中國糧食生產(chǎn)效率空間分異特征及驅(qū)動機理

張凡凡， 張啟楠, 李福奪, 陳學(xué)軍, 楊興洪

(1.貴州大學(xué) 管理學(xué)院, 貴州 貴陽 550025; 2.中南林業(yè)科技大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，湖南 長沙 410004; 3.中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院 農(nóng)業(yè)資源與農(nóng)業(yè)區(qū)劃研究所， 北京 100081)

糧食生產(chǎn)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中占有舉足輕重的地位，也關(guān)系著社會的和諧與穩(wěn)定。《2017年全球糧食危機報告》顯示，全球各地2015—2016年間面臨糧食不安全的人口從8 000萬猛增至1.08億，而且這一數(shù)字仍在持續(xù)飆升之中[1]。作為人口大國，糧食安全問題同樣需要引起我們的重視。近年來，中國糧食生產(chǎn)在實現(xiàn)十二連增的同時，谷物進口量也呈現(xiàn)出不斷增長趨勢，糧食自給水平持續(xù)下降[2]，2015年，中國糧食自給率已經(jīng)下降到了93.63%，全部農(nóng)產(chǎn)品的自給率大約為83.46%，16.54%左右是需要通過國際市場供給。在未來隨著全球氣候變化的影響，糧食生產(chǎn)不穩(wěn)定因素增多、要素引致性糧食生產(chǎn)成本提高、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)比較利益逐漸降低的大背景下，中國的糧食安全形式不容樂觀。因此，合理評價糧食生產(chǎn)效率、認清糧食生產(chǎn)現(xiàn)狀、探索提高糧食生產(chǎn)效率的有效途徑具有重要的理論意義和現(xiàn)實意義。

目前學(xué)術(shù)界對糧食生產(chǎn)效率進行了豐富的研究，以數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)為代表的非參數(shù)方法受到了廣大學(xué)者的青睞，其通過純數(shù)學(xué)的線性規(guī)劃技術(shù)來確定生產(chǎn)前沿面，是一種數(shù)據(jù)驅(qū)動的方法，不需要預(yù)設(shè)具體的函數(shù)形式和特定的行為假設(shè)，有效避免了因錯誤的生產(chǎn)函數(shù)和非效率項分布形式而帶來的偏誤。肖洪波等[3]根據(jù)2004—2012年的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)結(jié)合Malmquist 指數(shù)，測算了10 a來我國糧食生產(chǎn)綜合技術(shù)效率的變化，揭示了中國糧食產(chǎn)量增長的源泉及存在的問題；馬林靜等[4]采用2001—2010年中國30個省份有關(guān)糧食生產(chǎn)的面板數(shù)據(jù)，基于DEA-Malmquist 生產(chǎn)率指數(shù)方法，對中國糧食主產(chǎn)區(qū)、主銷區(qū)和平衡區(qū)的糧食生產(chǎn)技術(shù)效率進行了測算，并分析了動態(tài)技術(shù)效率指數(shù)的時空差異；薛龍等[5]運用DEA-Tobit兩步法分析了河南省2000—2010年18個市的糧食生產(chǎn)效率，并指明了非效率市的最佳調(diào)整方式?，F(xiàn)有文獻對糧食生產(chǎn)效率的研究已有較為全面的認識，但普遍忽視了空間異質(zhì)性或非線性的假設(shè)，這種假定各區(qū)域相互獨立的做法一方面與經(jīng)濟體之間密切聯(lián)系的現(xiàn)實不符，同時也會造成研究結(jié)果的偏誤。Anselin指出，理論經(jīng)濟模型的一個日益高漲的研究興趣是經(jīng)濟媒介與系統(tǒng)中其他異質(zhì)經(jīng)濟媒介的空間關(guān)聯(lián)性?；诖?，本文將借助探索性空間數(shù)據(jù)分析(ESDA)、時空躍遷測度法以及空間杜賓模型將糧食生產(chǎn)效率置于空間分析視角，考慮區(qū)域間糧食生產(chǎn)的相互影響關(guān)系；此外，在糧食問題的研究中，很少有學(xué)者對經(jīng)濟增長與糧食生產(chǎn)效率的非線性關(guān)系進行探討，本文試圖突破原有理論的局限，通過引入人均GDP的二次項和三次項，進一步驗證經(jīng)濟增長與糧食生產(chǎn)效率正N形Kuznets曲線的存在，同時，鑒于以往學(xué)者更加關(guān)注糧食生產(chǎn)內(nèi)部投入要素，而對于外部環(huán)境因素的研究較少。為此，本文將運用空間計量模型重點分析對外開放程度、市場化程度、受災(zāi)面積等對糧食生產(chǎn)效率的影響，旨在從更加全面的角度審視糧食生產(chǎn)的持續(xù)動力。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究方法

