耕地追加質(zhì)量對湖北省糧食生產(chǎn)影響的實證研究

李名峰++孟文輝

摘要：通過計算湖北省耕地標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)評價耕地綜合質(zhì)量的動態(tài)變化，進(jìn)而構(gòu)建C-D生產(chǎn)函數(shù)模型，實證分析了耕地追加質(zhì)量中各投入因素對糧食單產(chǎn)的貢獻(xiàn)率。研究表明，化肥與地膜對糧食單產(chǎn)水平提高的正向效益呈邊際遞減趨勢，而農(nóng)業(yè)機械的使用對糧食單產(chǎn)存在邊際報酬遞增效應(yīng)。各級政府應(yīng)通過購買化肥、地膜、農(nóng)機等農(nóng)技推廣公共服務(wù)，提高耕地追加質(zhì)量，實現(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)；政府購買公共服務(wù)；湖北省

中圖分類號：F327 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：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》強調(diào)：“任何時候都不能放松國內(nèi)糧食生產(chǎn)，嚴(yán)守耕地保護紅線，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、口糧絕對安全?！北Ｕ霞Z食安全已成為治國理政必須長期堅持的基本方針。要保障糧食安全，就必須正確認(rèn)識耕地與糧食生產(chǎn)之間的關(guān)系。國內(nèi)學(xué)者在研究糧食生產(chǎn)與耕地關(guān)系時，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)量無關(guān)兩種截然不同的研究觀點[1-4]。提高單位面積耕地糧食產(chǎn)量的重中之重就是切實提高耕地質(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)量兩部分，由于耕地本底質(zhì)量由自然屬性決定，是相對穩(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，并可以較快且長時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)量對糧食生產(chǎn)的影響，本文選取我國糧食生產(chǎn)大省湖北省的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過計算“耕地標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)”來考察耕地質(zhì)量的動態(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)合偏估計和嶺回歸分析耕地追加質(zhì)量因素的投入對糧食單產(chǎn)的影響，并據(jù)此提出提高糧食單產(chǎn)，保障國家糧食安全的具有針對性的政策建議。

1 研究對象區(qū)域概況

湖北省地處我國地勢第二級階梯向第三級階梯過渡地帶，國土面積1 859萬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)性濕潤氣候，光照充足，熱量豐富，降水充沛，雨熱同季，年均日照時數(shù)為1 200～2 200 h，無霜期230～300 d，年降水量為800～1 600 mm。湖北省是我國13個糧食主產(chǎn)區(qū)之一，是國家推進(jìn)新增千億斤糧食生產(chǎn)能力建設(shè)的重要實施省份，素有“湖廣熟，天下足”之說。2013年，湖北省糧食總產(chǎn)量超過2 500萬t，實現(xiàn)連續(xù)十年增產(chǎn)。多年來，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)近平總書記在湖北省考察時強調(diào)“自力更生任何時候都不能少，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)濟社會的發(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，介于2 000萬～2 500萬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t的歷史峰值。這一時期湖北省農(nóng)業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)出良好的勢頭，這主要得益于全省各級政府始終堅持把加強農(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t，跌破了2 000萬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、國內(nèi)通貨緊縮等外部因素對糧食生產(chǎn)造成了很大的沖擊；二是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)調(diào)整使一些原來用于種植糧食的耕地改為種植經(jīng)濟作物、果樹或開辟為魚塘等，致使糧食種植面積下降；三是土地出讓市場化改革的推進(jìn)使國有建設(shè)用地的市場價值日益凸顯，一些地方政府為了獲取巨額的土地財政收入，積極推動農(nóng)地非農(nóng)化，這也在很大程度上給糧食生產(chǎn)帶來了負(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，湖北省積極落實各項種糧補貼政策。2004年開始發(fā)放糧食直接補貼，此后又增加了良種補貼、農(nóng)機購置補貼、農(nóng)資增支補貼等。同時政策性支持還包括限定糧食最低收購價格、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)動了廣大農(nóng)民種糧的積極性，推動了糧食產(chǎn)量逐步提升。

