糧食價格增加，則糧食產(chǎn)量增加，因此要想從長期確保糧食穩(wěn)定增長，除了保證其他影響糧食產(chǎn)量的因素外，糧食價格也是一個重要的因素。同時從（3）式看出，在樣本期里，我國糧食產(chǎn)量在逐年增長，盡管增長幅度不大。

（4）式是農(nóng)民收入、糧食價格和時間之間的長期穩(wěn)定關(guān)系，由（4）式可以看出，農(nóng)民收入與糧食價格成正向變動關(guān)系，糧食價格越高，農(nóng)民收入越高。其原因可能是，一方面國家對糧食實行價格保護(hù)政策，糧食價格相對價高，因此，農(nóng)民從糧食獲得收入較高。另一方面，由于國家采取一系列糧食補(bǔ)貼政策，降低了農(nóng)民種植糧食的成本，因此，增加了種植糧食的積極性，糧食產(chǎn)量增加，在糧食價格保護(hù)政策下，農(nóng)民收入也就增加。因此糧食價格是增加農(nóng)民收入的動力。從時間趨勢相的系數(shù)來看，我國農(nóng)民的收入也在較大幅度不斷增加。

（5）式把三個變量作為一個系統(tǒng)描述它們之間的關(guān)系，根據(jù)（5）式可以看出，糧食產(chǎn)量、糧食價格、農(nóng)民收入以及時間存在長期均衡關(guān)系，從長期來說，糧食價格對糧食產(chǎn)量產(chǎn)生正向影響而農(nóng)民收入對糧食產(chǎn)量產(chǎn)生卻產(chǎn)生負(fù)影響。關(guān)于糧食價格對糧食產(chǎn)量的正影響很好理解，糧食價格增加，農(nóng)民從糧食生產(chǎn)中獲得更多收入，從而增加農(nóng)民種植糧食的積極性，因此糧食產(chǎn)量增加。但是關(guān)于農(nóng)民收入對糧食產(chǎn)量負(fù)影響理由可能是農(nóng)民收入不僅僅來源于經(jīng)營性收入，而且還有工資性收入，財產(chǎn)性收入，以及轉(zhuǎn)移支付收入等，而且其他非經(jīng)營性收入相對經(jīng)營性收入給農(nóng)民帶來更大的效用，因此其他收入對糧食產(chǎn)量產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”。即，由于其他非經(jīng)營性收入比經(jīng)營性收入獲得更大的收益，農(nóng)民轉(zhuǎn)向其他行業(yè)，因此減少了糧食產(chǎn)量生產(chǎn)，糧食產(chǎn)量降低。

同時由表5知道，在LFPt方程中，α1和α2系數(shù)都不顯著，對LFPt做外生性檢驗，即假設(shè)α1和α2系數(shù)同時為0，檢驗結(jié)果接受原假設(shè)，因此，糧食產(chǎn)量對于長期協(xié)整關(guān)系來說是弱外生變量，（5）式所示的協(xié)整關(guān)系對這一變量的短期變化不具有有效的調(diào)節(jié)效應(yīng)。同時，說明糧食產(chǎn)量是政府可以控制的變量。類似的，在LRIt和LPIt方程中，α1和α2系數(shù)都不顯著，對LRIt和LPIt做外生性檢驗，檢驗結(jié)果接受原假設(shè)，因此，農(nóng)民收入和糧食價格對于長期協(xié)整關(guān)系來說也是弱外生變量，（5）式所示的協(xié)整關(guān)系對這一變量的短期變化不具有有效的調(diào)節(jié)效應(yīng)，它們也是政府可以控制的變量。綜上所述，盡管在長期，糧食價格支配著糧食產(chǎn)量，但是在短期，這種糧食產(chǎn)量的穩(wěn)定性還不能對即期糧食價格產(chǎn)生有效的調(diào)節(jié)作用，這一結(jié)論隱含的意義為，糧食產(chǎn)量不宜作為我國提高糧食價格的目標(biāo)變量。而農(nóng)民收入的弱外生性表明，我國糧食產(chǎn)量還不足以對農(nóng)民收入的短期調(diào)整產(chǎn)生顯著影響。

