粮食生产论文篇(1)

1BCC模型数据包络分析

（DEA）是运筹学的一个新的研究领域,1978年由Charnes和Cooper等人首先提出，以评价部门间的有效性问题。常见的模型有CCR和BCC。CRR模型是用来研究在固定规模报酬下，多输入、多输出的效率问题。1984年R.D.Banker,A.Charnes和W.W.Cooper又提出了一个BCC模型。BCC模型又称为纯技术效率模型（PTE）是在CCR模型的基础上剔除规模报酬因素后，考察各个决策单元的生产效率问题，以作为CCR模型的参考。用综合技术效率除以纯技术效率可得一个指标，称为规模效率（SE），表示当规模报酬可变时，生产前沿面与规模报酬不变时生产前沿面的距离。

2数据选取与说明

本文选取苏北28个县（市）作为研究对象，取Y粮食作物产量万吨）作为输出，X1农林牧渔从业人员（万人）、X2粮食作物播种面积（千公顷）、X3农业机械总动力（万千瓦）、X4农用化肥施用量（万吨）、X5农村用电量（亿千瓦时）作为输入，考察各县（市）农业生产效率，数据来源2013年江苏省统计年鉴。

二结论分析

1整体分析根据上表统计结果

可将28个决策单元分成4类，第1类为SE,TE,PTE均=1的决策单元即弱DEA有效的决策单元，共有9个，分别为丰县、沛县、淮安市区、涟水、洪泽、盱眙、东台、大丰、泗阳，结合表3的松弛变量，上述9个县（市）的s值均为〇，为DEA有效。均为规模报酬不变，可见这些地区的粮食生产的投入要素合理，不存在资源浪费，或价格失常的情况；第2类为SE、TE≠1，PTE等于或接近1的决策单元，为非DEA有效决策单元，包括邳州、连云港、灌南、金湖、响水、建湖、徐州市区、沭阳8个县（市）表明这些地区的粮食生产技术性较强，拥有较好的可持续发展，内部控制比较稳定，对资源、价格等外部因素依赖性弱，但是，规模效率较差；第3类为TE、PTE≠1，SE等于或接近1的决策单元，包括新沂、东海、灌云、盐城市区、滨海、射阳、宿迁、泗洪、睢宁9个县（市），在现有粮食生产规模水平上上述9个决策单元能取最佳效率，但是其纯技术效益较差；第4类为SE、TE、PTE指标均较小的决策单元，包括赣榆和阜宁两个县，粮食生产极不科学。

2SE、PTE对比分析

由于综合技术效率可以分解为纯技术效率和规模效率，即TE=SE×PTE因此对于综合技术效率较低的决策单元可以通过比较纯技术效率和规模效率，总结综合技术效率低的主要原因，如果纯技术效率＞规模效率，则表明综合技术效率低的主要原因是由规模效率引起的，反之同理。通过比较上述非DEA有效的19个样本，徐州市区、邳州、连云港市区、赣榆、灌南、金湖、响水、建湖、沭阳9个地区技术效率大于规模效率，因此应该把重心放到提高规模效率方面。剩余10个地区则须把重心放到提高技术效率方面。

3规模报酬分析

上述28个决策单元按照规模报酬可分为3类，第1类为规模报酬不变的地区，即DEA有效的10个决策单元，表明投入科学，达到了最有的组合，不存在冗余或不足的情况；第2类为规模报酬递增的地区，包括新沂、连云港市区、赣榆、灌南、金湖、盐城、响水、滨海、阜宁、射阳、建湖11个决策单元，这些地区的投入不足，扩大少量粮食生产的投入，可以获得大量的收益；第3类为规模报酬递增的地区，包括徐州市区、邳州、东海、灌云、宿迁、沭阳、泗洪7个决策单元，这些地区投入过量，产出不足，应适当控制投入。总体比较而言苏北粮食生产规模报酬递增地区略多于递减区域，

4冗余度的投影分析

假设产出一定，样本的各项投入须保证统筹安排，否则会出现投入冗余的情况，即相应指标的松弛量取值＞0，结合28个县（市）的粮食生产情况，进行投入冗余度的投影分析。，28个样本中存在投入冗余的有10个县（市），其中有1个投入项冗余的县（市）为新沂，2个投入项冗余的县（市）有东海、灌云、阜宁、射阳、宿迁、沭阳，3个投入项冗余的县（市）有徐州、赣榆和泗洪。表明上述县（市）在投入方面存在着一定的资源浪费现象，以东海县为例粮食播种面积为159.7千公顷，冗余值为28.361千公顷，粮食播种面积投入溢出比为17.8%，农业机械总动力119.7万千瓦，冗余值为36.074万千瓦，农业机械总动力投入溢出比为30.1%。

三对策结合

粮食生产论文篇(2)

1甘肃省气候变化的特征

1.1整体暖干化,局部暖湿化

甘肃省气候总体上呈暖干化变化趋势,变化的分界线与黄河走向基本一致,黄河以东地区(简称河东,下同)呈显著暖干化趋势,以西地区(简称河西,下同)呈微弱暖湿化趋势[9-11],温度升高、降水减少,冬暖夏干是甘肃省现代气候变化的基本特征[14].1951—2010年甘肃省气温一直在波动中上升,气温增长率为0.175℃·10a-1,以冬季升温最快,为0.371℃·10a-1,是平均增长率的2.2倍[8].从图1可以看出,1986年为气候向暖干化转型的突变点,转型后1987—2010年与1960—1986年相比,全省年平均气温升高了1.1℃,其中河东和河西地区分别升高了0.9和1.4℃,全年以冬季气温升幅最大,平均为1.3℃,已连续经历了23个暖冬[9-10,14].年最低气温升高是全年气温升高的主要原因[15],气候变暖使极端气候事件增多,加剧了农业生产的波动性和不确定性[16-17].伴随着气温的持续升高,甘肃省降水总体上呈持续减少趋势,年降水分布由东南向西北递减,年降水量河东为减少趋势,河西为增多趋势,分界线也与黄河走向基本一致[10,18].1961—2008年全省平均年降水量总线性趋势变化率为-10.1mm·10a-1.其中,河西为3.4mm·10a-1,河东为-11.0mm·10a-1,全省冬、春、夏、秋四季平均降水量的线性趋势变化率分别为1.02、-2.94、-1.38和-6.77mm·10a-1,秋季降水量减少的趋势更加明显[19].近50年来,全省年平均降水量减少了28mm,河西平均增多12mm,河东平均减少51mm;近37年来河东雨养农业区3月上旬、4月中旬、9月上旬和11月上旬的降水量呈显著减少的变化趋势,但河西西部、陇中北部、陇南、陇东部分地方等区域性地区夏季降水则呈增多趋势,全年降水的不确定性显著增加,使农业生产的风险增大[20].

1.2旱区南移扩大,干旱频发

气候变化使甘肃省河东湿润塬区降水量逐年减少,向暖干化发展,半干旱川区逐年增多,向湿润化发展[21],使河西疏勒河、黑河和石羊河三大河流年出山径流量逐年缓慢下降[22].研究表明,年平均气温每增加1℃,≥0℃的积温等值线将向北推移50km[23],气候变化使甘肃省400mm降水量分界线和年蒸发量1550mm等值线向南扩张,干旱半干旱区整体南移扩大,面积增大[8,19-20,24-25].在祁连山以及青藏高原东侧,陇东西侧,自景泰经定西到陇西、天水、武都和文县,年均降水量200～400mm的区域形成中部由北向南伸展的干舌,成为甘肃旱灾最严重的区域[9].在河西走廊形成了“非灌不植”、“地尽水耕”现象,即没有灌溉就没有农业[26].气候变暖使甘肃省自20世纪90年代以来旱灾频率呈持续上升趋势.近60年来发生率达65%,其中重旱发生率为44%,特大旱灾发生率为21%[9].特大干旱一般都发生在降水年代际变化的少雨时期和年际变化的少雨时期同时出现的阶段,旱灾往往是多个时段连续发生,呈现多季连旱、旱冻叠加、多样化变化趋势[10].干旱发生频率由近500年的志书记载中的平均3.4年出现一次小旱,9年出现一次大旱,发展为近50年来的平均1.7年出现1次小灾,3.5年出现1次大旱的变化趋势和“两年一小旱、三年一大旱、二十年一特大旱”的灾害特征[27-28],旱灾频发与同期气温升高和降水减少密切相关.根据IPCC-AR4模式对中国21世纪气候变化的预估结果综合分析得出,在A1B温室气体排放情景下,预计到2020年,甘肃省平均气温增幅在0.68～0.95℃;到2050年,增幅达1.93～2.45℃,且都以河西西部增温略高,冬季升温最为明显,幅度达2.17～2.82℃.同期降水则呈现出一致的增加趋势,也以河西增加较为明显,达6%～7.6%.预计到2050年,除陇东的降水减少0.04%～1.68%外,其余地方的降水普遍增加5.36%～9.01%,但季节降水变化的不确定性也很大.降水增加、蒸发量剧增,甘肃省特别是极端干旱区和干旱气候区的基本现状没有根本改变.