1.1.1 數(shù)據(jù)包絡(luò)法 數(shù)據(jù)包絡(luò)法最早由運籌學(xué)家Charnes和Cooper于1978年提出[6]，用來評價決策單元(DMU)多投入多產(chǎn)出模式下的相對有效性，可分別從給定產(chǎn)出情況下的投入最小化和給定投入情況下的產(chǎn)出最大化2個視角進行研究[7-8]，并找出改進效率的最佳途徑。假設(shè)有i(i=1,2,3,…,k)個決策單元，每個決策單元有r項投入xi1,xi2,…,xri,s項產(chǎn)出yi1,yi2,…,yis,且xi>0,yi>0，選擇產(chǎn)出導(dǎo)向且規(guī)模報酬可變模型進行測算，模型設(shè)定為:

(1)

(λi≥0,i=1,2,…,ks+≥0，s-≥0)

式中:θ——決策單元的效率；ε——非阿基米德無窮小量；s+,s-——松弛變量，即投入要素的冗余程度；xi，yi——第i個決策單元的投入量和產(chǎn)出量；λi——決策單元的權(quán)值[9-10]。當θ=1且s+=0,s-=0時，表示決策單元DEA有效；當θ=1且s+,s-不全為0時，則表示決策單元弱DEA有效；當0<θ<1時，說明該決策單元存在低效率所產(chǎn)生的資源浪費，需要根據(jù)其冗余進行改進。

1.1.2 空間計量分析方法 建立空間權(quán)重矩陣是進行空間計量分析的前提[11]，考慮到保證結(jié)論的穩(wěn)健性，本文同時將臨近空間權(quán)重矩陣Wl，地理距離空間權(quán)重矩陣Wg和經(jīng)濟距離空間權(quán)重矩陣We納入研究框架，其中，

(1) 探索性空間數(shù)據(jù)分析(ESDA)。ESDA方法通過對事物的空間分布格局進行可視化描述，探索事物之間的關(guān)聯(lián)機制，從而揭示事物的空間集聚和空間異質(zhì)特征，其核心技術(shù)是空間自相關(guān)檢驗，包括全局空間自相關(guān)檢驗和局部空間自相關(guān)檢驗兩類[12]。全局空間自相關(guān)用于描述事物在整個區(qū)域的空間關(guān)聯(lián)和差異程度，計算公式為：

(2)

式中：I——全局空間自相關(guān)Moran指數(shù)；Wij——空間權(quán)重矩陣；n——研究對象的個數(shù)；x——觀測值；S2——樣本方差。Moran’sI的取值介于-1～1之間，I值越大表示空間相關(guān)性越強，其中，I>0表示研究對象之間存在空間正自相關(guān)關(guān)系，表現(xiàn)為聚合分布狀態(tài)；I<0表示研究對象之間存在空間負自相關(guān)關(guān)系，表現(xiàn)為離散分布狀態(tài)；I=0則表示研究對象是隨機分布的，不存在空間相關(guān)關(guān)系[13]。全局空間自相關(guān)假定空間是同質(zhì)的，并從宏觀上揭示了研究對象的空間依賴程度，但在現(xiàn)實生活中，空間相關(guān)存在異質(zhì)性，因此，需要結(jié)合局部空間自相關(guān)觀測具體的地區(qū)分布狀況，一般通過Moran散點圖或LISA聚集圖等形式進行直觀反映，其實質(zhì)是將全局空間自相關(guān)Moran指數(shù)分解到各個單元，具體模型為：

(3)

(2) 糧食生產(chǎn)效率驅(qū)動機理的空間模型分析。受地理位置、距離和拓撲相關(guān)變量的影響，相鄰區(qū)域的糧食生產(chǎn)效率、相鄰區(qū)域糧食生產(chǎn)效率的驅(qū)動因素以及未納入模型的因素都可能對本區(qū)域的產(chǎn)糧效率產(chǎn)生影響[14]，因此，可以將糧食生產(chǎn)效率驅(qū)動因素的空間模型設(shè)定為：