五、結(jié)論

本文首先對我國糧食產(chǎn)量、糧食價格和農(nóng)民收入進(jìn)行描述性分析，通過對農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)分解分析的基礎(chǔ)上，運(yùn)用VEC模型實證檢驗糧食產(chǎn)量、糧食價格和農(nóng)民收入三者之間的關(guān)系。結(jié)果顯示，糧食產(chǎn)量、農(nóng)民收入和糧食價格存在長期均衡關(guān)系，從長期來看，糧食產(chǎn)量受糧食價格正影響，因此要想從長期確保糧食穩(wěn)定增長，除了保證其他影響糧食產(chǎn)量的因素不變外，糧食價格是一個重要的因素。而在樣本期內(nèi)，農(nóng)民收入對糧食產(chǎn)量具有負(fù)效應(yīng)，這主要是因為，在農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)中，農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入在總收入的比重在下降，農(nóng)民收入的增加主要取決于其他非農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入（盡管經(jīng)營性收入比重仍然很大），由于其他非經(jīng)營性收入比經(jīng)營性收入獲得更大的收益，農(nóng)民會轉(zhuǎn)向其他行業(yè)，因此減少糧食產(chǎn)量生產(chǎn)。同時，由弱外生性檢驗表明，糧食產(chǎn)量、農(nóng)民收入和糧食價格對于長期協(xié)整關(guān)系來說都是弱外生變量，它們對短期變化不具有有效的調(diào)節(jié)效應(yīng)，盡管在長期，糧食價格支配著糧食產(chǎn)量，但是在短期，這種糧食產(chǎn)量的穩(wěn)定性還不能對即期糧食價格產(chǎn)生有效的調(diào)節(jié)作用，這一結(jié)論隱含的意義為，糧食產(chǎn)量不宜作為我國糧食價格的目標(biāo)變量。而農(nóng)民收入的弱外生性表明，我國糧食產(chǎn)量還不足以對農(nóng)民收入的短期調(diào)整產(chǎn)生顯著影響。由于，糧食產(chǎn)量、糧食價格和農(nóng)民收入都是弱外生變量，是政府可以控制的變量，因此，政府可以對他們進(jìn)行適應(yīng)性的宏觀調(diào)控以保證糧食安全，糧價穩(wěn)定和農(nóng)民收入增長。

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第8篇：提高糧食產(chǎn)量的建議范文

直接補(bǔ)貼 DEA Malmquist指數(shù)

一、引言云南省是一個以農(nóng)業(yè)為主導(dǎo)的省份，農(nóng)業(yè)人口占全省人口的67%，所以農(nóng)業(yè)的健康有效發(fā)展對全省經(jīng)濟(jì)意義重大。同時農(nóng)業(yè)又是一個弱質(zhì)產(chǎn)業(yè)，面臨著自然和市場雙重風(fēng)險。因此，對農(nóng)業(yè)進(jìn)行補(bǔ)貼，特別是糧食補(bǔ)貼，是地區(qū)經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展的重要保證，也是地區(qū)經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展的內(nèi)在要求?！皣悦駷楸?，民以食為天”，糧食問題始終是各國關(guān)注的最基本民生問題，所以，糧食補(bǔ)貼已成為世界各國農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策的核心。

