宮斌斌+劉帥+楊寧+劉文明

摘要：為調(diào)整優(yōu)化東北三省糧食作物結(jié)構(gòu)，穩(wěn)固推進農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，利用偏離-份額法對1982—2015年東北三省水稻、玉米、大豆、小麥和雜糧5種糧食作物的增長結(jié)構(gòu)和競爭力差異進行實證分析，并分解1982—2015年東北三省糧食作物的播種面積和單產(chǎn)情況，以明確該區(qū)域糧食生產(chǎn)結(jié)構(gòu)與競爭力缺乏的原因。研究結(jié)果表明：與糧食主產(chǎn)區(qū)相比，東北三省水稻不具有結(jié)構(gòu)優(yōu)勢，主要原因是單產(chǎn)增長率低于主產(chǎn)區(qū)。大豆增長潛力與實際增長存在偏離。在玉米臨時收儲政策的推動下，東北地區(qū)大豆播種面積下降快及大豆單產(chǎn)水平低下等因素導致吉林省和遼寧省大豆生產(chǎn)不具備結(jié)構(gòu)優(yōu)勢和競爭力優(yōu)勢，黑龍江省大豆具有競爭力優(yōu)勢但是缺乏結(jié)構(gòu)優(yōu)勢。近年來，雜糧和小麥的播種面積下降迅速導致東北三省雜糧和小麥生產(chǎn)處于全面劣勢。要優(yōu)化東北三省糧食作物結(jié)構(gòu)，應該加快實施水稻良種創(chuàng)新及產(chǎn)業(yè)化發(fā)展；引進優(yōu)質(zhì)專、特用玉米品種；劃定“大豆生產(chǎn)特區(qū)”，建立健全大豆良種繁育體系；加大對雜糧作物的科研投入并建立標準化的雜糧生產(chǎn)基地。

關(guān)鍵詞：糧食安全；結(jié)構(gòu)優(yōu)勢；競爭力優(yōu)勢；偏離-份額法；東北三省；發(fā)展建議

中圖分類號： F326.11 文獻標志碼： A 文章編號：1002-1302（2017）19-0128-04

收稿日期：2017-08-08

基金項目：國家自然科學基金（編號：71640039）；吉林省“十三五”智庫規(guī)劃基金（編號：2017JLSZKWT004）；吉林省社會科學基金（編號：2016BS16、2017JD35）。

作者簡介：宮斌斌（1991—），女，吉林長春人，博士研究生，研究方向為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟理論與政策。E-mail：1039913429@qq.com。

通信作者：劉文明（1986—），女，吉林公主嶺人，博士，助理研究員，研究方向為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟理論與政策。E-mail：liuwenming1117@163.com。 我國是人口眾多的發(fā)展中國家，保障糧食安全是國家安全的基本要求。在糧食產(chǎn)量不斷增加和進口數(shù)量持續(xù)增長背景下，國內(nèi)糧食供求總量基本平衡，但是糧食結(jié)構(gòu)性矛盾日益突出。其中玉米階段性、相對性供給過剩、大豆供求缺口逐年擴大等問題尤為突出。2015年我國玉米累計庫存量高達 23 118.3萬t，2015年國產(chǎn)大豆產(chǎn)量僅為900萬t，當年大豆進口量高達8 390萬t，消化國內(nèi)玉米的高庫存積壓，減少大豆對外依存度，提高國產(chǎn)大豆自給率，優(yōu)化糧食作物內(nèi)部結(jié)構(gòu)迫在眉睫。2015年中央農(nóng)村工作會議首次提出，要著力加強農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，真正形成結(jié)構(gòu)合理、保障有力的農(nóng)產(chǎn)品有效供給。東北三省作為我國重要的糧食主產(chǎn)區(qū)，其糧食生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化對我國糧食安全具有重要戰(zhàn)略意義?；谝陨媳尘埃狙芯窟x取東北三省為研究對象，運用偏離-份額分析法對1982—2015年東北三省水稻、玉米、大豆、小麥和雜糧[雜糧指除水稻、玉米、小麥以外的谷物（谷子、高粱、大麥、蕎麥、燕麥、黍子等）和除大豆以外的豆類（蠶豆、紅豆、綠豆、豌豆等）及薯類]5種糧食作物的增長結(jié)構(gòu)和競爭力差異進行實證分析，明確東北三省不同糧食作物生產(chǎn)優(yōu)勢、結(jié)構(gòu)優(yōu)勢和競爭力優(yōu)勢。并分解東北三省糧食作物的播種面積和單產(chǎn)情況，分析該區(qū)域各糧食作物生產(chǎn)結(jié)構(gòu)與競爭力缺乏的原因，以期為調(diào)整優(yōu)化東北三省糧食作物結(jié)構(gòu)、推進農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、穩(wěn)固提升該區(qū)域糧食生產(chǎn)總體質(zhì)量提供參考。