(4)

μi=λWμ+εi

(5)

式中：Y——糧食生產(chǎn)效率；i，j——兩個相鄰區(qū)域；t——時間；Wij——空間權(quán)重矩陣；Xit——自變量；α，δ，β——因變量空間回歸系數(shù)、自變量回歸系數(shù)及其空間回歸系數(shù)，μi，λ表示空間誤差項及其待估系數(shù)值，εi為殘差項。當α≠0而β=0時，該模型為空間滯后模型；當λ≠0，α=0時，該模型為空間誤差模型；當α≠0，β≠0且λ=0時，則該模型為空間杜賓模型[15]，考慮到空間杜賓模型及其對溢出效應(yīng)的估計更具有一般性特征，無論數(shù)據(jù)的生成過程是空間滯后模型還是空間誤差模型，都能基于此模型得到系數(shù)無偏估計，本文將主要通過構(gòu)建空間杜賓模型進行分析，并將人均GDP、進出口總額、第三產(chǎn)業(yè)所占比重、受災(zāi)面積等納入驅(qū)動因素分析框架，分別代表經(jīng)濟增長、對外開放程度、市場化程度、自然生態(tài)環(huán)境，同時，在糧食生產(chǎn)效率方程中加入人均GDP的二次項和三次項來考察GDP與糧食生產(chǎn)效率之間可能存在的非線性關(guān)系。

1.2 數(shù)據(jù)來源

文中所用數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》等國家正式發(fā)布的統(tǒng)計資料，橫向覆蓋中國31個省(市、自治區(qū))，縱向主要將時間范疇分為“十一五”(2006—2010年)、“十二五”(2011—2015年)兩個時間段進行對比分析，以期為“十三五”時期的糧食生產(chǎn)提供參考和借鑒，同時使研究在時間上具有可比性，以此來動態(tài)研究中國糧食生產(chǎn)效率的時空演變特征。為了消除價格變動的影響，所有價值變量均以2006年為基期進行平減，各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果詳見表1—2。

表1 糧食生產(chǎn)效率評價體系

2 實證分析

表3為2006—2015年中國糧食生產(chǎn)效率變化情況。由表3可以看出，中國糧食生產(chǎn)效率整體偏低，效率均值在“十一五”、“十二五”時期分別為0.791和0.785，仍處于“高投入”的粗放式生產(chǎn)，通過將兩個時期的效率值進行對比可以發(fā)現(xiàn)，有超過1/2的省份糧食生產(chǎn)效率出現(xiàn)大幅度下降趨勢，且主要集中于東部沿海地區(qū)和西部地區(qū)，這可能與其地理分布規(guī)律有關(guān)。如位于東部地區(qū)的天津、上海、浙江、江蘇等省份雖然經(jīng)濟實力雄厚、科技發(fā)達，但在“GDP錦標賽制”下農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的投入更易被忽視[16]，從而損害了糧食生產(chǎn)效率；而西部地區(qū)產(chǎn)糧效率下降一方面與其惡劣的地理環(huán)境有關(guān)，加之西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施使其更致力于發(fā)展經(jīng)濟，在農(nóng)業(yè)方面的投入顯得相對不足。此外，不難發(fā)現(xiàn)，糧食生產(chǎn)效率呈現(xiàn)出東部和中部地區(qū)高、西部低的格局，其分布規(guī)律一定程度上也是中國各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平在空間上的映射，這種相關(guān)性暗示了經(jīng)濟發(fā)展對于提高糧食生產(chǎn)效率具有一定的積極作用。

表3 “十一五”、“十二五”時期我國糧食生產(chǎn)效率值

注：TE為綜合技術(shù)效率，PTE為純技術(shù)效率，SE為規(guī)模效率，RTS為規(guī)模報酬，-，irs，drs分別表示規(guī)模報酬不變、遞增、遞減，其中，TE=PTE·SE。下同。

2.1 探索性空間數(shù)據(jù)分析

作為空間計量分析的基礎(chǔ)，首先通過探索性空間數(shù)據(jù)分析方法進行空間自相關(guān)性檢驗。借鑒Anselin等的做法，通過計算全局莫蘭指數(shù)并結(jié)合LISA(local indicators of spatial association)集聚地圖驗證是否存在顯著的空間聚集效應(yīng)，計算結(jié)果詳見表4。

