基于城市化視角的湖北糧食綜合生產能力研究

李頂

摘要:通過對1990-2012年湖北省糧食綜合生產能力的主要測度指標和湖北省城市化率的數據分析,利用現代計量經濟學中的協(xié)整理論及格蘭杰因果檢驗方法,證實城市化水平對糧食綜合綜合生產能力有顯著影響?并在此基礎上提出了相應的政策建議以確保糧食綜合生產能力的提升和糧食安全?

關鍵詞:城市化;糧食綜合生產能力;協(xié)整檢驗

中圖分類號: F307.11文獻標識碼:A文章編號:0439-8114(2014)11-2711-04

Comprehensive Capacity of Grain Production in Hubei Province Based on Urbanization

LI Ding

(School of Business, Huanggang Normal University,Huanggang 438000,Hubei,China)

Abstract: Based on the main measurable index of 1990-2012 grain production capacity in Hubei province and city rate data in 1990-2012, modern econometrics cointegration theory and Granger causality test was used to confirm that advices the urbanization level had a significant effect on the comprehensive grain production capacity. Some countermeasures were put forward to increase the grain production and ensure food security.

Key words: urbanization; the comprehensive capacity of grain production;cointegration test

基金項目:2013年度人文社科重點研究項目(2013017703)

改革開放以來,隨著城市化進程的加快,糧食安全逐漸成為農業(yè)發(fā)展最重要的目標之一[1-3]?湖北省自20世紀90年代以來,盡管糧食單產水平逐年增加,但糧食作物播種面積呈逐年減少態(tài)勢,2012年糧食作物總產量和1990年相比也沒有明顯增加,這已對湖北省的糧食安全構成了嚴重威脅?目前,有關文獻基本上都是把全國作為一個整體來研究城市化與糧食綜合生產能力之間的關系,而且大多也都是局限于定性方面的研究?鮮有文獻從定量分析的角度以某具體省份為例來論證城市化與糧食綜合生產能力之間是否存在長期因果關系?本文通過對湖北省1990-2012年相關經濟變量的分析,構建計量經濟學模型,試圖尋找并驗證城市化與糧食綜合生產能力中哪些指標之間存在顯著影響,并為湖北省農業(yè)政策的制定提供一定的理論指導?

1數據處理與描述性分析

1.1變量選擇

為分析方便,本文將城市化率定義為CSHL,作為解釋變量;將糧食作物總播種面積定義為LSMJ,糧食作物總產量定義為LSCL,糧食作物單產定義為LSDC?首先將LSMJ?LSCL?LSDC分別與CSHL做格蘭杰檢驗以找出城市化與糧食綜合生產能力之間的因果關系,再選擇被解釋變量,分析城市化水平的提高對糧食綜合生產能力的影響?

1.2數據處理

本文選取了1990-2012年上述各經濟變量的年度數據,經濟變量的原始數據來源于歷年《湖北統(tǒng)計年鑒》和《湖北農村統(tǒng)計年鑒》?在計量經濟學模型中,數據的自然對數變換不會改變原經濟變量之間的關系,且還能使其趨勢線性化,同時有助于消除時間序列中存在的異方差,所以在進行計量分析時,對LSMJ?LSCL?LSDC以及CSHL分別取自然對數,取對數后的新變量分別用L(LSMJ)?L(LSCL)?L(LSDC)以及L(CSHL)來表示?

1.3描述性分析

根據1990-2012年各經濟變量的年度數據資料,可得到1990-2012年間湖北省糧食作物總播種面積?糧食作物總產量?糧食作物單產水平以及城市化率的變化情況如圖1和圖2所示?從圖1可看出,湖北省糧食作物總播種面積總體上呈現出逐年減少的趨勢,2012年糧食作物總播種面積比1990年減少了101.99萬hm2,減幅高達19.61%;糧食作物總產量總體上呈現出先減少再增加的發(fā)展趨勢且在2003年達到最低值,但2012年產量水平比1990年略低,減少了33.22萬t,減幅為1.34%?

從圖2可看出,由于農業(yè)生產技術水平的不斷進步,湖北省糧食作物單產水平呈現出逐年增長的態(tài)勢,從1990年至2012年,糧食作物單產水平累計增長幅度為22.69%,糧食單產有了較大幅度的增加,居民生活有了安全保障?1990年以來,城市化率與糧食單產水平一樣處于增長態(tài)勢?糧食單產水平與城市化率水平呈現出同向的增長趨勢?

