農民糧食生產積極性的測度分析*

辛 毅，李佳鑫，程超越

（1.中國人民大學農業(yè)與農村發(fā)展學院，北京 100872；2.中國農業(yè)銀行北京市分行石景山支行個人金融部，北京 100043）

一、引 言

“糧食安全是國家安全的重要基礎”①習近平2016年5月24日在黑龍江考察時的講話。，而有效保護和激勵中國農民糧食生產積極性，是實現(xiàn)“中國人要把飯碗端在自己手里，而且要裝自己的糧食②習近平2018年9月25日在黑龍江考察北大荒精準農業(yè)農機中心時的講話?！敝Z食安全戰(zhàn)略目標的關鍵條件，對于有效保障國家糧食安全具有重大戰(zhàn)略意義（趙玻等，2005；胡仲明，2012）。

近年來，農民糧食生產積極性呈現(xiàn)下降趨勢（魏后凱，2019），不利于保障新時期國家糧食安全，需采取有效政策措施提高農民糧食生產積極性。要有效保護和持續(xù)激勵農民糧食生產積極性，應深入和全面理解農民糧食生產積極性，特別要對影響農民生產積極性發(fā)展變化的主要因素作定性和定量分析，從而發(fā)現(xiàn)中國農民產生與發(fā)展糧食積極性的特有規(guī)律，為提高農民糧食生產積極性提供有益參考。

現(xiàn)有關于農民糧食生產積極性的研究成果中，針對糧食生產積極性的實證研究較少，學者主要在農民糧食生產積極性的表征變量選擇及糧食生產積極性的影響因素方面加以探索。較多學者認為，農民糧食生產積極性主要表現(xiàn)為糧食作物種植面積的擴大（彭長生等，2019；譚智心等，2014；周振等，2014）。姜天龍等（2012）認為，農民糧食生產積極性主要在較高糧食種植面積、糧食生產物質投入增加和耕地流轉價格上升三方面充分體現(xiàn)。謝童偉等（2011）以農民每畝利潤水平衡量農民糧種生產積極性。周靜等（2019）將農民糧食生產結果和糧食生產行為作為衡量農民糧食生產積極性的指標。

一些學者認為，農民糧食生產積極性具有較強主觀意識特性，應以農民糧食生產意愿作為衡量農民糧食生產積極性的指標（徐峰等，2009；周清明，2009；鄧大才，2013；楊佳良等，2013），韓成英等（2016）將調查農民對擴大糧食種植面積、增加設施投入、有償使用農業(yè)生產技術的主觀意愿作為測度農民糧食生產積極性的主要變量。方蕊等（2019）將農戶擴大糧食種植面積意愿和自身經營耕地意愿作為衡量農民糧食生產積極性的指標。

多數(shù)研究把農民糧食生產積極性視為一種不言自明或無需說明其含義及特征的目標參照變量，直接討論影響糧食生產積極性的因素，尚缺乏針對農民糧食生產積極性構成要素的專門實證分析。基于此，本研究認為農民糧食生產積極性是一個較復雜的經濟變量，兼具主觀性和客觀性特征，構成內容具有多樣性。只有充分了解糧食生產積極性的構成，才能有效分析其變化趨勢及影響因素。

二、理論分析

農民的糧食生產積極性概念在性質上與管理學及社會學理論研究的員工工作積極性概念相同，因此有關員工工作積極性問題的研究成果可為本研究提供有益借鑒。從性質上看，王振濤（1991）認為積極性是人的本能力量體現(xiàn)，是心理和行為上的傾向性。Maslach（2001）認為工作積極性是勞動者在特定工作環(huán)境中的表現(xiàn)。馮江平等（2013）認為工作積極性是勞動者通過行為表現(xiàn)的一種努力向上的精神狀態(tài)。

綜上，生產者工作積極性是通過外在行為表現(xiàn)出來的內在特定心理狀態(tài)，反之，通過外在行為狀態(tài)判斷，可見內在心理狀態(tài)。據此提出農民糧食生產積極性理論模型（見圖1）。