二、糧食直補(bǔ)傳導(dǎo)機(jī)制（一）拓展柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)用于研究生產(chǎn)要素投入與產(chǎn)出之間關(guān)系且使用非常廣泛的生產(chǎn)函數(shù)是柯布―道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)。其基本的形式為：Y=ALαKβε （1），式（1）中Y、A、L、K分別為經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值、綜合技術(shù)水平、投入勞動力及資本的數(shù)量，α、β依次為勞動力與資本的產(chǎn)出彈性系數(shù)，ε為隨機(jī)擾動項。為測算糧食直補(bǔ)等各種農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的數(shù)量關(guān)系，本文對柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行改進(jìn)和拓展。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素主要包括勞動力、土地、糧食直補(bǔ)和自然環(huán)境等。由于自然環(huán)境難以用某一具體指標(biāo)進(jìn)行準(zhǔn)確衡量，所以將自然環(huán)境等其它因素放入隨機(jī)擾動項。因此，拓展后的用于測度農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)具體形式設(shè)定為：Y=ALβ1Kβ2Sβ3ε （2），其中，Y表示糧食總產(chǎn)量，A是綜合技術(shù)水平，L、K、S依次表示各地區(qū)農(nóng)業(yè)從業(yè)人員、農(nóng)作物總播種面積及糧食直補(bǔ)總額，β1、β2、β3分別為各種農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入的產(chǎn)出彈性系數(shù)，ε為隨機(jī)擾動項。為獲得更為精確的參數(shù)估計結(jié)果，對式（2）兩邊同時取自然對數(shù)，變換為線性數(shù)據(jù)模型：lnYt=lnA+β1lnLt+β2lnKt+β3lnSt+εt（3）。（二） 統(tǒng)計檢驗與實證分析由于各省區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模、生產(chǎn)技術(shù)水平及糧食直補(bǔ)規(guī)模等存在不同程度的差異，本文采用廣義最小二乘法，利用2004-20010年的省級面板數(shù)據(jù)，對模型（2）作參數(shù)估計，結(jié)果如下：lnY=-2.993+0.223lnL+0.712lnK+0.125lnS，t=（-16.12 8.72 19.26 12.77），R2 = 0.98，F(xiàn)=3269.21， （F-statistic） = 0.00。該數(shù)據(jù)模型的擬合優(yōu)度高達(dá)98%，說明農(nóng)業(yè)從業(yè)人員、農(nóng)作物總播種面積及糧食直補(bǔ)總額等所有解釋變量對被解釋變量糧食產(chǎn)量的整體影響是高度顯著的。從各解釋變量的t值來看，解釋變量對糧食產(chǎn)量的單項影響同樣高度顯著，并且各項回歸系數(shù)的符號亦與理論預(yù)期相同。糧食產(chǎn)量對糧食直補(bǔ)的彈性系數(shù)為0.125，經(jīng)驗數(shù)據(jù)分析支持了“糧食直補(bǔ)對糧食產(chǎn)量的影響顯著”的論斷，說明糧食直補(bǔ)政策產(chǎn)出效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制是有效的。這為我們以后數(shù)據(jù)包絡(luò)分析中選取投入產(chǎn)出指標(biāo)提供了方向。