Z統(tǒng)計量檢驗表明，研究期內(nèi)中國各省市糧食生產(chǎn)效率的Moran’sI指數(shù)值均在1%的顯著性水平上出現(xiàn)正相關(guān)性，即中國糧食生產(chǎn)效率并非完全隨機分布，而是表現(xiàn)為高高集聚或低低集聚的相似值之間的空間聚類特征，因此，在進行糧食生產(chǎn)效率的研究中不能忽視客觀存在的地理空間分布因素。

表4 中國糧食生產(chǎn)效率全局空間自相關(guān) Moran’s I指數(shù)值

全局空間自相關(guān)Moran’sI指數(shù)僅能揭示整個研究區(qū)域的空間依賴程度，據(jù)此，需要進一步依據(jù)局部Moran’sI指數(shù)反映各區(qū)域與鄰近區(qū)域同一屬性的相關(guān)程度，本文主要通過GeoDA生成LISA聚集圖進行更為清晰的可視化表達，并將研究區(qū)域劃分為以下4種類型：HH聚集型，即區(qū)域自身糧食生產(chǎn)效率相對較高且被周邊的高值地區(qū)所包圍；LL聚集型，主要是指糧食生產(chǎn)效率較低的區(qū)域相互集聚，從而形成集中連片的產(chǎn)糧效率低值區(qū)；HL聚集型，這種類型的空間集聚主要表現(xiàn)為自身糧食生產(chǎn)效率相對較高的區(qū)域被周邊的低值區(qū)域所包圍，從而形成中間高四周低的離散分布形態(tài)；而LH聚集型則是產(chǎn)糧效率較低的區(qū)域被周邊的高值區(qū)域所包圍，呈現(xiàn)出中間低四周高的空間分布形態(tài)[17]，具體分布狀況及其變化趨勢如附圖9所示。

由附圖9可以看出，中國糧食生產(chǎn)效率主要以HH聚集型和LL聚集型為主，其中，HH聚集型主要分布在我國的東北、華東地區(qū)、以及華中部分地區(qū)，包括黑龍江、吉林、遼寧、上海、浙江、江蘇、江西、湖北、湖南等地，從而形成產(chǎn)糧效率“高值俱樂部”，該區(qū)域范圍在空間上具有明顯的擴張趨勢；LL聚集型則主要分布在中國的華北、華南以及西北地區(qū)，此聚集類型區(qū)在研究期內(nèi)并沒有顯著變化，說明全面提高我國糧食生產(chǎn)效率仍面臨一定的挑戰(zhàn)，其發(fā)展還需要一個更長的過程；屬于HL聚集型的有河南、新疆、西藏、重慶等地，該區(qū)域自身產(chǎn)糧效率較高，但容易受周邊區(qū)域負向效應(yīng)的影響而有所減弱；處于LH聚集型的安徽、天津、福建、四川等地則具有有利的“被擴散”的區(qū)位優(yōu)勢，需要加強與周邊高效率水平省份的聯(lián)系，借鑒其先進技術(shù)，提高自身效率水平。

空間異質(zhì)性的時空演變使得中國糧食生產(chǎn)效率處于不斷變化之中，因此，有必要采用時空躍遷測度法進一步分析研究。時空躍遷主要可以分為以下4種形式，類型Ⅰ：在臨近區(qū)域?qū)傩灾挡蛔兊那闆r下本區(qū)域發(fā)生位移，包括LL→HL,LH→HH,HH→LH,HL→LL;類型Ⅱ指的是臨近區(qū)域?qū)傩灾蛋l(fā)生改變，但本區(qū)域不變的情況，包括LL→LH,LH→LL,HH→HL,HL→HH;類型Ⅲ：臨近區(qū)域與本區(qū)域?qū)傩灾低瑫r發(fā)生改變，屬于這一躍遷類型的主要包括LL→HH,LH→HL,HH→LL,HL→LH;類型Ⅳ則主要是指臨近區(qū)域與本區(qū)域?qū)傩灾稻窗l(fā)生改變的情況。

表5為中國糧食生產(chǎn)效率具體躍遷類型，通過對比可以發(fā)現(xiàn)，類型Ⅳ在各時間段都是最主要的躍遷形式，即本區(qū)域與鄰近區(qū)域均保持同樣水平的變化，說明中國糧食生產(chǎn)效率的空間結(jié)構(gòu)具有一定的路徑依賴特征或空間鎖定規(guī)律，其次是類型Ⅰ和類型Ⅱ，而類型Ⅲ在研究期內(nèi)并未出現(xiàn)，進一步驗證了非典型性的特征。