2气候变化对甘肃省粮食生产的影响

2.1对农业自然资源要素时空变化的影响

气候变化直接导致光、温、水、土等主要农业资源要素时空格局发生变化.1986年气温突变后,全省平均≥0℃积温平均增加了161℃,≥10℃积温平均增加了151℃,热量资源显著增加使生长季延长了10～20d.从地域分布看,河西地区平均增温141℃,河东地区平均增温156℃[14].就河东地区而言,平均气温每增加1℃,≥0℃的积温等值线将向北推移50km[23].气候变化使甘肃农业可利用的水资源量急剧减少.甘肃境内7条主要河流年径流量以每年0.4851×108m3的速度下降[29],1990年代以来的年均径流量比1960年代减少了14.7％～57.1%[10].境内河西内陆河流域冰川面积和冰储量1956年至今分别减少了12.6％和11.5％,冰川厚度减薄5～20m,雪线(平衡线)上升幅度达100～140m,冰川积雪的“固体水库”作用削弱,除黑河和疏勒河外,大部分河流径流量呈减少趋势,使得依靠祁连山雪水灌溉的河西绿洲逐渐成为一条极度干渴的走廊[9,11,25].气候变暖加剧了农业对土壤水分的消耗.水分亏缺成为农田水分平衡的主要特征,导致作物生长发育关键期水分供需错位[30],在作物旺盛生长的6月上旬至7月上旬出现土壤含水量的低值槽区[31-33],在120～130cm土层出现干化现象,土壤含水量与最适宜状态水分含量夏季相差最大为50～100mm,秋季相差最小为20～40mm[34].河西内陆河流地表水资源开发利用率高达95%以上,气温升高、降水减少引发的干旱机率逐年增大[29].气候变化改变了土壤水热环境,进而影响土壤有机质、气体、水分、矿物质、微生物活动和繁殖,从而影响土壤肥力[35].气温升高或降水量减少将导致土壤有机碳含量的降低;降水减少通过影响土壤水分条件和通气性而影响土壤固有有机碳的矿化分解和外源有机碳的降解,进而影响土壤有机碳含量.土壤水分充足,则透气性差,有利于提高土壤有机碳含量;土壤水分不足,孔隙度大,则促进了有机碳的矿化分解.气候变暖影响土壤微生物生物量和微生物活动,改变土壤中养分利用和C、N循环,也加快了土壤有机质的分解和氮的流失[36].降水减少是黄土高原土壤有机质变化的主要原因[37],气候变化导致高温和强降水等极端气候事件增多,通过加剧水土流失造成土壤养分损失使甘肃黄土高原区土壤质量和肥力一直处于下滑状态[3,37].

2.2对粮食安全的影响

2.2.1对主要粮食作物发育特征的影响

小麦、玉米,马铃薯是甘肃省三大主要粮食作物,多年平均播种面积占全省粮食播种总面积的85%左右,对全省粮食安全起着决定性的作用.气温变暖对主要粮食作物生长发育产生了显著的影响,对越冬作物的冬前生长发育及喜温、喜热作物的全生育期生长发育均比较有利.使冬小麦播种期推迟,越冬天数减少7～8d,越冬死亡率下降到2%以下,返青至开花期天数延长7d,返青期与成熟期提前,生殖生长阶段提早,全生育期缩短8～10d;使春小麦生殖生长加快,乳熟至成熟期每10a缩短2～3d,全生育期每10a缩短4～5d;使玉米等喜热、喜温作物的生长发育速度加快,主要发育期提早,生殖生长阶段延长,生育期缩短6～8d;使具有无限生长习性的马铃薯生育前期的营养生长阶段缩短,生殖生长阶段延长,全生育期延长9～13d,但对灌区喜凉作物生长发育的影响相对较小[21,23,38-41].研究表明,冬小麦关键生育期均表现为与日照时数和日较差呈显著正相关,与气温、5月降水总量均呈显著负相关,最低气温升高是冬小麦生育期提前的主要原因[21-24].气温对春小麦产量形成的影响除出苗期和成熟期外均为负效应,降水量的影响除出苗期和成熟期为负效应外,其余时段均为正效应,降水量每减少10mm,生长期缩短约0.8d[14,40].气温变暖为玉米生长发育赢得了更加充足的热量资源,对生长和发育均比较有利[14].

2.2.2对种植制度与布局的影响

气候变暖条件下,有效积温增加、积温带北移使甘肃省主要作物宜种区向北推移、种植高度增加,熟性由早熟型向偏晚熟型发展,冬小麦种植北界向北扩展了50～100km,小麦、玉米、马铃薯种植海拔高度普遍增高了100～200m.1979—2012年35年间,温度升高或降水减少使水热供需错位的小麦播种面积每年平均减少1.5%,其中,冬小麦播种面积相对稳定,春小麦播种面积每年平均减少3.2%;使喜温适水玉米、喜凉适水马铃薯播种面积每年平均增加了3.3%和2.7%(图2).但使主要作物品种的布局发生根本性变化,与变化后温水条件相宜的秋粮播种面积每年平均增加了1.3%,与之错位的夏粮播种面积每年平均减少了1.8%,夏秋比也由1.5:1变为0.5:1(图3);相应的品种熟性也表现为强冬性冬小麦品种逐渐被抗寒抗旱性强的弱冬性品种取代,早熟玉米品种逐渐被中晚熟品种取代,高抗晚疫病、高淀粉含量、丰产性好的马铃薯播种面积逐年扩大[14,22,42].

2.2.3对作物主要病虫害的影响

气候变暖特别是暖冬凸显导致害虫全年可繁殖天数和越冬基数增加,越冬北界北移,向北迁出的时间提前,向南回迁的时间推迟,繁殖世代数增加,危害地理范围扩大、程度加剧.对条锈病、白粉病、蚜虫、红蜘蛛等农作物病虫害的发生和流行均有比较明显的影响[43-44].甘肃省陇南山区是我国小麦条锈病的主要发源地,冬季显著增温使小麦条锈病发生的海拔高度约升高100～300m,危害范围明显扩大,发生时间也由3月提早到2月.从生态系统的角度来看,气候变暖将会引起生物种间关系变化,气温升高将会扰乱生态系统中害虫-捕食者、害虫寄生天敌等种群间的平衡关系,有些害虫的天敌可能因适应不了气候变化而缩减甚至消亡[45].一些对高温敏感的病虫害呈减弱趋势,致使小麦条锈病、蚜虫等病虫由低海拔地区向高海拔地区迁移危害,甚至还有减弱趋势.相反在缺少天敌的有效控制条件下一些害虫则会迅速繁殖,形成流行暴发.小麦蚜虫的发生流行一般主要在5～23℃的温度条件下,大于24℃或小于4℃时,麦蚜虫数都会显著减少;小麦红蜘蛛病的适宜温度约在8～15℃,在20℃以上就会引起死亡;粘虫在冬季繁殖、越冬、春季迁入等均增殖1～2代,在温度升高2.69℃的情景下,粘虫的越冬北界将向北推移3°[14].耕作熟制改进、水肥条件改善也有利于害虫和病原体安全过冬,使作物病虫害的发生世代、越冬北界及分布范围发生变化,病虫害发生面积、危害程度和发生频率逐年增长[43-44].

2.2.4对粮食安全的影响

气候变化对粮食安全的影响已成为气候变化研究的一个重点领域[45-47].气候变暖将使雨养农业区大多数作物的光合速率明显下降,生育期显著缩短,对甘肃省主要粮食作物产量影响的不确定性增加,利弊兼有[17,48].研究表明,平均气温与农业受旱灾面积、粮食产量之间呈显著正相关,降水量与农业受旱灾面积、粮食产量之间呈显著负相关.气温升高,降水减少变率增大,气候暖干化导致了干旱灾害频繁发生,是农业受旱灾面积扩大、粮食减产的主要原因[19].春季低温对粮食生产的影响比冬季低温更明显,春季低温的影响具有显著性和持续性,而冬季低温的影响具有阶段性和滞后性的特点.降水减少是旱地粮食生产的最大威胁[49-50],雨养农业区3—10月年平均降水量与干旱受灾面积和粮食减产量呈显著负相关,平均气温与干旱受灾面积和粮食减产量均呈显著正相关[11,17,48].气候变暖,气温升高,将改变作物生长季节的长短,可能会加剧对光热敏感作物的吸收作用,降低作物干物质积累,最终导致作物产量降低.气候变暖不利于雨养农业,但有利于灌溉农业.研究表明,雨养农业区作物产量主要受降水量的影响,与生育关键期降水量呈正相关,“暖湿型”气候对生产活动更为有利,年气候生产力可增加13.7％～31.2％,而“冷干型”气候对生产活动更为不利,年气候生产力减少5.1％～27.1％.气候变化使绿洲灌溉区农作物的气候产量提高了10％～20％,使雨养旱作区农作物气候产量减少了10％～20％[14,51-52].气候暖干化加剧了水资源危机[10],改变作物种植格局、结构和熟性[23],造成土壤干旱、土壤养分流失,降低了土壤肥力和土地生产力[3],直接导致减产[49],进而威胁区域粮食安全.1950—2010年60年间,甘肃省成灾面积超过100万hm2的重旱就发生了18次,仅20世纪90年代以来就出现了10次.年均受旱面积、成灾面积、成灾率分别为70.94万hm2、52.84hm2和28.5%,旱灾造成粮食年均减产41.64万t,减产率达31.6％,受旱率和成灾率分别增加了1.25和1.6倍(图4,图5)[37,50].

3应对气候变化发展粮食生产的研究方向

温度升高、降水减少导致旱薄叠加负效应对甘肃省粮食生产的威胁最大[15,37,48].生产和实践都表明,以改善和提高有限降水利用率、土壤质量和土壤肥力为核心,治旱与治瘠有机结合,是甘肃省应对气候变化增加食物产出研究发展的主要方向.

3.1选育优势作物新品种,适温适水种植

加快培育和种植较为“强悍”的农作物,合理改变农作物种植方式,是应对全球气候变化、保障粮食生产的有效途径之一.气候变暖使甘肃省冬季气温升高、有效积温显著增加、作物生长周期有效延长,为培育弱冬性中晚熟小麦品种与中晚熟玉米品种提供了可能;使作物生长发育特性,宜种区、熟性和熟制向有利的方向改变,作物布局和种植制度优化调整优势加强,但在大尺度上因降水减少、低温冻害、干旱等极端气候事件的制约难以高效实现.与全国一样,甘肃省在应对气候变化的主要农作物多样性布局、基因资源发掘和新品种培育方面比较滞后,相关的理论和技术储备薄弱,应以发挥作物自身抗逆高效用水的品种特性为突破口,通过生物、分子或转基因育种,选育抗寒抗旱、高水分利用效率、弱冬性、中晚熟作物新品种,逐步取代生产上推广的强冬性、中早熟品种.并以“适水适温种植”、“逃旱避旱”为指导思想,针对喜温作物提早成熟、多熟制北移等气候变暖响应,压缩高耗水、水分利用效率低的作物种植面积,扩大与区域降水季节分布特点相吻合、低耗水、高水分利用效率的作物种植面积,使主要作物向宜种区集中,建立作物需水规律与降水时空分布规律相一致的作物种植布局和种植制度,是保障粮食安全生产的基础[53].