圖1 農民糧食生產積極性理論模型

農民糧食生產積極性是一個結構性概念，兼具主觀性和客觀性雙重特征。主觀性特征是指生產積極性是在特定主觀動機作用下的一種精神狀態(tài)；客觀性特征是指生產積極性水平會在生產者實際生產活動及實際效果方面呈現(xiàn)。農民糧食生產積極性對糧食生產發(fā)生作用機理應是生產積極性的主觀意愿通過實際生產行為呈現(xiàn)，生產積極性主觀意愿越強，生產者實際生產行為就越主動且更有效，而生產行為取得的實際生產效果則以客觀可見形式展現(xiàn)生產積極性水平。農民糧食生產積極性組成結構呈現(xiàn)“主觀意愿——實際行動——實際效果”的依次遞進關系，三者之間呈現(xiàn)正相關關系。因此，可利用體現(xiàn)農民糧食生產主觀意愿、生產行為表現(xiàn)和實際效果的數(shù)據指標測度農民糧食生產積極性水平。

三、指標體系設計和數(shù)據來源

采用歷年《全國農產品成本收益資料匯編》《中國統(tǒng)計年鑒》中有關指標構建農民糧食生產積極性的測度指標體系（見表1）。

表1 農民糧食生產積極性測度指標體系

（一）農民糧食生產積極性主觀意愿層面

農民作為糧食生產者，糧食生產經濟收益水平是其主要經濟吸引力。農業(yè)補貼和以最低收購價格、臨時收儲價格為內容的糧食托市收購政策體系對農民糧食生產具有經濟激勵作用，可視為影響農民糧食生產積極性外部激勵力量。此外，在土地流轉不斷持續(xù)推進和農民非農就業(yè)機會增加情況下，土地流轉租金水平（即每畝土地成本）及工資性收入水平對農民是否將主要精力投入糧食生產構成機會成本因素。

上述因素均影響農民糧食生產決策行為及糧食生產投入，進而在主觀意識方面影響農民糧食生產積極性。

（二）農民糧食生產積極性的實際生產行為表現(xiàn)層面

在人均耕地面積有限情況下，若農民在糧食生產過程中投入勞動和物質越多，糧食畝產量越高，同時糧食出售數(shù)量越多，說明農民糧食生產主動性越強。因此，每畝土地投入勞動水平與物質水平及糧食出售數(shù)量反映農民對糧食生產重視程度，可反映農民糧食生產積極性的行為表現(xiàn)。

成本因素對生產者的工作熱情和生產行為自然會產生抑制性作用，而市場經濟中糧食生產成本長期上升是必然趨勢（辛毅，2006），因此在糧食生產成本長期上升消極因素存在情況下，農民是否繼續(xù)采取糧食增產的生產行為更能反映其糧食生產積極性處于何種狀態(tài)，若農民仍愿意繼續(xù)糧食生產并不斷提高糧食產量，則充分反映農民具有較高糧食生產積極性。因此，本文將糧食生產成本有關指標作為影響農民糧食生產行為的抑制性因素。

（三）農民糧食生產積極性實際生產效果層面

工作績效常作為衡量工作積極性的重要指標，故本文將糧食生產實際效果作為衡量農民糧食生產積極性的主要指標之一。在人均耕地水平有限情況下，糧食生產效果可從兩方面衡量，糧食年度總產量及糧食播種面積表現(xiàn)糧食生產數(shù)量效果，而糧食畝產量水平則可表現(xiàn)糧食生產效率效果，表現(xiàn)集約利用糧食生產資源進行高效糧食生產水平。

四、研究方法和數(shù)據來源

本部分從兩方面分析，一方面采用描述性統(tǒng)計分析方法分析農民糧食生產效果變化情況，另一方面運用結構方程模型實證分析方法測度農民糧食生產積極性主要影響因素對農民糧食生產積極性的作用路徑及效果等。

（一）描述性統(tǒng)計分析農民糧食生產實際效果

以糧食年度總產量及糧食播種面積表現(xiàn)糧食生產數(shù)量效果，糧食畝產量表現(xiàn)糧食生產質量效果。使用描述性統(tǒng)計分析方法研究農民糧食生產實際效果變化情況，將研究結果與有關農民糧食生產積極性主要影響因素研究對照分析，發(fā)現(xiàn)農民糧食生產積極性變化特征及在主要影響因素作用下的特定規(guī)律性。

（二）使用結構方程模型方法測度農民糧食生產積極性及影響因素

結構方程模型（Structural Equation Modeling，SEM）通常用于研究主要影響因素對因變量產生作用的具體路徑，可通過檢測觀測變量之間關系以測量難以直接觀測和量化的潛變量之間關系，以及潛變量與因變量關系。一個潛變量是多個可觀測變量的共同特性形成的具有某種特質的抽象概念指標。