2格蘭杰因果關系檢驗

格蘭杰因果檢驗主要用于考慮兩個序列之間是否存在相互的因果關系?如果序列X是序列Y產生的原因,則稱序列X是Y的格蘭杰成因;如果序列Y是序列X產生的原因,則稱序列Y是X的格蘭杰成因[4]?

首先利用Eviews 7.0軟件分別用L(LSMJ)?L(LSCL)?L(LSDC)同L(CSHL)進行格蘭杰因果檢驗?檢驗結果如表1所示?

從表1 可以看出,在顯著性水平為5%的情況下,L(CSHL)是L(LSMJ)?L(LSCL)的Granger原因,而不是L(LSDC)的Granger原因?這說明城市化水平能顯著影響糧食綜合生產能力,特別是對糧食作物總播種面積和糧食作物總產量影響顯著,而對糧食作物單產沒有顯著影響?這與湖北的現實情況也是相吻合的?糧食作物單產主要受農業(yè)技術水平的影響,受城市化率的影響并不大[5-7]?糧食作物總播種面積和糧食作物產量水平主要受農業(yè)用地的影響,而農業(yè)用地的多少在很大程度上又受城市化進程的影響?這一檢驗結果為湖北省乃至全國實施積極的農業(yè)和耕地保護政策提供了有效的實證依據?因此,本文有針對性地分析了城市化水平與糧食作物總播種面積和糧食作物總產量之間是否存在長期的均衡關系?

3平穩(wěn)性檢驗與協(xié)整檢驗

3.1平穩(wěn)性檢驗

由于本文中城市化率?糧食作物總播種面積以及糧食作物總產量均為時間序列數據,為保證分析結果及模型的科學性,避免非平穩(wěn)時間序列造成的“偽回歸”,首先利用Eviews 7.0軟件,針對L(LSMJ)?L(LSCL)以及L(CSHL)分別進行ADF單位根檢驗?從表2可看出,在1%的顯著性水平下,變量L(LSMJ)?L(LSCL)以及L(CSHL)均為非平穩(wěn)時間序列?

然后,對L(LSMJ)?L(LSCL)以及L(CSHL)的一階差分序列進行檢驗?從表3可看出,在1%的顯著性水平下,L(LSMJ)?L(LSCL)以及L(CSHL)均為一階單整序列,即L(LSMJ)~I(1)?L(LSCL)~I(1)以及L(CSHL)~I(1)?在一階單整序列的條件下,則可以繼續(xù)對糧食作物總播種面積與城市化率?糧食作物總產量與城市化率分別進行協(xié)整檢驗分析?

3.2協(xié)整檢驗

由于L(LSMJ)?L(LSCL)以及L(CSHL)都是一階單整序列,故采取Engle-Granger兩步法來檢驗其協(xié)整關系?首先分別對L(LSMJ)與L(CSHL)及L(LSCL)與L(CSHL)進行回歸,然后通過檢驗回歸殘差的平穩(wěn)性來判斷變量間是否存在協(xié)整關系?利用Eviews 7.0軟件,以L(LSMJ)為被解釋變量,L(CSHL)為解釋變量?用計量經濟學OLS回歸模型,輸出結果如下:

L(LSMJ)=10.780 96-1.186 311L(CSHL)

Se=(0.927 813)(0.233 832)

t=(11.619 76) (-5.073 345)

P=(0.000 0)(0.000 1)

R2=0.550 695 F=25.738 83

在計量經濟學中,只有當殘差序列是平穩(wěn)序列時,才表明被解釋變量與解釋變量之間存在協(xié)整關系?為檢驗回歸殘差的平穩(wěn)性,需對上述OLS回歸模型得到的殘差序列進行ADF平穩(wěn)性檢驗?由于殘差序列的均值為零,故選擇無截距項?無趨勢項的ADF檢驗,檢驗結果如表4所示?

由表4可看出,在10%的顯著性水平下,殘差序列是平穩(wěn)序列,即說明長期內糧食作物總播種面積與城市化水平之間存在協(xié)整關系?由上述協(xié)整回歸方程可知,長期內糧食作物總播種面積與城市化水平確有顯著的負相關性?城市化率每上升一個百分點,糧食作物總播種面積將減少1.186 311萬hm2?城市化率解釋了糧食作物總播種面積總變異的55.07%?