3.2集雨治旱,高效用水主动抗旱

“雨水治旱,主动抗旱”是甘肃省发展旱地农业生产的重要理论依据,传统上就地拦蓄雨水径流蓄墒防旱技术仍是雨水治旱重要的技术支撑[17,48,54].如,利用耐旱作物对降水的适应能力逃旱、避旱,“顺天时,量地力”高效利用自然降水;增施有机肥,以肥调水、以水促肥,提高水肥利用效率;利用精耕细作纳、蓄、保、用水;改变土壤微地形,“和土”集雨蓄墒;采用耕、耙、耱、压土壤精细集约耕作保墒防旱;坡改梯纳雨保墒等,是甘肃省发展现代旱地农业应采用的重要技术措施.富集叠加高效利用雨水主动抗旱是甘肃省应对气候变化发展旱农生产的主要方向.甘肃省依据“雨水富集叠加+就地入渗+覆盖抑蒸”与“作物旱后复水补偿超补偿效应”理论,研究建立了集水高效农业技术体系,组建的以“梯田+品种+施肥+覆盖+水窖+微灌”硬技术综合配套为特征的旱农综合增产技术,解决了降水少、变率大、季节分配不均,与作物需水供需错位等问题,增加了干旱时段水分供应,降低了干旱胁迫,使作物安全度过干旱期,实现稳产丰产,使作物增产31.6%～72.0%[55];提出的旱地稀植作物全膜双垄集雨沟播技术,通过地膜覆盖增温保墒、大小两个垄面集雨提墒改善了作物根区水热微环境,使玉米增产达30%以上[56];提出的密植作物全膜覆土穴播种植技术,有效解决了7—93个月降雨高峰期与高蒸发期同步、棵间蒸发损失大、地膜小麦苗穴错位、人工掏苗工作量大、放苗难等关键问题,使地膜小麦亩产比裸地提高29.1％[57].雨水治旱技术使甘肃省以相当于50%的全国平均人均占有水资源量生产了相当于90%的全国人均占有粮食,用全省1/4的粮食播种面积生产了全省56.3%的粮食,但其配套的水肥精准调控、地力培肥等关键技术仍需深化研究.

3.3治瘠沃土,水肥互促调

水治旱干旱和瘠薄互作负效应恶性循环降低土壤肥力和土地生产力,直接导致减产是甘肃省粮食安全生产的桎梏[10],治旱必治瘠是以肥调水高效用水的关键措施[38].化肥秋深施、有机无机配施、秸秆堆腐秋施还田和豌扁豆轮作是旱薄地地力提升的关键基础技术措施[38,58-59];优化施肥、平衡施肥和缓控施肥是均衡土壤养分供应、平衡作物养分汲取、减少养分损失、提高肥料利用率的重要技术支撑.但是适用于不同作物、不同耕作方式和不同栽培目的的具体培肥措施,以及各种措施的互作效应、集成效应和配套组装方式等仍需深化研究.

3.4结构调整,粮食生产向主产区集中分析

研究表明,甘肃省必须确保333.33万hm2耕地“红线”,才能确保1000万t粮食的有效供给.综合分析近10年生产实践数据认为,粮食作物播种面积应确保稳定在200万hm2以上,经济林果、油料、小杂粮及其他作物种植面积应稳定在133.33万hm2左右.合理的作物种植结构应为全膜双垄沟播玉米、地膜小麦、地膜马铃薯、经济林果、油料、小杂粮等其他作物各66.67万hm2,粮经比例为3:2.结合作者的研究实践分析认为,粮食生产必须向主产区集中.根据甘肃省农业区划[60],在陇东黄土高原农林牧区、陇南山地农业经济林区、甘南高原牧林区、陇中黄土高原农林牧区、河西走廊灌溉农业区、祁连山、马鬃山山地畜牧水源林区6个类型区中,陇东黄土高原农林牧区及陇南山地农业经济林区的大部,陇中黄土高原农林牧区、河西走廊灌溉农业区是甘肃省粮食的主产区,并分别代表年降水量250~550mm及其以上的雨养农业区和250mm及其以下的内陆沿黄和绿洲灌区,涵盖庆阳、平凉、定西、白银、天水大部、中部沿黄灌区和河西绿洲灌区,总耕地336.22万hm2,也是未来甘肃省发展粮食生产的重点区域.雨养农业区应重点发展集水高效农业,沿黄及绿洲灌区应着重发展节水高效农业,通过富集叠加高效利用雨水和节约高效利用灌溉水,达到资源持续高效利用、粮食稳定增产的目的.

3.5研究展望

粮食生产论文篇(3)

1.1粮食种植情况2013年，陇川县粮食播种面积28688.8hm2，平均单产5220kg/hm2，粮食总产量14.971万t，其中：水稻种植面积12034.2hm2，单产6127.5kg/hm2，总产7.374万t；玉米种植面积13148.2hm2，单产4983kg，总产6.552万t；薯类种植面积1636.3hm2，单产3640.5kg/hm2（折粮），总产0.596万t（折粮）；小麦种植面积816.7hm2，单产3570kg/hm2，总产0.291万t；豆类种植面积1053.4hm2，单产1495.5kg，总产0.158万t。

1.2粮食加工、销售情况陇川县主要有绿野粮业公司、鑫森米业、福睿精米厂、阿露窝罗米业、城子饵丝加工厂、鑫盛酒业等9家粮食加工企业，主要以加工稻谷为主，据统计，2013年加工稻谷2.3万t，占陇川县水稻总产的31%，生产销售精米、饵丝和米酒1.3万t，9家粮食加工企业年可加工稻谷7万t，现稻谷原料加工缺口4.7万t。注册有“绿野软米”、“户撒福睿”、“参象精米”、“阿露窝罗”、“鑫森软米”、“刘佳饵丝”、“三多饵丝”、“景颇缘”8个商标，产品供不应求，除满足县内州内市场外，还销往省内昆明、大理、保山、红河和省外贵州、广西、四川、上海等省市的批发市场，并进入当地超市销售。

1.3粮食生产专业合作社情况陇川县注册有兴川粮油加工、益龙水稻种植、户撒润相水稻种植、户撒兴明水稻种植、城子春良马铃薯、城子永幸马铃薯6家粮食生产专业合作社，会员748人，带动农户3658户。

2存在的问题

2.1农资价格上涨和人工成本上升，使种粮比较效益逐年下降，粮食种植户增收困难近年来，由于种子、化肥、农药、柴油等农业生产资料价格上涨和人工成本上升，农民种粮成本大幅增加，而粮食价格涨幅低于成本增幅，农业比较效益下降。据调查计算，2013年粮食作物亩生产成本较2010年增加200元左右，由此带来生产成本增加，影响到农民种植积极性，增加了生产投入的压力，农民增收困难。随着农村外出务工人员增多，特别是粮食主产区一半以上的青壮年劳动力外出打工，农业劳动力呈现结构性紧缺。农资价格连年上涨以及农村雇工成本的大幅增加，严重影响粮食生产效益的提高。

2.2农田基础设施滞后，中低产田比例大，高稳产农田少陇川县粮食作物生产用地，高稳产农田地仅占20%，中低产田占80%，水利化程度低，田间沟路不配套，农田保灌率低，受旱、涝影响严重，旱不能灌，涝无法排，抵御自然灾害能力弱，制约着粮食单产的提高。加之部分优质粮地转种其他作物或转作其他用途，新增标准农田耕作层恢复缓慢，同时由于土杂肥、农家肥等传统有机肥使用量急剧减少，地力下降明显，制约着粮食生产的发展。

2.3农业劳动力素质下降农村青壮年劳动力大多外出务工，留守的劳动力接受新知识、新技术的能力相对偏弱，劳动技能提高难度大，影响粮食新品种和配套栽培技术推广应用，制约粮食科技水平的提升。

2.4经济作物与粮食作物争地的矛盾日益突出与进城务工和种植经济作物相比，种粮效益明显偏低，保护农民种粮积极性、保持粮食生产稳定发展的难度加大。甘蔗是陇川县的支柱产业，近年来，粮食生产和甘蔗生产争田的矛盾十分尖锐。在农民增收要求和保障粮食安全的双重压力下，需要寻找发展粮食生产与保持农民增收的结合点，稳定粮食生产。

2.5粮食加工企业带动能力不强，粮食生产专业合作社发展滞后一是陇川县粮食生产企业多而小、带动能力不强，不能满足粮食产业化发展的需要；二是稻谷加工原料严重不足，缺口4.7万t；三是粮食生产专业合作社少而小，产前、产中、产后全程服务程度低。

3发展思路

按照“增面积、攻单产；调结构、提品质；强产业、增效益”的总体思路，在稳定现有产能的基础上，努力挖掘增产潜力。通过烟、粮种植模式的推广应用，实现小春拿钱、大春收粮，增加粮农收入，稳定粮食生产；通过加大粮食作物间套种技术的推广应用，提高复种指数，扩大种粮面积，增加粮食产量；通过集约项目，集成技术，主攻单产，提高品质，加快粮食高产栽培技术推广应用，提高粮食单产；通过优化粮食生产结构和品种、提高粮食生产科技含量、提高社会化服务水平等环节来提高粮食生产效益；通过大力推广水稻育插秧机械化技术，实现水稻生产全程机械化，减少劳力投入，促进水稻生产节本增效；通过示范区建设，树立典型，示范展示，辐射带动，推进规模化种植、标准化生产和产业化经营，全面提升陇川县粮食综合生产能力和市场竞争力。