區(qū)域糧食作物結(jié)構(gòu)與競爭力分析是優(yōu)化區(qū)域作物結(jié)構(gòu)布局的前提[1]。目前關(guān)于糧食作物結(jié)構(gòu)變化的研究大多數(shù)是基于全國、省域或縣域等尺度，采用地區(qū)糧食優(yōu)勢度[2]、標準差指數(shù)和變差系數(shù)[3]、統(tǒng)計分析與GIS法[4]、時序變化趨勢和空間集聚分析[5]、LMDI模型[6]等方法對糧食作物生產(chǎn)的區(qū)域差異、空間布局變遷和糧食產(chǎn)量變化的作物貢獻等方面進行剖析。關(guān)于糧食生產(chǎn)競爭力的研究主要集中在綜合比較指數(shù)[7]、生產(chǎn)集中度指數(shù)[8]、區(qū)位熵法[9]等方面。偏離-份額分析法是研究結(jié)構(gòu)競爭力區(qū)域增長的模型，主要被運用在我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分析[10]、行業(yè)結(jié)構(gòu)分析[11]、服務業(yè)結(jié)構(gòu)分析[12]、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的效益分析[13-14]等領(lǐng)域，近年來也出現(xiàn)了運用偏離份額法對糧食生產(chǎn)的結(jié)構(gòu)和競爭力格局分析的文獻[15-16]，為本研究提供了理論借鑒。

1 東北三省糧食產(chǎn)量結(jié)構(gòu)變化

1.1 糧食主產(chǎn)區(qū)糧食產(chǎn)量空間變化

自改革開放以來，我國南方地區(qū)工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進程迅猛發(fā)展，經(jīng)濟發(fā)展水平顯著提高，糧食生產(chǎn)重心也發(fā)生明顯變化。1982年糧食生產(chǎn)核心區(qū)域主要集中在四川、湖南、江蘇等傳統(tǒng)糧食主產(chǎn)區(qū)。以四川省為例，1982年四川省糧食產(chǎn)量高達2 866.4萬t，位列13個糧食主產(chǎn)區(qū)首位，占糧食主產(chǎn)區(qū)糧食總產(chǎn)量的12.11%。相反，北方地區(qū)糧食生產(chǎn)能力薄弱，糧食產(chǎn)量難以滿足人民生活和畜牧業(yè)生產(chǎn)的需求，出現(xiàn)了“南糧北運”。到了20世紀90年代前期，南方省區(qū)追求經(jīng)濟增長，糧食生產(chǎn)能力下降，供求失衡嚴重，東北地區(qū)因其得天獨厚的資源稟賦及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)飛速進步，在我國糧食生產(chǎn)中占據(jù)重要地位，逐漸成為我國主要的糧食主產(chǎn)區(qū)域，糧食生產(chǎn)重心進一步由南方向北方推移。2015年東北三省糧食產(chǎn)量占糧食主產(chǎn)區(qū)產(chǎn)量的比重為25.29%，比1982年的1395%提升了11個百分點以上，年均增長率為7.4%。其中，黑龍江省占比高達13.36%，位居13個糧食主產(chǎn)區(qū)首位，與1982年相比糧食增產(chǎn)幅度巨大。2015年吉林省糧食產(chǎn)量高達3 647萬t，位列第4位。而從南方省區(qū)來看，四川、江蘇、湖北、江西、湖南糧食產(chǎn)量在糧食主產(chǎn)區(qū)產(chǎn)量中所占比重均不同程度下降。這種南北糧食生產(chǎn)格局分化導致“南糧北運”的格局得以逆轉(zhuǎn)，“北糧南運”突顯。糧食調(diào)出地區(qū)主要集中在東北地區(qū)，調(diào)入地區(qū)主要集中在東南沿海各省。至此，我國糧食空間格局發(fā)生重大轉(zhuǎn)變，糧食主產(chǎn)區(qū)南方省區(qū)糧食主體功能明顯下降，北方省區(qū)糧食主體功能顯著提升。endprint