為研究主要影響因素對農民糧食生產積極性具體作用，設置經濟吸引力、外部激勵力量、機會成本、主動性、抑制性力量5個潛變量（見表1），上述潛變量分別通過若干個可觀測變量表現(xiàn)。因此，結構方程模型適用于研究農民糧食生產積極性的主要影響因素問題。

根據潛變量與農民糧食生產積極性之間影響關系，提出以下研究假設：

H1：農民主動性因素對農民糧食生產積極性有正向影響；

H2：經濟吸引力因素對農民糧食生產積極性有正向影響；

H3：外部激勵力量因素對農民糧食生產積極性有正向影響；

H4：抑制性力量因素對農民糧食生產積極性有負向影響；

H5：機會成本因素對農民糧食生產積極性有負向影響。

（三）數(shù)據來源

實證研究使用2004～2016年全國各省區(qū)面板數(shù)據。數(shù)據主要來源于2005～2017年《全國農產品成本收益資料匯編》《中國農業(yè)年鑒》《中國農村統(tǒng)計年鑒》和同期國家發(fā)改委網站有關政策信息。

表1中所示“糧食托市收購政策體系”的有關指標主要包括每年稻谷最低收購價格、小麥最低收購價格和玉米臨時收儲價格。小麥最低收購價格政策自2006年開始實施，故小麥最低收購價格數(shù)據起止時間為2006～2016年；玉米臨時收儲政策2008年開始實施，至2015年終止，故玉米臨時收儲價格數(shù)據為2008～2015年。其中稻谷分為早秈稻、中秈稻、晚秈稻和粳稻，相關數(shù)據指標起止時間均為2004～2016年。

表1中農業(yè)補貼是指每年各省區(qū)良種補貼、糧食生產直接補貼和農資綜合補貼數(shù)量之和，至2016年上述三項補貼合并為農業(yè)支持保護補貼。

五、描述性統(tǒng)計分析農民糧食生產積極性的生產效果

表2為2004～2016年全國糧食生產數(shù)量和效率效果情況。2004～2016年糧食總產量總體呈現(xiàn)持續(xù)增加趨勢。事實上，此期間實現(xiàn)中國歷史上罕見的糧食生產“十二”連增。

在中國耕地資源極其有限情況下，實現(xiàn)糧食總產量持續(xù)增加，主要依靠農民持續(xù)擴大糧食播種面積和不斷提高糧食單產。表2可知，2004～2016年糧食播種面積呈長期上升趨勢，并與糧食總產量上升趨勢高度趨同。從糧食畝產變化看，2004～2016年糧食畝產從405千克增至457千克，增長幅度達12.84%。

上述情況表明，2004～2016年間，因中國農民產生并保持較高糧食生產積極性，才使糧食生產取得自改革開放以來最高水平的生產效果。

表2 全國糧食生產數(shù)量效果與效率效果情況

六、模型估計結果及解釋

（一）信度和效度檢驗

1.信度分析

信度分析又稱可靠性分析（Reliability Analysis），是指檢驗結果的穩(wěn)定性（Stability）或一致性（Consistency），通過信度分析可刪除不具一致性指標，獲得可靠穩(wěn)定的評價指標。

由表3可知，潛變量Cronbach'sα系數(shù)均在0.7以上，說明所選潛變量指標具有較強內在一致性。

表3 信度分析和效度檢驗

2.效度檢驗

在結構方程模型檢驗前，先檢驗所選數(shù)據是否適合因子分析，一般使用KMO和Bartlett球性檢驗方法對數(shù)據作內容效度檢驗。根據結構方程模型檢驗經驗，數(shù)據KMO值在0.7以上適合因子分析，數(shù)據的Bartlett球性檢驗統(tǒng)計值顯著性概率在不大于0.05顯著水平時適合因子分析。

由表3可知，經濟吸引力、主動性和抑制性力量3個潛變量的KMO值均大于0.7，外部激勵力量和機會成本兩個潛變量的KMO值均因各自所依托的可觀測變量只有2個而小于0.7，但上述5個潛變量的Bartlett球性檢驗統(tǒng)計值顯著性很高，均小于0.01，因此各潛變量效度檢驗結果較好。