3.1加大政策力度，增加粮食种植面积建立粮食生产责任制，由县政府与乡（镇）政府签订粮食生产责任书并进行考核，评出粮食生产先进单位和粮食增产奖。认真落实中央、省、州粮食生产扶持政策，加大财政对粮食生产的投入力度，充分调动农民种植粮食作物的积极性，鼓励农民多种种好粮食作物。加大对粮食作物高产创建、科技示范户、粮食生产专业合作组织的政策扶持力度。全县每年评选粮食生产优秀企业、种粮大户、优秀科技示范户、粮食生产专业服务合作组织和对粮食生产作出贡献的有关人员，县政府安排专项资金进行奖励。继续实施甘蔗提质增效工程，控制甘蔗种植面积，增加粮食播种面积，提高粮食生产科技贡献率，提升粮食综合生产能力。

3.2严格保护耕地，完善基础设施耕地是粮食生产的基础，保护粮食生产能力，其关键是要保护好耕地的数量，提高现有耕地的质量。

3.2.1加强《土地法》和《基本农田保护条例》的宣传切实加强对土地开发利用的管理和监管力度，严格控制非农建设用地；制止粮田挖塘养鱼及取土烧砖瓦等破坏粮田行为；控制在粮田上种植多年生木本经济作物的面积，以利粮田的复垦。

3.2.2做好培肥改土，提高耕地生产能力大力推广使用有机肥和测土配方施肥技术，改良土壤结构，提高土壤肥力水平。切实抓好标准农田新增耕地的地力培肥，提高耕地质量，将标准农田的维护管理列入议事日程。实施中低产田综合治理，使陇川县中低产田面积逐年下降。

3.2.3加强农田基础设施建设加大对农田基础设施建设的投入力度，组织力量作好调查规划，落实资金，改善农田基础设施条件，提高耕地综合生产能力。

3.3依靠科技支撑，提高粮食单产

3.3.1围绕烟粮生产模式（烟后水稻和烟后玉米），进行品种品质结构调整，积极引进、推广高产优质品种加大对高产、优质品种的引进、试验、示范、推广力度，使粮食作物主导品种覆盖率达到90%以上，为提高单产奠定基础，通过合理搭配布局充分发挥其增产潜力，不断提高粮食作物单产水平。

3.3.2大力推广省工节本增产增效技术通过全面落实粮食作物高产创建、间套种、地膜覆盖、测土配方施肥、病虫害专业化统防统治、重大农业有害生物防控及各项强农惠农政策，大力推广水稻生产育插秧机械化、水稻节本增效精确定量栽培技术、玉米地膜覆盖保水抗涝栽培技术、冬马铃薯大垄双行抗旱栽培技术、蔗前套种粮豆作物规范化高效栽培技术、冷凉多雨山区水改旱技术等多套区域性特色技术措施的集成组装利用，实现“科技增粮”的目标。

3.3.3加大粮食作物间套种技术和甘蔗间套种技术的推广应用大力推广玉米套种红薯、玉米套种豆类、玉米套种辣椒、甘蔗套种冬马铃薯、甘蔗套种冬黄豆、甘蔗套种冬玉米等间套种模式，提高复种指数，增加粮食产量和种植效益。同时培肥地力，熟化土壤，增强耕地综合生产能力。

3.3.4健全农作物重大病虫害监测预警系统提高对粮食作物重大病虫害的监测预报和预警控制能力，重点抓好水稻稻飞虱、水稻稻瘟病、玉米灰斑病、玉米大小斑病、马铃薯晚疫病等重大病虫害的预测预报和防治，实施粮食作物病虫综合防治，开展病虫害统防统治，提高统防统治面积比例，减少农药使用，改善防治效果。

3.4扶持龙头企业和专业合作社，发挥辐射带动作用重点培育一批科技含量高、产品竞争力强、经济效益好、带动能力强的龙头企业。从陇川县实际情况出发，主要是培育和发展优质稻米、饵丝、米酒加工龙头企业，扶持粮食生产专业合作社，通过龙头带动，发展订单农业，带动农户面达到60%以上。通过建设6666.7hm2优质稻生产基地，培育壮大龙头企业，创建无公害优质米品牌，大力推进农业产业化经营，提高产业化水平。

3.5开展高产创建，挖掘增产潜力开展粮食作物高产创建活动，促进粮食作物优质高产品种和先进实用技术推广，充分挖掘新品种、新技术的增产潜力，增加粮食单产，提高粮食综合生产能力和效益。开展水稻、玉米等粮食作物的优质高产示范竞赛、优质高产良种展示和科技示范户活动，组织相关考察、现场观摩，加快优良品种推广，促进新进技术的应用，提高粮食生产效益，增加粮食总量，确保粮食安全。

3.6强化服务职能，为粮食生产提供保障

3.6.1抓好农业社会化服务农业社会化服务涉及农产品质量安全、农资打假、农机安全等方面，在农村市场与信息化建设中，要充分发挥农业信息网、数字乡村网、三农通等网络平台功能，不断完善全县市场监管与监测预警体系建设，提高农业信息化服务能力和水平。

3.6.2抓好农产品标准化建设按照“努力确保不发生重大农产品质量安全事故”的要求，坚持“两手抓、两手硬”的标本兼治方针，一手抓执法监管，围绕种子、农药、化肥等主要生产资料，严把生产过程质量关。一手抓标准化生产，以“三品”认证为主，做好农业标准化示范推进工作，确保全县农产品的质量安全。将全县范围内农资生产经营企业100%纳入监管范围，确保不发生特大农产品质量安全事故。

3.6.3抓好种子市场管理做好种子经营许可证申请的审核工作，实行种子生产备案制度，实行“两杂”种子留样备查，保证种子生产安全；强化监督检查，从源头上确保种子质量。

3.6.4抓好农业行政综合执法建立以农业行政主管部门为主，以相关站所为辅的执法体系，围绕重点产品、重点区域、重点对象，加强农资市场监管，强化农资质量特别是农业投入品的监管，巩固农产品质量安全专项整治成果，为农业生产安全和农产品质量安全提供源头保障，提高放心农资产品的覆盖面和市场占有率。

3.7创新技术培训手段，促进集成技术的推广应用针对科技推广覆盖率、农村劳动者素质偏低的实际情况，在工作中坚持以宣传培训为抓手，立足全县粮食产业布局和生产发展实际，把服务产业、支撑产业作为农民教育培训工作的首要任务，以提高产量质量和农业社会化服务水平为重点，围绕粮食产业发展急需关键技术和紧缺人才开展培训。采取现场培训、集中办班、入户指导等多种方式，将科技服务与生产需要提供有力的科技支撑结合起来，送技术服务入户，送科技培训入户，提高科技培训、服务的针对性和实用性，使科技服务在农业生产中发挥示范和带动作用，帮助农民解决生产中的技术问题。通过培训，培养一批有文化、懂技术、会经营的新型农民，提高农民的科技素养、整体素质；新品种、新技术的普及率达到90%以上。

粮食生产论文篇(4)

中国银行已经为江水人家米业有限公司、金星实业有限公司等8家粮食加工企业提供“银保通投资经营贷款”14000万元，“粮食加工企业+生产合作社+定单”解决了生产合作社融资难的问题，增加了农民收入。粮食加工企业与生产合作社签订粮食收购合同，同时为生产合作社提供融资担保。金融向生产合作社提供资金支持。生产合作社向农民提供种子、化肥及生产技术支持，并于农民签订定单，按略高于市场价格的水平收购定单农户的粮食。

存在的主要问题

1.农户贷款利率偏高，增加了农民负担。德惠辖区金融机构农户贷款主要品种有粮食直补资金担保贷款、农户联保贷款、小额信用贷款。农村信用社、农业银行、邮政储蓄银行发放的粮食直补资金担保贷款利率皆为8.528%,比人民银行基准利率上浮30%；农村信用社发放的小额信用贷款利率为11.988%,比人民银行基准利率上浮83%；农村信用社、农业银行发放的农户联保贷款利率分别为12.624%、9.184%，比人民银行基准利率分别上浮92%、40%。邮政储蓄银行发放的农户联保贷款执行按月还息、到期还本的利率政策，联保贷款利率为15.30%，农户若按期归还本息,减免两个月的利息，减免后的折算利率为12.75%，比人民银行基准利率上浮94%。除粮食直补资金担保贷款外，其它品种的农户贷款与民间借贷利率相当。2.农户贷款不能满足农村规模经济发展需求。农户贷款主要用于满足农户春耕生产资金需求，授信额度低，贷款期限短，无法满足农村市场日益形成的规模化的种、养业资金需求。当前，农村外出务工人员日益增多，土地日益向少数人身上集中，为大型农机具提供条件，但金融机构无法向农民提供购买农机品种的贷款，农户购买大型农机具时只好依赖于民间借贷，增加了农民负担。大型农机具贷款仅在少数地区试行。3.金融支持农田水利建设存在薄弱。日益恶化的自然环境及持续的增产增收，客观上要求加大农田水利设施的投入。农田水利设施的投入一方面需要中央通过转移支付增加投入力度，另一方面，也需要金融机构能过信贷投入给予资金支持。农田水利建设属于公共项目，投放金额大，贷款回收期长，商业银行不愿意涉足。农业发展银行主要职责是发放粮、棉、油流转贷款，目前对农田水利建设的信贷支持还是一项空白。4.政策性保险公司赔付率低，无法为农业生产提供有效的保障。政策性保险公司按成本的原则对种植业进行给付，一公顷玉米的绝收的情况下可以赔偿3000元。非绝收的情况，按损失的程度及时间折算后给予赔付，一般情况下仅赔偿几百元，甚至几十元，根本无法弥补当初农民的生产投入。农民对参加农业保险兴趣不大。