以L(LSCL)為被解釋變量,L(CSHL)為解釋變量,用計量經濟學OLS回歸模型,輸出結果如下:

L(LSCL)=8.478 363-0.186 309L(CSHL)

Se=(0.927 639)(0.233 788)

t=(9.139 721) (-0.796 911)

P=(0.000 0)(0.434 4)

R2=0.029 354 F=0.635 068

在該回歸方程中,城市化率與糧食作物總產量之間呈現負相關的變動關系?但由于解釋變量的P值太大,導致不能通過顯著性檢驗,即城市化率對糧食作物總產量水平的影響不顯著?這一結果表明糧食作物總產量水平與城市化率之間不存在長期的協(xié)整關系?

因此可以得出城市化率對糧食作物總播種面積和糧食作物總產量均呈負相關的變動關系,但城市化率對糧食作物總播種面積有著較大的影響,而對糧食作物總產量的影響不顯著?

4結論與建議

通過對1990-2012年城市化率對湖北省糧食綜合生產能力的影響進行分析和計量研究,可以得出:城市化率對糧食作物單產水平沒有顯著性影響;城市化率與糧食作物總播種面積及糧食作物總產量之間呈負相關,尤其是城市化率對糧食作物總播種面積的影響最為顯著?根據以上研究結論,提出政策建議如下:

一是繼續(xù)加大政府對基本農業(yè)用地的保護力度?基本農業(yè)用地是確保糧食產量和糧食安全的重要基礎[8,9]?隨著湖北省城市化進程的加快,出現了一些地區(qū)為拓展城市規(guī)模而隨意征占?圈占農業(yè)用地或在農業(yè)用地上建立加工廠等,嚴重影響了湖北省政府加大農業(yè)用地保護力度政策的實施效果,也挫傷了農民種糧的積極性?這必然會使湖北省的糧食安全受到嚴重威脅,2012年湖北省的糧食自給率僅為105.63%,盡管仍在糧食安全范圍之內,但呈逐年下降的態(tài)勢已為湖北省的糧食生產敲響了警鐘?在這種情況下,加大政府對基本農業(yè)用地的保護勢在必行?

二是不斷完善城市發(fā)展的績效評價體系[10]?不可否認,城市化可以在一定程度上體現一個城市的進步和文明程度,但不能唯以“城市化率”論英雄,否則只會導致城市的盲目擴張并加劇人地矛盾?因此應把城市與農村?工業(yè)與農業(yè)的協(xié)調發(fā)展,工業(yè)對農業(yè)的反哺程度?工業(yè)對農業(yè)發(fā)展的貢獻率等指標融入城市發(fā)展的績效評價體系中,全方位?綜合的評價城市發(fā)展的程度,以期達到將城市化對糧食綜合生產能力的負相關降到最低限度,確保湖北省糧食綜合生產能力逐年提升?

三是千方百計提高糧食單產水平?根據前文的分析,2012年湖北省糧食作物播種面積僅相當于1990年的80.39%,但2012年的糧食作物總產量和1990年相比相差不多?其中糧食單產水平提高的貢獻功不可沒?在當前湖北省城市化進程提速的大背景下,在湖北省糧食產量已實現九連增的基礎上要確保糧食產量繼續(xù)連增勢頭,必須加大農業(yè)科技創(chuàng)新投入力度,研制新的農業(yè)生產技術,助推糧食單產水平有更大幅度的提升,為湖北省乃至全國的糧食安全奠定基礎?

參考文獻:

[1] 王學真,公茂剛.糧食安全理論分析與對策研究[J].東岳論叢,2006,27(6):68-72.

[2] 馬曉河.中國糧食綜合生產能力與糧食安全[M].北京:經濟科學出版社,2008.

[3] 余強毅.APEC地區(qū)糧食綜合生產能力與糧食安全研究[D].北京:中國農業(yè)科學院,2007.

[4] 李占風.經濟計量學[M].北京:中國統(tǒng)計出版社,2010.

[5] 馬文杰.我國糧食綜合生產能力研究[D].武漢:華中農業(yè)大學,2006.

[6] 肖海峰.我國糧食綜合生產能力及保護機制研究[M].北京:中國農業(yè)出版社,2007.

[7] 李曉敏,丁士軍.對湖北省糧食生產效益的實證分析[J].安徽農業(yè)科學,2006(12)2906-2908.

[8] 馬帥.中東部糧食主產區(qū)糧食生產能力研究[D].北京:中國農業(yè)科學院,2006.