采用探索性因子法分析，利用SPSS中主成分分析功能，選取特征值大于1的因子做方差最大化旋轉。計算結果表明，5個潛變量因子特征值均大于1，其方差貢獻率均大于50%，說明各潛變量結構效度良好。

（二）結構方程擬合效果分析

將模型變量數(shù)據導入AMOS軟件作模型估計，得出模型主要擬合度指標（見表4）。

因設立結構方程模型采用的變量數(shù)量和樣本數(shù)量極大，造成模型卡方值很大，使卡方值及卡方值與自由度比值作為判斷模型擬合情況依據不夠合理。在大樣本情況下，更要考慮其他相關統(tǒng)計量指標以判斷結構方程模型擬合度。由表4可知，指標SRMR和RMSEA均小于0.1，GFI和AGFI均大于0.7，均符合結構方程模型適配標準，因此模型擬合效果較好。

（三）模型估計結果及解釋

1.潛變量與農民糧食生產積極性關系分析

將模型變量數(shù)據導入AMOS軟件作模型估計，得出模型標準化參數(shù)估計路徑（見圖2）。

表4 模型主要擬合度指標

圖2 標準化參數(shù)估計路徑

由圖2可知，農民糧食生產積極性對主動性、經濟吸引力、外部激勵力量、抑制性力量和機會成本因素等潛變量標準化回歸系數(shù)分別為0.388、0.773、0.914、-0.357和-0.566。由表5可知，上述標準化路徑系數(shù)估計結果均在0.001水平上顯著，說明結構方程模型擬合的基本配適度較好，主動性、經濟吸引力、外部激勵力量、抑制性力量和機會成本因素等潛變量因素對農民糧食生產積極性均有較強解釋能力，指標體系構建較合理。

上述潛變量系數(shù)正負號性質表明上述研究假設成立，各潛變量對農民糧食生產積極性絕對影響程度排序為：外部激勵力量＞經濟吸引力＞機會成本＞主動性＞抑制性力量。由此可見，以糧食托市收購政策體系和農業(yè)補貼等因素構成的外部激勵力量因素對農民糧食生產積極性影響最大。

表5 標準化回歸系數(shù)估計及變量間影響關系情況

2.潛變量與可觀測變量關系分析

（1）主動性潛變量與觀測變量關系

主動性潛變量作用是通過農民農業(yè)生產行為的“主動性”體現(xiàn)農民職業(yè)習慣或者職業(yè)責任在糧食生產中的作用。若農民職業(yè)習慣或職業(yè)責任較強，糧食生產積極性較高，則在糧食生產中投入的人工、物質會更多，同時更愿意出售糧食，即糧食生產行為會更主動積極。

在體現(xiàn)主動性潛變量的各觀測變量中，除每畝用工數(shù)量與主動性潛變量之間標準化回歸系數(shù)未通過檢驗以外，其他觀測變量與主動性潛變量之間標準化回歸系數(shù)均通過檢驗，且標準化回歸系數(shù)均在0.5以上。其中，每畝化肥用量標準化回歸系數(shù)最大（0.946），每畝種子用量、每畝農膜用量和每畝主產品銷售數(shù)量依次次之。說明目前中國糧食生產模式主要依靠化肥、種子和農膜等土地增產型物質投入實現(xiàn)糧食增產。

每畝用工數(shù)量與主動性潛變量之間標準化回歸系數(shù)未通過檢驗，系數(shù)值最小。說明糧食生產模式主要依靠物質投入實現(xiàn)增產，人工投入作用相對較小，農業(yè)生產尤其是糧食生產中農業(yè)勞動力投入可能相對不足。

（2）經濟吸引力因素潛變量與觀測變量關系

經濟吸引力因素潛變量對農民糧食生產積極性作用通過相應觀測變量情況表明，糧食生產經營效益越高，農民糧食生產積極性越高，也可通過不同糧食生產經營效益指標之間的比較，判斷農民糧食生產積極性主要受哪種收益方式影響，并據此發(fā)現(xiàn)農民糧食生產經營決策時行為特征。