粮食生产论文篇(5)

1.1近10年来粮食播种面积变化情况

2003—2013年，宁夏中部干旱带和南部山区粮食播种面积一直在50万hm2上下波动，从2007年开始基本稳定在50万hm2左右。近10年来，该区域粮食播种面积的最大值出现在2011年，为537133.3hm2。

1.2近10年来粮食总产量变化情况

2003—2013年，宁夏中部干旱带和南部山区粮食总产总体呈上升趋势，其中：2007年突破100万t，达到119.2万t，2013年达到152.2万t。

1.3近10年来粮食单产变化情况

宁夏中部干旱带和南部山区干旱少雨，自然条件差，生产水平较低，2003—2013年该区域粮食平均单产仅为2653.5kg/hm2，与引黄灌区相差4497.0kg/hm2，但粮食单产水平总体呈上升趋势。

2宁夏中部干旱带和南部山区粮食增产原因分析

2.1粮食增产因素分析

近10年来，宁夏中部干旱带和南部山区粮食生产在播种面积基本稳定的基础上，粮食总产总体呈上升趋势，2013年该区域粮食总产152.2万t，比2003年增加60.7万t，增加66.3%。从粮食增产因素分析看，宁夏中部干旱带和南部山区实现粮食增产，主要是作物单产的增加和玉米播种面积的增加所致。2013年该区域粮食平均单产3004.5kg/hm2，比2003年增加1155.0kg/hm2，增加62.5%，因单产提高增加的粮食达到58.5万t，对粮食增产的贡献率达到96.4%；2013年该区域玉米播种面积109230.7hm2，玉米总产量79.2万t，面积、总产分别比2003年增加65711.7hm2和51.9万t，因玉米面积增加增产的粮食达到51.7万t，对粮食增产的贡献率达到85.2%。

2.2粮食增产的主要措施

宁夏中部干旱带和南部山区粮食生产的良好发展态势得益于主要粮食生产措施的落实。

2.2.1落实惠农政策在认真落实好中央扶持政策的基础上，加大地方配套投入力度，建立健全农业投入稳定增长的长效机制。2013年共安排中央和自治区各类强农惠农政策资金及粮食生产资金20.3亿元，并重点加大对中部干旱带和南部山区覆膜保墒旱作节水农业、马铃薯三级繁育体系建设及一级种薯推广等项目的扶持力度。有力的政策推动，调动了各级农业部门和广大农民抓粮食生产的积极性。

2.2.2坚持种植业结构调整在稳定引黄灌区粮食生产的基础上，加大对中部干旱带和南部山区种植结构的调整力度，压减旱作区小麦种植面积，大力发展覆膜保墒旱作节水高效农业，扩大玉米、马铃薯等高产秋粮的种植面积。中部干旱带和南部山区粮食内部夏秋比例由2003年的61∶39调整为23∶77，为中南部山区粮食连续增产奠定了基础。

2.2.3加强基础设施建设加大南部山区小流域综合治理、中部干旱带盐环定扬黄续建、高效节水灌溉工程和沃土工程实施力度，坚持开展以水利设施改造、中低产田改造等为主要内容的基本农田建设，启动实施了新增千亿斤粮食产能工程、农业综合开发等一系列重大项目。到2013年，宁夏引（扬）黄灌溉面积达到521333.3hm2，山区高标准旱作基本农田达到306666.7hm2，改造中低产田超过133333.3hm2，耕地质量明显提高，大大提高了粮食综合生产能力。

2.2.4推广粮食生产优新技术深入开展粮油高产创建活动，以高产创建为平台，不断加快粮食优良品种选育推广，集成组装配套推广全膜覆盖旱作节水、玉米“一增四改”、马铃薯一级种薯推广、测土配方施肥、病虫害专业化统防统治、全程机械化生产等高产栽培技术，促进良种良法到田、入户。特别是覆膜保墒旱作节水技术，抗旱增收效果明显，据测算，秋季覆膜平均增产30%，增收2250～4500元/hm2，马铃薯一级种薯推广应用平均增产30%左右。

2.2.5坚持科学防灾减灾针对中部干旱带和南部山区春夏连旱的自然规律，变被动抗旱为主动调整，推广覆膜保墒、集雨节灌、坐水点播、保护性耕作等抗旱栽培技术，加强救灾备荒种子贮备，抓住降雨有利时机，加大抢墒播种力度，确保了粮食生产的稳定。积极开展农作物病虫害专业化统防统治，带动群防群治。

3发展粮食生产面临的问题和下一步发展对策

3.1面临的困难和问题

①宁夏中部干旱带和南部山区干旱缺水，“十年九旱”的局面没有根本改变，农业生产的基础条件依然薄弱，投入不足，抵御自然灾害和抗御市场风险的能力不强；②从2008年以来宁夏中部干旱带和南部山区粮食生产实现连续6年增产，但随着人口增加、种植业结构调整，该区域的基本口粮始终处于紧平衡状态；③粮食持续增产难度加大，随着种植业结构调整和特色优势产业发展，单纯依靠增加面积来持续增产的空间极其有限，依靠单项技术大幅度提高单产更加困难。

3.2下一步发展对策

宁夏中部干旱带和南部山区生产条件相对落后，开发治理较晚，但光热资源较好，有大量的后备耕地资源。当前，虽受水资源、基础设施等条件制约，是粮食增产的难点地区，但将来通过改善基础条件，发展现代节水农业，又是粮食增产的重点地区。近年来，宁夏粮食生产的成功经验表明，粮食生产实现快速增长必须依靠强农惠农政策的落实，依靠基础设施的改善，依靠适应气候并主动调整种植结构，依靠科学技术的大力推广。

（1）加大农业基础设施建设。通过开展农田水利建设和土地平整，加快田间排灌设施、蓄水设施、节水灌溉设施的建设，大力实施土地开发整理、沃土工程等一系列重大项目，加大对中低产田的改造力度，提高耕地质量，改善生产条件，提升粮食生产能力。

（2）大力发展节水高效农业。在扬黄灌区大力推广膜下滴灌、喷灌、沟灌等为主的节水技术，发展高效节水补灌农业；在中南部旱作区大力发展覆膜保墒集雨补灌旱作节水农业，千方百计提高水分利用率和生产率。

（3）进一步加大结构调整力度。针对干旱和灌溉水资源的变化，及时调整夏秋粮作物的种植结构，并做好不同生态区域的粮食生产布局。针对干旱局势，因势利导，大力发展马铃薯、玉米、小杂粮等耐旱粮食作物生产，大力推广旱作节水农业技术，充分挖掘旱作区的粮食生产潜力。

（4）大力推广粮食生产的优新技术。加快小麦、玉米、马铃薯优新品种的选育推广，发挥良种的增产作用；落实粮食高产创建活动各项措施，集成推广测土配方施肥、旱作节水、马铃薯脱毒种薯繁育、全程机械化生产、病虫害专业化统防统治等粮食生产技术，促进良种良法配套、农业机械和农艺措施结合，带动大面积平衡增产。

（5）积极培育粮食生产经营主体。针对农村青壮劳动力大量转移，从事农业生产的劳动力素质下降的突出问题，着力培育发展种粮大户、农民专业合作社和农业产业化龙头企业，按照“依法、有偿、自愿”的原则，流转集中土地，发展适度规模经营，提高粮食生产的效率和效益。

粮食生产论文篇(6)

关键词粮食补贴政策；作用路径；产量效应

中图分类号F302文献标识码A文章编号1002-2104（2013）09-0100-07

保障粮食安全是国家安全的重要战略，2004年以来，中国政府相继出台了粮食直接补贴、农资综合直补、良种补贴、农机具购置补贴等一系列的政策措施。理论上讲，粮食补贴政策有利于提高农民种粮积极性，促进粮食增产，但是实际效果能否达到理论的预期效果一直存在较大的争议。有些学者认为粮食补贴政策的实施效果显著，有的学者认为粮食补贴政策的实施效果甚微，究竟其原因，除了研究方法以及调查样本选取上的差异以外，还有就是对粮食补贴政策如何影响农户生产行为的问题认识不清。本文试图从理论和实证两个层面分析现行粮食补贴政策的作用路径和产量效应，据此提出相关的政策建议。

1研究进展

粮食补贴政策实施以来，政策的实施效果成为相关学者关注和争论的焦点。多数学者研究认为粮食补贴政策达到了提高农民种粮积极性，促进粮食增产的效果。粮食补贴政策最直接的效果就在于调动农民的种粮积极性，粮食供给量大幅度增加[1-3]；张海阳、宋洪远[4]和张照新、陈金强[5]的研究表明粮食补贴政策对恢复粮食生产、保障国家粮食安全起到了明显的成效；，刘鹏凌、栾敬东、蒋学雷、孙东升等[6-7]则认为粮食补贴政策达到了农民满意、政府满意的效果。

但也有学者认为，低水平的粮食补贴对提高农民种粮积极性，对粮食增产的作用不明显。粮食补贴政策对提高农民种粮净收益有一定的作用，但由于目前补贴水平过低，不足以调动农民种粮积极性[8-10]；粮食直接补贴政策无论采取何种补贴方式，对粮食产量的影响都不大[11]；粮食补贴政策的增产目标与增收目标没有有效耦合[12]；尤其对于“脱钩”的补贴政策，难以实现理论上对粮食生产的刺激作用[13-14]。

粮食补贴政策对促进粮食增产究竟起到多大的作用，需要从粮食补贴政策的作用路径进行深入研究，分析粮食补贴政策对农户粮食生产行为的影响，然而，现有的研究文献明显缺乏对粮食补贴政策作用路径的分析研究。在研究视角上，尚未充分关注粮食补贴政策诱发的农户生产要素投入变化及其对提高粮食产量的影响效应。在研究方法上，大都基于统计数据和调研数据的描述性分析，仅有少数学者采用计量经济学分析方法，但把粮食补贴作为政策虚拟变量，也没有考虑到具体的粮食补贴水平。鉴于此，本研究基于农户行为经济学理论，构建了农户生产行为决策理论模型，阐述粮食补贴政策的作用路径，在此基础上，基于安徽省381户农户微观调查数据，采用扩展的C-D生产函数实证检验现有的粮食补贴水平对农户粮食增产的影响，并据此进一步提出相关的政策建议。