三、基于DEA的糧食直補(bǔ)效率評價（一）實證模型1.數(shù)據(jù)包絡(luò)分析數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（DEA）主要是基于多指標(biāo)輸入和多指標(biāo)輸出，利用線性規(guī)劃構(gòu)建有效率的凸性生產(chǎn)前沿，通過與該前沿的比較識別各決策單元（DUM）的相對效率。（二）數(shù)據(jù)選取關(guān)于決策單元（DUM）選取，由于DEA法對決策單元有同質(zhì)性的要求，所以本文選取與云南省糧食生產(chǎn)情況相近的幾個非糧食主產(chǎn)區(qū)的省份。關(guān)于投入指標(biāo)，選擇柯布―道格拉斯擴(kuò)展生產(chǎn)函數(shù)中的投入要素：農(nóng)業(yè)從業(yè)人員（L）、農(nóng)作物總播種面積（K）與糧食直接補(bǔ)貼總額（S）作為投入指標(biāo)。關(guān)于產(chǎn)出指標(biāo)的選取，根據(jù)我國糧食直接補(bǔ)貼政策的主要目標(biāo)（穩(wěn)定糧食產(chǎn)量、提高農(nóng)民收入水平），選取反映政策目標(biāo)的兩項指標(biāo)作為產(chǎn)出指標(biāo)――糧食產(chǎn)量、農(nóng)民人均收入水平。（三）實證分析結(jié)果1.效率評價2004、2008年五省市糧食直補(bǔ)效率分析中，2004云南省直補(bǔ)效率排名倒數(shù)第一，2008年排名倒數(shù)第二，雖然名次上升但直補(bǔ)效率卻發(fā)生凈下降。從2004到2008年，云南省糧食直接補(bǔ)貼綜合效率下降了0.252個效率單位，下降幅度較大。通過純技術(shù)效率和規(guī)模效率分析發(fā)現(xiàn)，云南省糧食直補(bǔ)效率下降源于純技術(shù)效率的大幅下降，2004年到2008年純技術(shù)效率共下降了0.37個效率單位。雖然規(guī)模效率是上升的（上升0.082單位），但其上升幅度遠(yuǎn)小于純技術(shù)效率下降幅度，所以2008年云南省糧食直補(bǔ)綜合效率出現(xiàn)下降現(xiàn)象。值得關(guān)注的是，2004年云南省純技術(shù)效率達(dá)到1，說明當(dāng)時云南省糧食“直補(bǔ)”政策的制度安排及管理是有效率的，補(bǔ)貼操作成本較小，但是這種優(yōu)勢沒有得到有效的保持，在2008年迅速下滑，成為制約云南省糧食直補(bǔ)效率發(fā)揮的關(guān)鍵障礙。2.糧食直補(bǔ)效率動態(tài)分析Malmquist生產(chǎn)指數(shù)法是數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法中用于估計松弛變量的一種方法。由于它可用于描述跨期多輸入和多輸出變量間的糧食生產(chǎn)技術(shù)效率。所以本文采用Malmquist指數(shù)法考察在技術(shù)可變條件下云南省糧食直補(bǔ)效率變動情況。根據(jù)表1中Malmquist生產(chǎn)指數(shù)顯示，只有云南和廣西兩省出現(xiàn)了糧食生產(chǎn)率下滑，其余省市都有不同程度的效率上升，尤其是重慶市，其全要素生產(chǎn)率上升了166.3%，而云南省卻下降了5.7%。觀測發(fā)現(xiàn)，云南省的糧食生產(chǎn)效率下降主要源于技術(shù)效率、制度效率和部分規(guī)模效率的下降。橫向來看，云南省技術(shù)效率（即資源配置效率）和純技術(shù)效率（即制度效率）都最低。所以應(yīng)盡快重點提高云南省糧食生產(chǎn)及“直補(bǔ)”的資源配置效率和制度效率。

四、政策建議通過分析發(fā)現(xiàn)，云南省糧食直補(bǔ)效率不高，主要源于純技術(shù)效率、規(guī)模效率、技術(shù)效不能達(dá)到有效狀態(tài)。針對分析結(jié)果，提出以下建議：第一，加強(qiáng)糧食直補(bǔ)工作的信息化建設(shè)，簡化補(bǔ)貼資金發(fā)放程序，降低操作成本。改善管理，合理調(diào)整補(bǔ)貼制度是提升糧食直補(bǔ)綜合效率的關(guān)鍵。第二，適度提高補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)，擴(kuò)大補(bǔ)貼規(guī)模。可以通過加收農(nóng)地征用補(bǔ)償金來實現(xiàn)。農(nóng)地征用削減糧食種植面積，威脅糧食安全，在農(nóng)地征用中加收部分農(nóng)地征用補(bǔ)償金有利于鼓勵種糧農(nóng)民的生產(chǎn)積極性，保證我國糧食安全，是拓寬糧食直補(bǔ)資金的良好途徑。第三，提高資源配置效率。梳理各類農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼資金，調(diào)整糧食生產(chǎn)補(bǔ)貼比例，將對社會、經(jīng)濟(jì)有重要貢獻(xiàn)的糧食種類進(jìn)行重點補(bǔ)貼；將對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有重要貢獻(xiàn)的農(nóng)業(yè)人口進(jìn)行重點補(bǔ)貼，逐步提高糧食直接補(bǔ)貼資金的配置效率。

參考文獻(xiàn)：

[1]陳俊杰.中國糧食主產(chǎn)區(qū)糧食直補(bǔ)政策效率評估

[J].中州學(xué)報，2010，（6）.