[9] 何蒲明,王雅鵬.我國糧食綜合生產能力的實證研究[J].生態(tài)經濟,2004,6(9):28-30.

[10] 賴嬌連.全面提高農業(yè)綜合生產能力的政策體系研究[D].桂林:廣西師范大學,2006.

3.2協(xié)整檢驗

由于L(LSMJ)?L(LSCL)以及L(CSHL)都是一階單整序列,故采取Engle-Granger兩步法來檢驗其協(xié)整關系?首先分別對L(LSMJ)與L(CSHL)及L(LSCL)與L(CSHL)進行回歸,然后通過檢驗回歸殘差的平穩(wěn)性來判斷變量間是否存在協(xié)整關系?利用Eviews 7.0軟件,以L(LSMJ)為被解釋變量,L(CSHL)為解釋變量?用計量經濟學OLS回歸模型,輸出結果如下:

L(LSMJ)=10.780 96-1.186 311L(CSHL)

Se=(0.927 813)(0.233 832)

t=(11.619 76) (-5.073 345)

P=(0.000 0)(0.000 1)

R2=0.550 695 F=25.738 83

在計量經濟學中,只有當殘差序列是平穩(wěn)序列時,才表明被解釋變量與解釋變量之間存在協(xié)整關系?為檢驗回歸殘差的平穩(wěn)性,需對上述OLS回歸模型得到的殘差序列進行ADF平穩(wěn)性檢驗?由于殘差序列的均值為零,故選擇無截距項?無趨勢項的ADF檢驗,檢驗結果如表4所示?

由表4可看出,在10%的顯著性水平下,殘差序列是平穩(wěn)序列,即說明長期內糧食作物總播種面積與城市化水平之間存在協(xié)整關系?由上述協(xié)整回歸方程可知,長期內糧食作物總播種面積與城市化水平確有顯著的負相關性?城市化率每上升一個百分點,糧食作物總播種面積將減少1.186 311萬hm2?城市化率解釋了糧食作物總播種面積總變異的55.07%?

以L(LSCL)為被解釋變量,L(CSHL)為解釋變量,用計量經濟學OLS回歸模型,輸出結果如下:

L(LSCL)=8.478 363-0.186 309L(CSHL)

Se=(0.927 639)(0.233 788)

t=(9.139 721) (-0.796 911)

P=(0.000 0)(0.434 4)

R2=0.029 354 F=0.635 068

在該回歸方程中,城市化率與糧食作物總產量之間呈現負相關的變動關系?但由于解釋變量的P值太大,導致不能通過顯著性檢驗,即城市化率對糧食作物總產量水平的影響不顯著?這一結果表明糧食作物總產量水平與城市化率之間不存在長期的協(xié)整關系?

因此可以得出城市化率對糧食作物總播種面積和糧食作物總產量均呈負相關的變動關系,但城市化率對糧食作物總播種面積有著較大的影響,而對糧食作物總產量的影響不顯著?

4結論與建議

通過對1990-2012年城市化率對湖北省糧食綜合生產能力的影響進行分析和計量研究,可以得出:城市化率對糧食作物單產水平沒有顯著性影響;城市化率與糧食作物總播種面積及糧食作物總產量之間呈負相關,尤其是城市化率對糧食作物總播種面積的影響最為顯著?根據以上研究結論,提出政策建議如下:

一是繼續(xù)加大政府對基本農業(yè)用地的保護力度?基本農業(yè)用地是確保糧食產量和糧食安全的重要基礎[8,9]?隨著湖北省城市化進程的加快,出現了一些地區(qū)為拓展城市規(guī)模而隨意征占?圈占農業(yè)用地或在農業(yè)用地上建立加工廠等,嚴重影響了湖北省政府加大農業(yè)用地保護力度政策的實施效果,也挫傷了農民種糧的積極性?這必然會使湖北省的糧食安全受到嚴重威脅,2012年湖北省的糧食自給率僅為105.63%,盡管仍在糧食安全范圍之內,但呈逐年下降的態(tài)勢已為湖北省的糧食生產敲響了警鐘?在這種情況下,加大政府對基本農業(yè)用地的保護勢在必行?