具體而言，北京受自身減貧效率的影響于2006—2011年主動發(fā)生躍遷，由LL聚集型向HL聚集型轉(zhuǎn)變，但空間溢出效應(yīng)的存在使其減貧效率極易受周邊地區(qū)的影響，其減貧效率未來可能會處于不穩(wěn)定狀態(tài)；四川和福建等地則由于有利的“被擴散”的區(qū)位優(yōu)勢，分別由LH聚集型躍遷至HH聚集型，再次驗證了糧食生產(chǎn)效率空間溢出效應(yīng)的存在，其中，福建經(jīng)歷了由L—H象限躍遷至 H—H象限又遷回L—H象限的過程，其糧食生產(chǎn)效率處于短暫性波動變化之中；而天津、山東則是由于周圍環(huán)境發(fā)生變化而被動改變象限發(fā)生躍遷?？傮w而言，空間異質(zhì)性的存在使得省域間的效率溢出可能推動各地區(qū)糧食生產(chǎn)效率走向趨同或者分異，進而對我國糧食生產(chǎn)的整體分布結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。

表5 我國2006-2015年糧食生產(chǎn)效率躍遷類型

2.2 糧食生產(chǎn)效率驅(qū)動因素的空間效應(yīng)分析

探索性空間數(shù)據(jù)分析(ESDA)結(jié)果表明中國糧食生產(chǎn)效率存在顯著的空間相關(guān)性，因此，不再滿足普通最小二乘法關(guān)于區(qū)域之間相互獨立的假設(shè)，需要通過引入空間差異性和空間依賴性對經(jīng)典的線性模型進行修正[18]，本文主要通過構(gòu)建空間杜賓模型進行回歸估計，為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，文章同時報告了臨近空間權(quán)重矩陣、地理距離空間權(quán)重矩陣和經(jīng)濟距離空間權(quán)重矩陣下的估計結(jié)果詳見表6。

表6 不同空間權(quán)重矩陣的空間杜賓模型估計結(jié)果

注： (1)***，**，*分別表示在1%，5%，10%的水平上顯著； (2)這里的拐點指的是數(shù)學(xué)意義上的極值點，即一階導(dǎo)數(shù)等于零的點，由于本文涉及的是人均GDP的三次曲線，因此共有兩個極值點。

3種空間權(quán)重矩陣下的估計結(jié)果基本一致，且各變量均高效通過顯著性檢驗，由于人均GDP、人均GDP二次項和三次項的回歸系數(shù)滿足β1>0，β2<0，β3>0的變化規(guī)律，說明經(jīng)濟增長與糧食生產(chǎn)效率之間存在“正N型”的Kuznets曲線，為了更好地描述現(xiàn)階段經(jīng)濟增長對產(chǎn)糧效率的影響情況，本文進一步測算了“正N型”Kuznets曲線的拐點值，以經(jīng)濟距離矩陣We估計結(jié)果為例，兩個拐點值分別為3.81和14.18，換句話說，當人均GDP小于3.81萬元時，經(jīng)濟增長對糧食生產(chǎn)效率具有正向促進作用，一旦跨越這一門檻值，經(jīng)濟增長的產(chǎn)糧效率將呈現(xiàn)邊際收益遞減的特征，只有當人均GDP達到14.18萬元的水平時，經(jīng)濟增長對糧食生產(chǎn)效率的正向促進作用才會再次顯著，這主要是由于隨著經(jīng)濟的發(fā)展，非農(nóng)經(jīng)濟的擠出效應(yīng)越來越顯著，大量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料流入非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，經(jīng)濟發(fā)展所伴隨的先進技術(shù)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極作用顯得相對不足，損害了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，因此會在第1個拐點與第2個拐點之間出現(xiàn)糧食生產(chǎn)效率的短暫下降，之后，隨著經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的不斷完善，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展從資源依賴型更大程度地向依靠技術(shù)進步轉(zhuǎn)變，從而表現(xiàn)為糧食生產(chǎn)效率在第2個拐點之后隨經(jīng)濟發(fā)展逐步提升的變化規(guī)律。通過對比表7所示的2015年我國各區(qū)域人均GDP與拐點值的遠近，發(fā)現(xiàn)目前我國各區(qū)域糧食生產(chǎn)效率在Kuznets曲線中所處的階段差異較大，大部分地區(qū)正處于第1個拐點與第2個拐點之間，而西部欠發(fā)達地區(qū)如四川、貴州、云南、甘肅、廣西 、西藏等地仍未跨越第1個拐點，需要根據(jù)不同區(qū)域的發(fā)展狀況合理引導(dǎo)。