第9篇：提高糧食產(chǎn)量的建議范文

“目前我國糧食加工業(yè)發(fā)展相對比較滯后，發(fā)展空間較大，如果僅看名義增長，年均12％的增速是可以實現(xiàn)的。如果剔除價格因素，實質(zhì)增長5％都將是個了不起的數(shù)字”，李國祥說。但他還表示，糧食加工業(yè)的發(fā)展不僅要看自身的增長速度，還要與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的增長相適應(yīng)，兩者的比例應(yīng)該控制在合理的范圍之內(nèi)。

此外，李國祥指出，目前我國糧食加工業(yè)最突出的問題是，整體發(fā)展水平低、加工企業(yè)規(guī)模小實力弱、技術(shù)水平落后，大量低水平重復(fù)建設(shè)造成資源的嚴(yán)重浪費?！斑@種生產(chǎn)方式使得糧食加工業(yè)對農(nóng)產(chǎn)品價格的消化能力比較差。在土地日益稀缺，農(nóng)民收入亟待提高的背景下，糧食價格可能會適度上漲，但受經(jīng)濟(jì)總體運(yùn)行制約，食品價格不能提高太多。這就要求糧食加工業(yè)提高技術(shù)水平和利用效率，發(fā)展規(guī)?；a(chǎn)，將原料價格上漲的因素消化掉，以防食品價格出現(xiàn)暴漲，影響社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展?！?/p>

“我國糧食加工業(yè)最需要解決的不僅僅是產(chǎn)能問題，更主要的是技術(shù)問題。如果一味在低水平基礎(chǔ)上增加產(chǎn)能，實際上只會造成資源的浪費，無論對社會還是消費者都是不利的。因此，要提高加工業(yè)發(fā)展質(zhì)量，就一定要轉(zhuǎn)變發(fā)展方式?！崩顕檎f。 建議實行配額管理制度 規(guī)劃提出，要健全保障糧食安全的加工調(diào)控機(jī)制，建立健全新形勢下引導(dǎo)生產(chǎn)、促進(jìn)流通、以工促農(nóng)、動態(tài)調(diào)節(jié)供求、保障糧食安全的糧食加工和消費調(diào)控機(jī)制。充分發(fā)揮糧食加工骨干企業(yè)在宏觀調(diào)控中的作用，引導(dǎo)糧食加工企業(yè)參與執(zhí)行國家調(diào)節(jié)供求、穩(wěn)定市場和價格、保護(hù)農(nóng)民利益的調(diào)控政策。

對此，李國祥建議，對糧食加工業(yè)不能單單依靠政策調(diào)控，更需要實行配額管理制度。如果非食物用途的糧食加工業(yè)增長速度太快，會出現(xiàn)跟食用糧食爭資源的問題，將進(jìn)一步推動糧食價格上漲，威脅糧食安全。因此，需要對糧食加工業(yè)實行配額制。在糧食產(chǎn)量大時，可以適當(dāng)提高配額，加工企業(yè)可以多儲備多加工；糧食產(chǎn)量小時，就應(yīng)該降低配額，糧食加工企業(yè)減少生產(chǎn)，造成的缺口用糧食豐產(chǎn)時的產(chǎn)量來彌補(bǔ)。通過這樣一種形式，完善糧食加工業(yè)的產(chǎn)業(yè)體系，處理好糧食安全和工業(yè)用糧之間的矛盾。

此外，規(guī)劃還提出，要加大對糧食加工企業(yè)的財稅和金融支持力度，健全和完善國家支持糧食加工業(yè)發(fā)展的各項稅收優(yōu)惠政策，鼓勵金融機(jī)構(gòu)在有效防范風(fēng)險的基礎(chǔ)上，加大對實力強(qiáng)、資信好、效益佳的糧食加工企業(yè)信貸支持力度。積極實施“走出去”戰(zhàn)略，鼓勵糧食加工業(yè)企業(yè)“走出去”，開拓國際市場，符合條件的企業(yè)可申請相應(yīng)財政資金支持。