2理论模型

农户是粮食生产的行为主体，其种粮行为受到国家粮食补贴政策的影响，对农户种粮行为的影响主要体现在农户对粮食生产的要素投入上。粮食补贴政策是国家向农民发出了鼓励和重视粮食生产的信号，旨在提高农民种粮积极性，达到粮食增产和农民增收的目的。那么，作为理性经济人的农户，对国家的粮食补贴政策将会做出怎样的反应？会加大对粮食生产的基本要素（土地、劳动力、资金）的投入吗？本文将构建农户粮食生产决策行为的理论模型，分析粮食补贴政策对农户种粮行为的影响，阐述粮食补贴政策的作用路径。

2.1对农户种植决策行为的影响

农户种植行为决策的理论模型考察的是，作为理性经济人的农户，在耕地资源约束条件下追求收益最大化[15]。假定农户仅仅种植粮食作物和经济作物，大部分用于市场出售，市场价格为外生变量，分散的农户只是价格的接受者；农户对种植结构的调整不存在进入和退出障碍，作物的产量和成本与种植面积和其他要素投入有关，而且在耕作技术不变的情况下，要素边际成本等于其平均成本；粮食补贴与种植面积有关，看作是种植面积的函数。

基于上述前提假定，可以得到农户收益的目标函数：

2.2对农户投资决策行为的影响

农户投资决策行为是在资金总量一定的条件下，在多个生产项目之间进行投资优化组合的过程。在不失一般性和现实性的条件下，假定农户的经济活动仅为两种，粮食生产和其他经济活动，其他经济活动包括从事粮食以外作物的生产和外出打工活动；农户对粮食市场价格、农业生产要素价格以及非农就业机会相关信息充分了解，并按照市场价格信号进行投资决策，实现收益最大化；农户的生产行为是资本和其他要素投入的函数，其他要素资源数量丰富，农户投资决策行为仅受到资本的限制。

根据上面的前提假设条件，农户生产活动的收益为：

Y=P・Q（K1，E1）+Y2（K2，E2）（5）

其中，Y为农户的总收益，包括从事粮食生产获得的收益和其他经济活动所获得的收益。P为粮食市场价格，Q（K1，E1）为粮食产量，粮食产量是粮食生产的资本投入（K1）和其他要素投入（E1）的函数。Y2为除粮食生产以外的资本投入（K2）和其他要素投入（E2）的函数。

S.T.K1+K2≤K（6）

K表示农户家庭可以利用的总资本投入量。

求解上述农户收益最大化的问题，得到：

[JZ（]P・Q/K1=Y2/K2[JZ）][JY]（7）

式（7）中，P・Q/K1为粮食生产中资本的边际产品价值，即粮食生产的资本投入边际收益；Y2/K2为农户从事其他经济活动中的资本投入的边际收益。根据我国现行的粮食补贴操作方式，分别讨论不同粮食补贴方式下的农户投资决策行为：

（1）按照农业计税常产和计税面积补贴。这种补贴方式属于脱钩的农业补贴，虽然不会改变农户在粮食生产领域和其他经济活动领域的投资边际收益水平。但是，这种补贴可以增加农户的收入水平，可能会在一定程度上增加农户的粮食生产投资。

（2）按照粮食实际种植面积补贴。这种补贴方式属于挂钩的农业补贴，农户粮食种植面积越大获得的粮食补贴金额越多。在其他条件保持不变的情况下，粮食补贴相当于提高了农户粮食生产中的资本边际收益水平，激励农产扩大粮食种植面积。

（3）按照种粮农民向国有粮食企业出售的粮食数量进行补贴。这种补贴方式相当于提高了粮食市场的销售价格，提高了粮食生产的资本边际收益水平，利激农户将资本从其他经济领域转移投入到粮食生产领域，并且努力寻求提高粮食产量，获得更多的国家粮食补贴。

综上所述，粮食补贴政策在一定程度上能够刺激农户增加粮食生产物质资本投入。

2.3对农户劳动分配决策行为的影响

农户劳动分配决策行为是在劳动力资源总量一定的条件下，在农业劳动、非农业劳动以及闲暇之间优化配置劳动时间，以达到家庭效用最大化的过程[16]。假定农户全部时间可以在农业劳动、非农业劳动以及闲暇之间分配，农户最优的时间分配是时间的边际价值在这三个部门相等。

根据基本假设条件，得到基于农户效用最大化方程为：

MaxU=U（Y，L）（8）

时间分配约束为：

[JZ（]T=L+H+F，[JZ）][JY]（9）

预算约束为：

pyY=wH+pfYf-wfXf+V（10）

其中，U表示效用；Y表示消费品；T表示农户家庭的时间禀赋；L表示农户的闲暇时间；H表示农户的非农劳动时间；F表示农户的农业劳动时间；py表示消费品Y价格；w表示非农劳动工资率；pf表示农业产出Yf价格，wf表示农业投入品Xf价格，投入品主要包括种子、化肥、农药、农膜、农业机械、农用柴油、土地租金等；V表示政府的粮食补贴，粮食补贴收入看作是农户非劳动收入。

农业产出的生产函数构成了生产技术条件，生产技术条件约束：

Yf=f（F，Xf，C，Lf，R）（11）

农户的农业产出函数由农户农业劳动时间投入、物质资本投入、人力资本、土地投入以及当地客观环境资源等因素决定。其中，C分别表示户主的人力资本水平；Lf表示农户土地种植面积，包括自有土地和租赁土地；R表示地区环境特征，如地理位置、气候条件、土壤条件等。

将生产技术条件（11）代入预算约束（10）中，得到一般的约束条件：

pyY=wH+pff（F，Xf，C，Lf，R）-wfXf+V（12）

将农户的非农业劳动时间（H）、农业劳动时间（F）、闲暇时间（L）对粮食补贴（V）一阶求导，得到如下方程式：

[SX（]H[]V[SX）]=-1/w

[SX（]F[]V[SX）]=（pf・f/v+1）/w>0，

[SX（]L[]V[SX）]=1/w>0（13）

从上式可以看出，粮食补贴（V）与农户非农劳动时间（H）之间存在反向关系，与农业劳动时间（F）、闲暇时间（L）之间存在正向关系。表明获得粮食补贴的农户将减少非农业劳动时间，而增加农业劳动时间和闲暇时间。

3实证分析

粮食生产研究一直是农业经济学领域的重要课题，许多学者曾从不同的角度或采用不同的方法对此进行了大量研究，其中关注于粮食补贴政策对粮食生产影响的实证研究较多，但多数将补贴政策看成是虚拟变量（候玲玲，穆月英等，2007年），没有考虑粮食补贴对农户粮食生产要素投入行为的影响。本文根据调研获得的农户粮食补贴数据，采用扩展的CobbDouglass 生产函数测算粮食补贴政策对农户粮食增产的贡献。

3.1变量选取

理论上讲影响粮食产量的因素很多，这些因素基本上可以分为两大类：第一类是影响粮食产出的直接因素，如土地、劳动、肥料、机械、农药等的生产要素投入；第二类是影响粮食产出的间接因素，如政策、制度、技术进步、农产品（生产资料）的价格等。间接因素主要通过影响直接因素而影响粮食生产，政府制定的粮食政策旨在通过影响农户生产要素投入行为，达到调控粮食生产的目的。根据以往文献对粮食生产影响因素的研究以及实地调查情况，本文选择如下变量作为影响农户粮食产量的解释变量：

（1）土地是农业生产中最主要的投入要素，直接影响农业的产出，本文以每户粮食实际种植面积来衡量。粮食种植面积是解释粮食产量变化的一个关键变量，理论预期这一变量对粮食产量存在正的影响。

（2）劳动力是粮食生产的主体，也是影响粮食生产的重要因素之一。农业劳动时间作为最基本的生产投入要素，直接影响农业的产出，本文以每户本年内农业劳动投入时间来衡量，理论预期对粮食产量存在正的影响。

（3）资本是农业生产过程中必备的投入要素，农业物质资本投入的结构和数量显著影响农业的产出量。本文以每户本年内农业基本生产资料成本来衡量农户的农业物质资本投入，理论预期对粮食产量有正的影响。

（4）粮食补贴作为政策变量，是本研究关注的核心解释变量。粮食补贴政策在一定程度影响农户的生产要素配置行为，激励农户加大对粮食生产的要素投入，对粮食产出有重要的影响。本文以亩均补贴水平来衡量，理论预期对粮食产量有正的影响。

（5）农民作为理性经济人追求家庭收入（效用）最大化，非农收入的比较优势直接影响到农户的农业生产要素投入行为。本文以上一年家庭人均非农收入来衡量，预期对粮食产量有负的影响。

（6）农业生产要素成本的上涨直接影响到下一期的农业生产投入，农户在综合考虑农业生产的成本和收益的基础上，决定下一期的农业生产投入规模。本文选择上一期化肥、农药等农资价格平均上涨幅度来衡量，理论预期对粮食产量有负的影响。

（7）其他变量包括农户的家庭特征（如人口、收入等），户主的个人特征（年龄、受教育程度、健康状况、农业技能等）以及本地区的非农就业状况和地势特征等。

3.2实证模型构建

本文拟采用CobbDouglas双对数粮食生产函数模型实证检验粮食补贴政策的产量效应。在实证模型中以“农户的粮食产量”作为模型的因变量，选择“农户的粮食种植面积”、“农户的农业劳动投入”、“农户的农业物质资本投入”、“农户亩均粮食补贴”、“农户上一年人均非农收入”、“化肥、农药等农资的价格上涨幅度”和“其他因素”作为解释变量；另外，根据粮食补贴政策对农户种粮行为影响的路径分析，模型中设置补贴政策与要素投入水平的交互变量。实证模型基本结构如下：