在經濟吸引力因素的潛變量與其觀測變量標準化回歸系數(shù)中，除每畝現(xiàn)金收益標準化回歸系數(shù)估計結果未通過檢驗，其他觀測變量標準化回歸系數(shù)估計結果均通過檢驗。其中，每畝凈利潤指標標準化回歸系數(shù)最大（0.767），每畝凈利潤和商品率依次次之。生產經營凈利潤水平、成本利潤率和商品率（即出售商品量占總產量比重）均是企業(yè)生產經營決策時主要參考指標，說明市場經濟條件下農民糧食生產經營決策行為方式類似于企業(yè)投資經營決策。即在糧食生產經營比較收益較高時，農民會通過增加糧食產量以提高糧食商品率，進而提高糧食生產經營凈利潤水平和成本利潤率。意味著如果農民認為糧食生產經營收益過低，可能會放棄糧食生產轉而投資生產經營其他農產品，一定程度上可解釋在2004年開始實施最低糧食收購價格政策之前農村普遍出現(xiàn)的糧食種植面積和糧食總產量下降情況。

每畝現(xiàn)金收益指標與經濟吸引力因素潛變量之間標準化回歸系數(shù)估計未通過檢驗，但其系數(shù)在體現(xiàn)經濟吸引力因素潛變量的觀測變量標準化回歸系數(shù)中最大。同時，中國農民糧食生產經營凈利潤主要通過向國有糧食儲備企業(yè)出售糧食換取現(xiàn)金收入實現(xiàn)，所以每畝凈利潤指標與每畝現(xiàn)金收益指標經濟含義及其對農民糧食生產積極性作用一致。

（3）外部激勵力量因素潛變量與觀測變量關系

在體現(xiàn)外部激勵力量因素潛變量的觀測變量中，農業(yè)支持保護補貼與潛變量標準化回歸系數(shù)估計結果未通過檢驗。根據測算和實地調研結果，各種直接支付的農業(yè)支持保護補貼總計每畝地十幾元錢（黃少安等，2019），對農民實際收入不產生實質性影響，所以此項目標準化回歸系數(shù)未通過檢驗可以理解。

糧食托市收購價格變量與外部激勵力量因素潛變量標準化回歸系數(shù)估計結果通過檢驗，系數(shù)值高達0.943，說明包括最低糧食收購價格政策和臨時收儲政策在內的糧食托市收購政策體系對激勵農民糧食生產積極性起到重要作用。

在市場經濟條件下，市場是影響企業(yè)等生產經營主體生存與發(fā)展的最重要經濟資源，企業(yè)等生產經營主體之間競爭歸根結底是爭奪市場資源的競爭（何新，1999）。糧食托市收購政策體系之所以對中國農民糧食生產積極性產生關鍵性影響，根本原因在于最低糧食收購價格和臨時收儲政策為農民創(chuàng)造了一個持續(xù)利好期望的糧食收購市場，這種利好期望的市場信息對農民糧食生產積極性產生強勁持久的激勵作用。

（4）抑制性力量因素潛變量與觀測變量關系

在體現(xiàn)抑制性力量因素潛變量的觀測變量中，每畝現(xiàn)金成本和每畝人工成本標準化回歸系數(shù)估計結果均通過檢驗，其值分別為0.853和0.654，而在糧食生產成本中占有主要比重的每畝物質費用標準化回歸系數(shù)估計結果未通過檢驗。

目前中國農民糧食生產方式主要特征是通過不斷增加化肥、種子和農膜等土地增產型物質投入實現(xiàn)增產，而這些物質投入產生的成本費用占物質費用總額絕大部分。長期以來，在行業(yè)生產方式均為以持續(xù)增加物質投入和物質費用不斷上升為代價實現(xiàn)增產情況下，物質費用因素與影響農民糧食生產積極性的抑制性力量因素之間關系自然無明顯統(tǒng)計關系。

農民投入的人工和現(xiàn)金成本可自主決策，在糧食生產積極性較高時，傾向于投入更多人力及現(xiàn)金資源以增加物質投入，實現(xiàn)增產目標，反之則減少人力和現(xiàn)金資源投入。上述情況進一步顯現(xiàn)農民在市場經濟條件下以成本效益指標作為生產經營決策依據的行為特征。

（5）機會成本因素潛變量與觀測變量關系

在體現(xiàn)機會成本因素潛變量的觀測變量中，工資性收入占農民收入比重指標與機會成本因素潛變量標準化回歸系數(shù)估計結果通過檢驗，其值更高達0.955，每畝土地成本指標標準化回歸系數(shù)估計結果未通過檢驗。