二是不斷完善城市發(fā)展的績效評價體系[10]?不可否認,城市化可以在一定程度上體現一個城市的進步和文明程度,但不能唯以“城市化率”論英雄,否則只會導致城市的盲目擴張并加劇人地矛盾?因此應把城市與農村?工業(yè)與農業(yè)的協(xié)調發(fā)展,工業(yè)對農業(yè)的反哺程度?工業(yè)對農業(yè)發(fā)展的貢獻率等指標融入城市發(fā)展的績效評價體系中,全方位?綜合的評價城市發(fā)展的程度,以期達到將城市化對糧食綜合生產能力的負相關降到最低限度,確保湖北省糧食綜合生產能力逐年提升?

三是千方百計提高糧食單產水平?根據前文的分析,2012年湖北省糧食作物播種面積僅相當于1990年的80.39%,但2012年的糧食作物總產量和1990年相比相差不多?其中糧食單產水平提高的貢獻功不可沒?在當前湖北省城市化進程提速的大背景下,在湖北省糧食產量已實現九連增的基礎上要確保糧食產量繼續(xù)連增勢頭,必須加大農業(yè)科技創(chuàng)新投入力度,研制新的農業(yè)生產技術,助推糧食單產水平有更大幅度的提升,為湖北省乃至全國的糧食安全奠定基礎?

參考文獻:

[1] 王學真,公茂剛.糧食安全理論分析與對策研究[J].東岳論叢,2006,27(6):68-72.

[2] 馬曉河.中國糧食綜合生產能力與糧食安全[M].北京:經濟科學出版社,2008.

[3] 余強毅.APEC地區(qū)糧食綜合生產能力與糧食安全研究[D].北京:中國農業(yè)科學院,2007.

[4] 李占風.經濟計量學[M].北京:中國統(tǒng)計出版社,2010.

[5] 馬文杰.我國糧食綜合生產能力研究[D].武漢:華中農業(yè)大學,2006.

[6] 肖海峰.我國糧食綜合生產能力及保護機制研究[M].北京:中國農業(yè)出版社,2007.

[7] 李曉敏,丁士軍.對湖北省糧食生產效益的實證分析[J].安徽農業(yè)科學,2006(12)2906-2908.

[8] 馬帥.中東部糧食主產區(qū)糧食生產能力研究[D].北京:中國農業(yè)科學院,2006.

[9] 何蒲明,王雅鵬.我國糧食綜合生產能力的實證研究[J].生態(tài)經濟,2004,6(9):28-30.

[10] 賴嬌連.全面提高農業(yè)綜合生產能力的政策體系研究[D].桂林:廣西師范大學,2006.

3.2協(xié)整檢驗

由于L(LSMJ)?L(LSCL)以及L(CSHL)都是一階單整序列,故采取Engle-Granger兩步法來檢驗其協(xié)整關系?首先分別對L(LSMJ)與L(CSHL)及L(LSCL)與L(CSHL)進行回歸,然后通過檢驗回歸殘差的平穩(wěn)性來判斷變量間是否存在協(xié)整關系?利用Eviews 7.0軟件,以L(LSMJ)為被解釋變量,L(CSHL)為解釋變量?用計量經濟學OLS回歸模型,輸出結果如下:

L(LSMJ)=10.780 96-1.186 311L(CSHL)

Se=(0.927 813)(0.233 832)

t=(11.619 76) (-5.073 345)

P=(0.000 0)(0.000 1)

R2=0.550 695 F=25.738 83

在計量經濟學中,只有當殘差序列是平穩(wěn)序列時,才表明被解釋變量與解釋變量之間存在協(xié)整關系?為檢驗回歸殘差的平穩(wěn)性,需對上述OLS回歸模型得到的殘差序列進行ADF平穩(wěn)性檢驗?由于殘差序列的均值為零,故選擇無截距項?無趨勢項的ADF檢驗,檢驗結果如表4所示?

由表4可看出,在10%的顯著性水平下,殘差序列是平穩(wěn)序列,即說明長期內糧食作物總播種面積與城市化水平之間存在協(xié)整關系?由上述協(xié)整回歸方程可知,長期內糧食作物總播種面積與城市化水平確有顯著的負相關性?城市化率每上升一個百分點,糧食作物總播種面積將減少1.186 311萬hm2?城市化率解釋了糧食作物總播種面積總變異的55.07%?