從湖北省糧食單位面積產(chǎn)量來看，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，比全國同期平均水平高出19%。年均增長率為1.56%，比全國同期平均增長率高0.04%，這說明湖北省糧食單產(chǎn)在全國處于上游水平，糧食單產(chǎn)增長率大體與全國平均水平相當(dāng)。

3 耕地質(zhì)量的動態(tài)變化分析

本研究采用單位耕地面積產(chǎn)出能力來衡量耕地質(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)的計算方法為：耕地標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)=地區(qū)耕地生產(chǎn)力/全國耕地生產(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，特別是1995-1997年間提升幅度較大，其主要原因是，1996年國家決定從當(dāng)年新糧上市起進(jìn)一步提高糧食定購價格，有效地調(diào)動了廣大農(nóng)民糧食生產(chǎn)積極性，農(nóng)民主動增加了種糧的生產(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年受國內(nèi)外復(fù)雜經(jīng)濟形勢影響短暫飆升至歷史最高點2.72外，總體上呈波動中下降的趨勢，這主要是因為伴隨城鎮(zhèn)化和工業(yè)化進(jìn)程的不斷加快，大量農(nóng)村勞動力流向城鎮(zhèn)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動力要素配置的減少帶動了復(fù)種指數(shù)下降。此外，農(nóng)業(yè)物資（如化肥，地膜等）的長期大量投入，使其對基礎(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)過程的客觀實際，并且具有可線性化，易于計算要素投入對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)等優(yōu)點[8]?；诖?，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)量變化對于糧食生產(chǎn)的影響。由于對變量取對數(shù)不會改變這幾個變量之間的關(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)濟變量具有彈性含義等優(yōu)點，本研究對C-D生產(chǎn)函數(shù)取對數(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)機械總動力、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)，表示各個解釋變量的生產(chǎn)彈性，A為常數(shù)項；ε為隨機擾動項。回歸分析的原始數(shù)據(jù)源自歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)業(yè)年鑒》、《湖北統(tǒng)計年鑒》以及《新中國農(nóng)業(yè)60年統(tǒng)計資料》。

使用SPSS19.0統(tǒng)計分析軟件，對上述回歸方程進(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值來看，除了農(nóng)作物受災(zāi)率外，其他變量的t檢驗的P值均遠(yuǎn)大于0.05，即系數(shù)不顯著，說明回歸模型自變量之間可能存在多重共線性；進(jìn)一步計算8個回歸變量的方差擴大因子（Variance inflation factor，VIF）值，結(jié)果顯示，8個自變量中有5個自變量的方差擴大因子值大于10，說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）其最小二乘估計為：■=（X′X）-1X′Y，當(dāng)自變量間存在嚴(yán)重的多重共線性時，X′X≈0，此時給X′X加上一個正常數(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，k表示嶺參數(shù)，此時參數(shù)最小二乘估計為：■（k）=（X′X+KI）-1X′Y，其中k=0時，嶺回歸估計退化為普通最小二乘估計。從嶺回歸的經(jīng)驗來看，k較小時，■（k）不夠穩(wěn)定，逐漸增大k則會導(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)計分析軟件對因變量和自變量做嶺回歸分析，得到8個自變量的嶺跡圖。

根據(jù)嶺跡圖對8個自變量進(jìn)行篩選，篩選的原則是：剔除系數(shù)比較穩(wěn)定且絕對值較小的自變量；剔除嶺回歸系數(shù)不穩(wěn)定、震動趨于零的自變量；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個自變量，用因變量與剩余的4個自變量做嶺回歸，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，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)的符號可以看出，單位播種面積農(nóng)業(yè)機械總動力、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)面積的提高則會導(dǎo)致湖北省糧食單產(chǎn)降低，回歸系數(shù)的符號符合回歸方程參數(shù)設(shè)置的預(yù)期，且4個解釋變量對糧食單產(chǎn)水平提高的解釋力達(dá)到84.78%。從4個解釋變量的彈性系數(shù)來看，在其他因素不變的情況下，單位播種面積農(nóng)業(yè)機械總動力、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%，會帶動糧食單產(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)濟學(xué)相關(guān)理論，要素貢獻(xiàn)率的計算公式為：