改革開放以來，在市場經濟體制不斷深化發(fā)展過程中，中國農民普遍形成家庭“兼業(yè)化”經營特征，除家庭中老人和一些婦女留守農村外，大部分青壯年勞動力常年在城鎮(zhèn)地區(qū)從事非農產業(yè)務工工作，農忙時部分勞動力會回到農村。長期以來，農民在城鎮(zhèn)地區(qū)務工所得工資性收入占其家庭總收入主要部分，工資性收入水平和糧食生產經營收入水平之間存在明顯差距，農民自然會基于機會成本決策而傾向于將更多時間投入非農行業(yè)，從而影響糧食生產積極性。

每畝土地成本指土地流轉租金，對土地流轉農戶而言就是土地租金收入。目前，各地土地流轉租金計價標準一般是當?shù)厝舾赡昶骄Z食生產產值，即土地流轉租金水平一般與農戶糧食生產產值水平相當。在此情況下，土地流轉租金很難起到影響農戶放棄糧食生產、轉出土地的機會成本因素的作用。

七、主要結論與政策建議

（一）主要結論

1.根據實證結果，研究假設均驗證成立，本文農民生產積極性理論模型的理論邏輯較合理。各潛變量因素對農民糧食生產積極性影響程度不同，其中外部激勵力量因素影響最大，經濟吸引力、機會成本、主動性和抑制性力量依次次之。從體現(xiàn)潛變量因素的觀測變量看，外部激勵力量因素中糧食托市收購政策體系因素最重要，經濟吸引力因素中每畝凈利潤指標最重要，機會成本因素中工資性收入占比指標最重要，主動性因素中每畝化肥用量指標最重要，抑制性力量因素中每畝現(xiàn)金成本因素最重要。

2.農民糧食生產經營決策行為特征類似于企業(yè)等生產經營主體，主要根據糧食生產經營成本效益類指標情況決定是否開展糧食生產經營。如果農民認為糧食生產無利可圖，可能會放棄糧食生產，而糧食生產在農業(yè)生產經營項目中比較效益一般不高，不利于實現(xiàn)國家糧食安全戰(zhàn)略目標。

3.糧食托市收購政策體系對農民糧食生產積極性產生關鍵性積極作用，說明市場經濟條件下市場行情信號是指引農民生產什么、生產多少和是否努力生產的主要因素，農民最需要一個持續(xù)利好的糧食收購市場。

4.農民職業(yè)責任感的主動性因素在影響農民糧食生產積極性各相關因素中排序相當靠后，說明種糧農民保障國家糧食安全意識與行為自覺性較低，這同樣也是市場經濟條件下實現(xiàn)國家糧食安全保障的風險性因素。

（二）政策建議

1.激勵和維持較高水平的農民糧食生產積極性關系國家糧食安全戰(zhàn)略目標的實現(xiàn)，而建設具有長期利好期望的糧食收購市場是使農民維持較高糧食生產積極性的根本舉措。這需要對包括糧食生產、儲備、運輸、加工和使用在內的整體國家糧食產業(yè)開展科學的頂層設計，通過產業(yè)縱向和橫向成規(guī)模整合構建具有高水平市場競爭力的國家糧食產業(yè)集團，推進建設具有強大國際競爭力的國家糧食產業(yè)體系，形成一個具有長期穩(wěn)定利好期望的糧食收購市場。

2.推進土地流轉和農業(yè)生產社會化服務體系建設，提高糧食生產規(guī)模經營水平。糧食生產經營規(guī)?；谝欢ǔ潭壬峡上鄬μ岣呒Z食生產經營利潤，促使農民傾向于選擇糧食生產經營決策。

3.至少在口糧方面長期實施以最低糧食收購價格和臨時收儲為主要內容的糧食托市收購政策體系，使糧食收購市場以此為基礎形成對農民有經濟吸引力的穩(wěn)定利好期望，有效提高農民糧食生產積極性。

4.在長期維持農民糧食生產積極性情況下，國內糧食生產顯然會長期維持在較高產量水平上，因此需要提高糧食儲備能力和轉化能力，糧食儲備能力和轉化能力不足不應成為放棄或者收縮糧食托市收購政策體系的主要原因。

5.強化糧食主產區(qū)基本農田管理，增強農民以糧食生產保障國家糧食安全的意識，保障長期從事糧食生產農民的基本收入，藉此強化農民職業(yè)責任感，提高其糧食生產主動性。