對外開放程度以及市場化程度對糧食生產(chǎn)效率的提升有促進作用，其中市場化程度對糧食生產(chǎn)效率的作用程度較大，市場化程度每增加1%，糧食生產(chǎn)效率將提高0.2%，而對外開放程度在3種空間權(quán)重矩陣下都不顯著，可能的原因是對外開放程度雖然有利于引進先進技術(shù)，但受農(nóng)民自身模仿和接受能力的限制，使其正向溢出作用大打折扣。自然災(zāi)害仍然是糧食生產(chǎn)最大的不穩(wěn)定因素，這也是造成近年來糧食生產(chǎn)效率出現(xiàn)大幅度大面積下降趨勢的重要原因；此外，空間自回歸系數(shù)在3種空間權(quán)重矩陣下始終為正，說明糧食生產(chǎn)效率具有顯著的示范作用，臨近區(qū)域產(chǎn)糧效率的優(yōu)化同樣會對本區(qū)域的糧食生產(chǎn)產(chǎn)生促進作用。

表7 中國2015年各區(qū)域人均地區(qū)生產(chǎn)總值

3 結(jié) 論

(1) 中國糧食生產(chǎn)效率整體偏低，仍處于“高投入”的粗放式生產(chǎn)，并表現(xiàn)出東、中部高、西部低的分布格局，其分布規(guī)律一定程度上也是中國各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平在空間上的映射，但“十二五”時期以來東部沿海地區(qū)和西部地區(qū)出現(xiàn)大面積、大幅度下降趨勢。

(2) 糧食生產(chǎn)效率并非完全隨機分布，而是表現(xiàn)出明顯的空間關(guān)聯(lián)性，其空間結(jié)構(gòu)具有一定的路徑依賴特征，主要以類型Ⅵ為主，其中，HH聚集和LL聚集型是最主要的空間聚類方式，LL聚集型在研究期內(nèi)相對比較穩(wěn)定。所以全面提高我國糧食生產(chǎn)效率仍面臨一定的挑戰(zhàn)，其發(fā)展還需要一個更長的過程，此外，未來應(yīng)重點關(guān)注安徽、天津、福建、四川等地區(qū)LH聚集類型區(qū)的糧食生產(chǎn)效率變化情況，發(fā)揮其有利的“被擴散”的區(qū)位優(yōu)勢。

(3) 經(jīng)濟增長與糧食生產(chǎn)效率之間存在正N形的Kuznets曲線。目前大部分地區(qū)經(jīng)濟增長的產(chǎn)糧效率呈現(xiàn)邊際收益遞減特征，需要合理規(guī)劃農(nóng)業(yè)與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，尋找二者發(fā)展的平衡點,積極建立經(jīng)濟增長與糧食生產(chǎn)的協(xié)作關(guān)系；而對于四川、貴州、云南、甘肅、廣西 、西藏等西部地區(qū)來說，雖然在未來一段時間內(nèi)經(jīng)濟增長仍有助于提高糧食生產(chǎn)效率，但這些省份大多已瀕臨第一個拐點值，即將進入Kuznets曲線下降區(qū)間，需要及時規(guī)劃引導(dǎo)，緩解非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的擠出效應(yīng)；此外，構(gòu)建良好的外部生產(chǎn)環(huán)境，加強國外市場先進技術(shù)以及國內(nèi)市場化程度對糧食生產(chǎn)的促進作用，營造穩(wěn)定的自然生態(tài)條件，鞏固強強聚集的良性循環(huán)，在糧食生產(chǎn)效率較高的地區(qū)建立示范區(qū)，充分發(fā)揮臨近地區(qū)產(chǎn)糧效率優(yōu)化對本區(qū)域的輻射帶動作用，制定具有區(qū)域聯(lián)動特點的空間產(chǎn)糧策略來促進和穩(wěn)定糧食生產(chǎn)。