3.4模型估计结果与分析

本文基于粮食主产区安徽省381户农户微观调查数据，运用Ewiews5.0软件，采用加权最小二乘法（WLS）对上述实证模型进行回归计算，得到的具体结果如表3所示。

从模型估计结果来看，F统计值为66.956，通过1%的显著性水平检验，虽然调整后的可决系数R2只有0.696，但对于截面数据来说可以接受。另外，根据解释变量相关系数矩阵计算结果，变量之间的相关系数均在0.4以内，多重共线性问题能够控制在有效范围内；异方差White通过显著性检验，模型估计不存在严重的异方差现象。模型整体估计结果较好，估计系数可靠性较强。

粮食补贴政策变量是本文研究的核心解释变量，亩均粮食补贴对农户粮食产出有显著正向影响。亩均粮食补贴的弹性系数达到了0.056，且通过1%的显著性水平检验，亩均粮食补贴水平提高1%，将促使农户的粮食增产0.056%，说明粮食补贴政策对实现粮食增产的潜力很大。

粮食补贴政策对农户的种粮行为有重要的影响，本文用粮食补贴与粮食生产要素投入的交互变量来反映这一关系。从模型的估计结果来看，亩均粮食补贴与粮食种植面积的交互项

ln[WTBX]（Subsidy）*ln（Land）

的系数为0.169，通过1%显著性水平检验，说明粮食补贴政策通过影响农户的种植决策行为来影响农户的粮食生产，激励农户增加土地投入促进粮食增产；亩均粮食补贴与农业物质资本投入的交互项

ln[WTBX]（Subsidy）*ln（Investment）

的系数为0.109，通过1%显著性水平检验，说明粮食补贴政策通过影响农户的投资决策来影响农户的粮食生产，激励农户增加粮食生产物质资本投入促进粮食增产；亩均粮食补贴与农业劳动的系数为0.076，且未能显著性水平检验，这与理论假设不一致，究其原因可能是目前的粮食补贴水平还不足以显著改变农户劳动时间分配行为，另外劳动投入本身对产出的影响也不显著。

从各变量系数t值显著性检验来看，粮食播种面积、亩均物质资本投入对农户粮食产量有显著的正影响。其中每增加1%的粮食种植面积，粮食产量增产0.875%；每增加1%的亩均物质资本投入，粮食产量增产0.279%。本地非农就业机会，家庭总人口对农户粮食产量有正的影响，且分别通过10%和5%的显著性检验。本地地势特征对粮食产量的影响为正值，这是因为地势特征是反映耕地质量的一个重要指标，而耕地质量对粮食产出有重要的影响。

农业劳动时间投入、农资价格上涨幅度的估计系数在方程中为负值，且都未能通过显著性水平检验，这可能是因为农业劳动投入存在浪费现象以及农资需求价格弹性为刚性有关。户主年龄、健康状况对粮食生产没有显著影响，这可能与现代农业生产方式有关，现代农业生产基本上机械化作业，从播种到收割基本上都是机械作业，对参与农业生产的劳动力具体要求不高，从实地调查也可以了解到参与农业生产的大多数都是中老年人。

4结论及政策建义

实证分析结果表明，粮食补贴政策对促进粮食增产的潜力和空间很大，亩均补贴水平提高1%，将使农户的粮食产量增量提高0.056%。另外，亩均粮食补贴与粮食种植面积、物质资本投入交互变量的系数分别达到0.169和0.109，说明粮食补贴政策可以通过影响农户的种植决策和投资决策来影响农户的粮食生产，实证检验了粮食补贴政策的作用路径。

基于实证研究的分析结果，本文得出如下的政策含义：

第一，进一步加大粮食补贴力度。实证分析表明粮食产量的影响因素主要是粮食补贴、物质资本投入以及播种面积；但是，由于土地的有限性，目前靠增加播种面积实现产量增加的空间不是很大，物质资本虽影响较大，但单凭农民的投资实力还是有些薄弱，相比之下，粮食补贴政策对实现粮食增产的潜力和空间非常大。因此，需要进一步加大粮食补贴力度。

第二，粮食补贴政策必须与农资价格市场监管相配套。农资作为粮食生产的必备生产要素，且需求价格弹性呈现刚性，随着农资价格的上涨，农民的种粮收益在减少，极大地影响到农民种粮的积极性，对粮食生产具有很强的负面效应。因此，政府在实行粮食补贴政策的同时，必须加大农资市场的监管力度，切实保护种粮农民的收益。

第三，加快农村剩余劳动力的转移，鼓励农村实行土地流转。我国农业劳动投入存在浪费的现象，劳动的边际产出弹性系数为负数；另外，土地的小规模经营也限制了粮食增产的潜力。因此，积极加快农村剩余劳动力的流转，鼓励农村土地承包经营权的流转，粮食补贴政策可以适当向种粮大户倾斜，鼓励承包大户种植粮食，提高粮食补贴政策的实施效果。

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粮食生产论文篇(7)

论文关键词：汇率，J曲线效应理论，粮食出口，出口退税

一、问题的提出

近期，美国要求人民币升值的论调一浪高过一浪，大有山雨欲来风满楼之势:今年一有月，美国总统奥巴马在国情咨文中暗示要求人民币升值；3月，诺贝尔经济学奖得主保罗·克鲁格曼公开撰文批评人民币机制；4月美国130多国会议员又联名上书美商务部和财政部，要求对中国施压迫使人民币升值。面对各种呼声，我们不禁要问，人民币汇率真的需要升值吗？如果人民币汇率变动，对中国具有特殊性质的商品——粮食的出口贸易将产生怎样的影响？汇率影响国际贸易的J曲线效应（J-Curve Effect）理论在人民币汇率影响中国粮食出口贸易中能得到证实吗？

现有的研究主要停留在汇率变动对进出口贸易影响的一般规律或对工业制品贸易影响（唐海燕，1995；许和连、赖明勇，2002）的层面上，专门针对粮食贸易的相关研究也停留在人民币汇率政策（郑琰，2000）的叙述或汇率并轨（蔡昉，1994；顾焕章等，1994）的影响上，对汇率变动影响粮食出口贸易的实证研究尚不多见。本研究通过构建计量经济学模型，对人民币汇率变动影响中国粮食出口贸易进行实证分析，并对汇率变动影响国际贸易的理论——J曲线效应理论加以检验。

二、汇率变动对出口贸易的影响机理

汇率变动影响出口贸易的理论有多种，以下主要从人民币汇率影响中国粮食出口贸易的一般原理和阶段性方面加以分析。

（一）一般原理 在一般情况下，若人民币对外贬值汇率，以外币表示的中国出口粮食的相对价格会下降，这样就能增强中国粮食的国际竞争力，使粮食的出口增加。反之，若人民币对外升值，以外币表示的中国出口粮食的相对价格将上升，这势必减弱中国粮食的国际竞争能力，使粮食的出口减少。

（二）J曲线效应理论 如上所述，若人民币对外贬值，中国的粮食将受到刺激而扩大出口。但这一现象的出现受到许多条件的约束，其中包括：（1）受贬值传导过程中时效性的制约；（2）受中国通货膨胀率的影响；（3）受粮食的进出口需求弹性的影响；（4）受中国及贸易伙伴国的金融政策的约束等。下面主要从时效性的角度，以人民币贬值为例进行分析。

在粮食贸易方面，首先，由于粮食出口合同通常是在粮食实际交付的前一年即已签订，他们是依据当时的汇率而确定的出口额。在人民币贬值后，这些合同不可能废除，因此在初期出口贸易额不会发生变动。其次，即使在旧合同执行完后，新的交易要完全适应相对价格的变动仍需一定的时间，从粮食的生产方面看，其生产周期相对工业品更长（畜产品的生产周期一般在一年半以上），农户增加投入、建立新的生产线需要时间；从销售方面看，国外消费者适应中国粮食以及在国外建立必要的粮食分销渠道同样需要时间。由于相对价格的下降和时滞性的存在，粮食出口贸易的变化是呈一条缓慢上升的J曲线（见图1），即出现J曲线效应论文提纲怎么写。据专家调查的结果反映，货币贬值改善出口的滞后时间在不同国家的表现并不一致，发达国家的时滞为9个月左右，而发展中国家需要1年多的时间。

人民币汇率贬值影响中国粮食出口贸易的过程表现在：在t0与至t1时间内，由于受粮食的生产周期和贬值前签订的粮食出口合同的支配，粮食出口不会急剧增加，只是缓慢地上升。进入t1至t2阶段，人民币贬值的作用得到发挥，粮食出口快速上升，新签订的粮食贸易合同开始生效，贸易收支也逐步从逆差转为顺差。当进入t2阶段后，在粮食的产出增长没有完全跟上出口需求时，就会出现对中国粮食的过度需求，从而导致国内物价上涨，当国内粮食价格上涨到一定程度后，就会完全抵消人民币贬值的作用，这时曲线开始走平。

三、研究方法

（一）研究假说 基于人民币汇率变动对中国粮食出口影响机理的分析汇率，本研究将通过实证分析检验以下两个假说：

假说一：人民币汇率变动与中国粮食的出口贸易呈反向相关关系。

根据一般原理，人民币汇率升值，粮食的出口将减少；人民币汇率贬值，粮食出口将增加。本研究将借用人民币汇率时间序列数据，与中国粮食出口额进行回归分析，通过计量经济学模型来验证上述假说。如果这一假说正确，那么人民币汇率未来的变动趋势将对中国粮食的出口产生相应的影响，并为进一步的研究奠定基础。