Rxi/y=■

根據(jù)上述生產(chǎn)彈性和不同時期糧食產(chǎn)量及各影響因素的變化率，計算得到單位播種面積農(nóng)業(yè)機械總動力、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湖北省糧食單產(chǎn)增長的貢獻(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)勞動力流失對糧食單產(chǎn)帶來的負(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，而對糧食單產(chǎn)增長貢獻(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。endprint

現(xiàn)代農(nóng)業(yè)離不開機械作業(yè)，糧食單產(chǎn)的提高也離不開農(nóng)業(yè)機械的使用。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)機械作業(yè)。為了提高糧食生產(chǎn)效率，多年來湖北省一直大力推動農(nóng)業(yè)機械化生產(chǎn)的普及，并出臺政策鼓勵農(nóng)機的創(chuàng)新和推廣，還對農(nóng)機購置實施了財政補貼。2011年，湖北省單位播種面積農(nóng)業(yè)機械總動力是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)機械總動力對糧食單產(chǎn)增長的平均貢獻(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%，這說明在1991-2011年的20年間湖北省農(nóng)業(yè)機械的使用對糧食單產(chǎn)提高存在邊際報酬遞增效應(yīng)。

4 提高耕地追加質(zhì)量的對策建議

從前文分析可知，長期以來地膜、化肥、農(nóng)藥等農(nóng)資的粗放投入，已經(jīng)使得這些農(nóng)資對于耕地追加質(zhì)量的提高的正效應(yīng)呈邊際遞減趨勢。因此，要實現(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，盡管農(nóng)業(yè)機械應(yīng)用對于湖北省糧食單產(chǎn)的提高影響顯著，但農(nóng)業(yè)機械推廣還存在農(nóng)機技術(shù)推廣經(jīng)費使用效率低下、推廣人員專業(yè)素質(zhì)偏低、農(nóng)機推廣技術(shù)與農(nóng)民需求脫節(jié)等問題。無論是提高地膜、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。

我國的《農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣法》明確規(guī)定各級農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣機構(gòu)屬于公共服務(wù)機構(gòu)。2012年中央一號文件《關(guān)于加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新持續(xù)增強農(nóng)產(chǎn)品供給保障能力的若干意見》更是明確指出“農(nóng)業(yè)科技是確保國家糧食安全的基礎(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。在我國傳統(tǒng)農(nóng)技推廣服務(wù)體系中，政府長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，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)機構(gòu)購買農(nóng)技公共服務(wù)的“掌舵者”，專心做好農(nóng)技推廣服務(wù)的購買、監(jiān)督和考核評估工作。政府在購買農(nóng)業(yè)技術(shù)服務(wù)過程中應(yīng)注意合理界定政府購買農(nóng)業(yè)技術(shù)服務(wù)的具體項目。由于農(nóng)業(yè)技術(shù)服務(wù)內(nèi)容廣泛，涉及機構(gòu)眾多、推廣方式多種多樣。對于那些服務(wù)質(zhì)量和數(shù)量難以評估和標(biāo)準(zhǔn)化而且競爭性不強的項目，不一定適合通過政府購買來提供，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、示范；植物病蟲害、動物疫病及農(nóng)業(yè)災(zāi)害的監(jiān)測、預(yù)報和預(yù)防等農(nóng)技公共服務(wù)，仍可由政府農(nóng)技推廣機構(gòu)直接提供，或通過立項的方式委托具有相關(guān)資質(zhì)的高等院?；蚩蒲性核鸀樘峁?。對于服務(wù)資源有限且具有一定競爭性的農(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，則可引入市場競爭機制，通過招投標(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)書約定的農(nóng)業(yè)技術(shù)服務(wù)，政府應(yīng)對中標(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。

參考文獻(xiàn)：

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

[2] 邵曉梅.區(qū)域土地利用變化及其對糧食生產(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.再論我國糧食安全問題[J].上海財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2004，6（4）：3-6.

[4] 茅于軾.不要再被“糧食危機論”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)量在耕地總量動態(tài)平衡中的重要性[J].經(jīng)濟地理，1998（2）：83-85.

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

[7] 鄭海霞，封志明.中國耕地總量動態(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)用地估價實證研究[J].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報，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：中國人民大學(xué)出版社，2004.endprint