以L(LSCL)為被解釋變量,L(CSHL)為解釋變量,用計量經濟學OLS回歸模型,輸出結果如下:

L(LSCL)=8.478 363-0.186 309L(CSHL)

Se=(0.927 639)(0.233 788)

t=(9.139 721) (-0.796 911)

P=(0.000 0)(0.434 4)

R2=0.029 354 F=0.635 068

在該回歸方程中,城市化率與糧食作物總產量之間呈現負相關的變動關系?但由于解釋變量的P值太大,導致不能通過顯著性檢驗,即城市化率對糧食作物總產量水平的影響不顯著?這一結果表明糧食作物總產量水平與城市化率之間不存在長期的協(xié)整關系?

因此可以得出城市化率對糧食作物總播種面積和糧食作物總產量均呈負相關的變動關系,但城市化率對糧食作物總播種面積有著較大的影響,而對糧食作物總產量的影響不顯著?

4結論與建議

通過對1990-2012年城市化率對湖北省糧食綜合生產能力的影響進行分析和計量研究,可以得出:城市化率對糧食作物單產水平沒有顯著性影響;城市化率與糧食作物總播種面積及糧食作物總產量之間呈負相關,尤其是城市化率對糧食作物總播種面積的影響最為顯著?根據以上研究結論,提出政策建議如下:

一是繼續(xù)加大政府對基本農業(yè)用地的保護力度?基本農業(yè)用地是確保糧食產量和糧食安全的重要基礎[8,9]?隨著湖北省城市化進程的加快,出現了一些地區(qū)為拓展城市規(guī)模而隨意征占?圈占農業(yè)用地或在農業(yè)用地上建立加工廠等,嚴重影響了湖北省政府加大農業(yè)用地保護力度政策的實施效果,也挫傷了農民種糧的積極性?這必然會使湖北省的糧食安全受到嚴重威脅,2012年湖北省的糧食自給率僅為105.63%,盡管仍在糧食安全范圍之內,但呈逐年下降的態(tài)勢已為湖北省的糧食生產敲響了警鐘?在這種情況下,加大政府對基本農業(yè)用地的保護勢在必行?

二是不斷完善城市發(fā)展的績效評價體系[10]?不可否認,城市化可以在一定程度上體現一個城市的進步和文明程度,但不能唯以“城市化率”論英雄,否則只會導致城市的盲目擴張并加劇人地矛盾?因此應把城市與農村?工業(yè)與農業(yè)的協(xié)調發(fā)展,工業(yè)對農業(yè)的反哺程度?工業(yè)對農業(yè)發(fā)展的貢獻率等指標融入城市發(fā)展的績效評價體系中,全方位?綜合的評價城市發(fā)展的程度,以期達到將城市化對糧食綜合生產能力的負相關降到最低限度,確保湖北省糧食綜合生產能力逐年提升?

三是千方百計提高糧食單產水平?根據前文的分析,2012年湖北省糧食作物播種面積僅相當于1990年的80.39%,但2012年的糧食作物總產量和1990年相比相差不多?其中糧食單產水平提高的貢獻功不可沒?在當前湖北省城市化進程提速的大背景下,在湖北省糧食產量已實現九連增的基礎上要確保糧食產量繼續(xù)連增勢頭,必須加大農業(yè)科技創(chuàng)新投入力度,研制新的農業(yè)生產技術,助推糧食單產水平有更大幅度的提升,為湖北省乃至全國的糧食安全奠定基礎?

參考文獻:

[1] 王學真,公茂剛.糧食安全理論分析與對策研究[J].東岳論叢,2006,27(6):68-72.

[2] 馬曉河.中國糧食綜合生產能力與糧食安全[M].北京:經濟科學出版社,2008.

[3] 余強毅.APEC地區(qū)糧食綜合生產能力與糧食安全研究[D].北京:中國農業(yè)科學院,2007.

[4] 李占風.經濟計量學[M].北京:中國統(tǒng)計出版社,2010.

[5] 馬文杰.我國糧食綜合生產能力研究[D].武漢:華中農業(yè)大學,2006.

[6] 肖海峰.我國糧食綜合生產能力及保護機制研究[M].北京:中國農業(yè)出版社,2007.

[7] 李曉敏,丁士軍.對湖北省糧食生產效益的實證分析[J].安徽農業(yè)科學,2006(12)2906-2908.

[8] 馬帥.中東部糧食主產區(qū)糧食生產能力研究[D].北京:中國農業(yè)科學院,2006.

[9] 何蒲明,王雅鵬.我國糧食綜合生產能力的實證研究[J].生態(tài)經濟,2004,6(9):28-30.

[10] 賴嬌連.全面提高農業(yè)綜合生產能力的政策體系研究[D].桂林:廣西師范大學,2006.