假说二：中国粮食出口贸易受人民币汇率变动的影响在不同阶段表现的程度是不一样的。

根据J曲线效应理论，中国粮食的出口贸易受人民币汇率变动的影响将表现出阶段性。由于粮食的生产周期较长，需要1年甚至更长的时间，而粮食的国际贸易合同一般在产品交付的前一年即已签订，这就意味着中国粮食出口贸易受人民币汇率的影响滞后期要达到2年的时间。本研究将通过在计量经济学模型中设定人民币汇率的滞后变量（滞后2期），与中国粮食出口额进行回归分析，来验证上述假说。如果这一假说正确，就能说明人民币汇率变动对中国粮食出口贸易影响的滞后效应是存在的，进而为确定人民币汇率走势对中国粮食出口贸易的未来影响提供依据。

（二）模型构建

1.构建计量经济学模型验证假说一。根据假说一，人民币汇率变动与中国粮食的出口贸易呈反向相关关系，由此建立中国粮食出口额（EXt）与人民币汇率变动（Rt）之间的函数关系，构建以下回归估计方程：

EXt＝α＋βRt＋μt（1）

2.构建计量经济学模型验证假说二。根据假说二，中国粮食出口贸易受人民币汇率变动的影响在不同阶段表现的程度不一样，由于粮食的生产周期为1年甚至更长的时间，粮食进出口合同的签订一般在交付的前1年，所以笔者将上述模型中的人民币汇率滞后2期（Rt-2），分析中国粮食出口额受人民币汇率变动滞后效应的影响程度，建立以下回归估计方程：

EXt＝α＋βRt-2＋μt（2）

3.变量的选择与模型的修正。（1）中国的出口退税政策与消费国的经济发展水平。从政策供给的角度看，中国于1985年开始对出口贸易实行退税优惠，这对中国粮食的出口产生了影响，为了与该政策相吻合，笔者将出口退税率（D）作为自变量考虑在模型之中；从需求的国家层面看，粮食进口国的经济发展水平对中国粮食的出口也会产生重要影响，因此，笔者以美国的国内生产总值为代表（G）将中国粮食消费国的经济发展水平引入模型之中，则（2）式可以变换为：

EXt＝a＋βRt-2＋χD＋δG＋μt （3）

（2）技术性贸易壁垒问题。随着发达国家对粮食技术标准的要求越来越高，中国粮食出口受技术性贸易壁垒的影响也越来越大（张亚斌等，2003）。国内粮食和食品的出口地位在不断下降，1980年中国粮食出口额占出口总额的17.22％，2003年的比例降到了4.89％。这其中有结构变迁的因素，但国外的技术性贸易壁垒对中国粮食出口的负面影响很大（见表1(略)）。

由于技术性贸易壁垒是一个定性变量，因此在模型中有必要引入一个虚拟变量（T）来衡量技术性贸易壁垒对中国粮食出口贸易的影响，则（3）式可变换为：

EXt＝α＋βRt-2＋χD＋δG＋εT＋μt（4）

（3）人民币汇率问题。汇率有名义汇率、名义有效汇率和实际有效汇率之分汇率，名义有效汇率是在名义汇率的基础上扣除对外贸易因素的汇率，而实际有效汇率则是在名义有效汇率的基础上再扣除通货膨胀因素计算出的汇率。为了比较人民币名义汇率与实际有效汇率影响中国粮食出口贸易的不同程度，本研究将模型中滞后2期的名义汇率换为当期的实际有效汇率（RR），并将其他变量（出口退税率D，美国的国内生产总值G，技术性贸易壁垒T）一并引入模型之中，构建人民币实际有效汇率影响中国粮食出口贸易的模型：

EXt＝α＋βRR＋χD＋δG＋εT＋μt （5）

四、样本选取与数据来源

本文选取1992—2009年的人民币汇率（包括当期的实际有效汇率和滞后2期的名义汇率，均以1997年为100）与中国出口退税率（％）、美国的国内生产总值（万亿美元）、技术性贸易壁垒数据，同中国粮食出口贸易额（百万美元）进行回归分析，样本的选取主要考虑到中国从1985年才开始对出口实行退税优惠。技术性贸易壁垒虚拟变量数据的选取以对粮食出口产生了重大影响的年限为界。由于中国出口粮食的主要消费国——美国、日本和欧盟是在1999年显著提高技术标准的，因而模型中虚拟变量值以1999年为界，其中1999年前为0，1999年后（含1999年）为1论文提纲怎么写。尽管影响粮食进出口贸易的因素还有很多，如粮食的质量、营销措施、国内外政府的扶持政策等，但这些变量有的无法量化、有的无法找到合适的替代数据，所以模型未加考虑。

粮食出口贸易额数据来自联合国粮农组织网站；人民币名义汇率数据来自2009年中国统计年鉴；人民币实际有效汇率数据来自金俊峰的研究，并经笔者计算获得；各年份出口退税率数据来自商务部网站，并经笔者计算获得；美国国内生产总值数据来自李鹏伟的研究；技术性贸易壁垒数据来自张亚斌等的研究。

五、实证结果分析

本文运用Eviews3.1通过对中国1992—2009年粮食出口贸易数据进行回归得到了如下两个结果：

表2 滞后2期的的人民币汇率影响中国粮食出口贸易的回归结果

Dependent Vairiable: ExtMethod: Least Squares Sample : 1992---2009

VariableCoefficient t –StatisticProb.

C– 2371.933 –2.62150 0.0211

Rt-2– 10.68927 –2.867564 0.0135

D516.68642.7635.6 0.0161

G1930.6802.895222 0.0125

T– 4314.120 –3.24403 0.0064

R–squared0.834709

Adjusted R–squared0.783851 F –statistic16.41234

Durbin–Watsonstat 1.852694 Prlob(F –statistic)0.000053

从表2(略)回归结果可以看出：每个估计的回归系数，包括常数项，至少通过了显著性水平为5％的t检验，而且对该方程的F检验也非常显著，这表明模型的线性关系较强，调整后的R2也表明该模型具有较好的拟合优度，DW值表明模型无正的一阶序列相关迹象。

从参数的系数可以看出：滞后2期的人民币名义汇率与中国粮食出口显著地反向相关，其比1997年每升值1个百分点就使中国粮食出口额下降1069万美元；出口退税与中国粮食出口严格呈正相关关系，出口退税率每增加1个百分点，就促使中国粮食出口额增加51668万美元；中国粮食消费国的经济发展水平与粮食贸易严格正相关，美国的国内生产总值每上升1万亿美元，中国的粮食出口额就增加193068万美元；技术性贸易壁垒的发生与中国粮食出口成反向相关关系，贸易壁垒一发生就使中国粮食出口下降431412万美元。

表3 人民币实际有效汇率影响中国粮食出口贸易的回归结果

Dependent Variable : ExtMethod :Least Squares Sample : 1992—2009

VariableCoefficient t –StatisticProb.

C8896.5882.617679 0.0213

R– 51.09368 – 3.3013280.0057

D 362.10092.476526 0.0278

G888.19473.301494 0.0057

T– 2660.565 –3.228375 0.0066

R –squared 0.908236

Adjusted R–squared 0.880001F –statistic 32.16682

Durbin–Watson stat1.725286 Prlob(F –statistic)0.000001

从表3(略)回归结果可以看出：每个估计的回归系数，包括常数项，至少通过了显著性水平为5％的t检验，而且对该方程的F检验也非常显著，这表明模型的线性关系较强，调整后的R2也表明该模型具有较好的拟合优度，DW值表明模型无正的一阶序列相关迹象。

从参数的系数可以看出：当期的人民币实际有效汇率比1997年每升值1个百分点，使中国粮食出口额下降5109万美元；出口退税率每增加1个百分点，就能促使中国粮食出口额增加36210万美元；美国的国内生产总值每上升1万亿美元，中国的粮食出口额就增加88819万美元；技术性贸易壁垒一发生，就使中国粮食出口下降266057万美元。

将以上两个模型的结果进行对比可以看出汇率，人民币汇率对中国粮食出口贸易的负面影响程度反映在当期的实际有效汇率的影响上（-5l09万美元）比反映在滞后2期的名义汇率的影响上（-1069万美元）更为明显，出口退税率、消费国的国内生产总值、以及技术性贸易壁垒对粮食出口的影响都非常强烈。

六、结论与政策含义

通过构建计量经济学模型，以人民币汇率和中国粮食出口贸易等数据为基础的研究结果表明，假说一和假说二都成立，即人民币汇率与中国粮食的出口贸易呈反向相关关系、中国粮食出口贸易受人民币汇率变动的影响在不同阶段表现的程度不一样，这也进一步验证了J曲线效应理论的正确性。

就人民币汇率而言，滞后2期的人民币名义汇率对中国粮食出口贸易的影响程度不如当期的人民币实际有效汇率影响大，这表明人民币的实际有效汇率，而非官方名义汇率，才是影响中国粮食出口贸易的重要原因。而人民币官方名义汇率对中国粮食出口贸易的影响存在显著的滞后效应，而实际有效汇率对粮食出口贸易的影响并不明显。从这个意义上看，就促进中国粮食出口贸易而言，官方的名义汇率应该朝着人民币的实际有效汇率方向走，政府应考虑实际的购买力、对外贸易、通货膨胀等因素综合确定人民币的官方名义汇率，而在影响中国粮食的出口贸易方面，人民币名义汇率的滞后效应需加以重点考虑。

从出口退税的情况看，中国自从1985年实行出口退税政策以来，退税率对粮食出口的影响极为强烈，2004年调整部分粮食的出口退税率必将对中国粮食的出口产生较大的影响，调高退税率的粮食将受到刺激而扩大出口；相反，调低退税率的粮食将减少出口。就技术性贸易壁垒而言，中国粮食出口贸易受其影响颇为严重。从这个意义上说，了解粮食进口国的最新技术标准、提高中国粮食的技术水平、以及制订新的技术标准和规则、争取与国际标准接轨显得刻不容缓。

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