1.2 東北三省糧食產(chǎn)量內(nèi)部結(jié)構(gòu)變化

目前我國糧食結(jié)構(gòu)性矛盾突出表現(xiàn)在玉米階段性、結(jié)構(gòu)性過剩，而大豆等作物的供不應求，難以滿足改善人民生活和發(fā)展畜牧業(yè)的需要。東北地區(qū)是我國糧食生產(chǎn)的核心地區(qū)，糧食結(jié)構(gòu)性矛盾尤為突出。以黑龍江省為例，黑龍江省是我國大豆作物的主要生產(chǎn)區(qū)域，1982年黑龍江省大豆產(chǎn)量占當年糧食總產(chǎn)量的22.65%，明顯高于稻谷和雜糧作物。而2015年大豆作物產(chǎn)量占當年糧食產(chǎn)量的比重僅為6.77%，34年間下降約16個百分點。相反，黑龍江省玉米產(chǎn)量大幅度提高，在糧食總產(chǎn)量中所占比重也逐年增加。尤其在2008年國家實施玉米臨時收儲政策以來，玉米價格節(jié)節(jié)攀升，農(nóng)民大量擴大玉米種植面積，以獲得更高的超額利潤。2006年黑龍江省玉米播種面積僅為330.51萬hm2，2010年播種面積已達到436.84萬hm2。2008—2015年間，黑龍江省玉米產(chǎn)量從 1 822萬t 上升到3 544.14萬t，年均增長率9.97%，產(chǎn)量占當年糧食總產(chǎn)量的比重也從43.12%上升至56.04%。產(chǎn)生這種尷尬局面的原因包括2點：一方面是國家的玉米“托市價格”使得大豆和玉米的比價關(guān)系嚴重不合理，另一方面是大豆生產(chǎn)的農(nóng)業(yè)綜合效率低，現(xiàn)階段的育種技術(shù)難以突破大豆單產(chǎn)水平低下的瓶頸。1982年黑龍江水稻產(chǎn)量占當年糧食總產(chǎn)量的比重僅為6.17%，2015年占比提高為34.78%。與1982年相比，2015年黑龍江省小麥和雜糧作物產(chǎn)量在糧食總產(chǎn)量中的占比分別下降了23.83%和16.42%。

2 東北三省糧食生產(chǎn)結(jié)構(gòu)和競爭力實證分析

2.1 模型的構(gòu)建

偏離-份額分析法主要從區(qū)域或部門結(jié)構(gòu)因素和競爭力因素2個方面揭示末期相對于基期區(qū)域經(jīng)濟增長差異，即將區(qū)域或部門相對于大尺度參照體系進行對比分析，并將區(qū)域自身經(jīng)濟總量在某一時期的變動分解為增長份額分量（N）、結(jié)構(gòu)分量（P）和競爭力分量（D）3個部分。

根據(jù)偏離-份額分析原理建立東北三省糧食變化模型：假設(shè)東北三省中i省在[0，t]時間段之后糧食產(chǎn)量和糧食結(jié)構(gòu)均已發(fā)生變化。令yij，0和yij，t分別表示i省j糧食作物類型在基期和報告期的產(chǎn)量。yi，0和 yi，t分別表示i省在基期和報告期的糧食總產(chǎn)量。Y0和Yt表示參照地區(qū)（13個糧食主產(chǎn)區(qū)）在基期和報告期的糧食總產(chǎn)量。以Yj，0和Yj，t表示13個糧食主產(chǎn)區(qū)基期和報告期j糧食作物類型的產(chǎn)量。令R表示糧食主產(chǎn)區(qū)糧食作物整體上的變化率，Rj表示糧食主產(chǎn)區(qū)j作物的變化率，ri，j表示i省j作物的變動率。根據(jù)偏離-份額法將[0，t]時間段i省j糧食作物類型產(chǎn)量的實際增長量Gij分解為Nij、Pij、Dij 3個分量，即有

Gij=yij，t - yij，0 = Nij + Pij + Dij；（1）

Ni =∑nj=1 Nij=∑nj=1yij，0×（Yt-Y0）/Y0=∑nj=1yij，0×R。（2）

式中：Ni表示地區(qū)增長份額分量，指i地區(qū)按照糧食主產(chǎn)區(qū)糧食產(chǎn)量增長率進行增長應該實現(xiàn)的增長量。該指標值代表各省所具備增加糧食產(chǎn)量的先天優(yōu)勢或者潛在增長能力。指標值越大，潛在增長能力越強。

Pi =∑nj=1Pij = ∑nj=1yij，0×[（ Yj，t -Yj，0）/Yj，0 - （Yt - Y0）/Y0]=∑nj=1yij，0×（Rj - R）。（3）

式中：Pi表示糧食產(chǎn)量結(jié)構(gòu)偏離分量，指i省各糧食作物類型按照糧食主產(chǎn)區(qū)各糧食作物類型增長率計算的增長量與按照糧食主產(chǎn)區(qū)糧食產(chǎn)量增長率計算的增長量之間的差額。指標值為正，表示該區(qū)域糧食作物相對于糧食主產(chǎn)區(qū)具有結(jié)構(gòu)優(yōu)勢；反之即為不具有結(jié)構(gòu)優(yōu)勢。

Di =∑nj=1Dij =∑nj=1yij，0×[（yij，t- yij，0）/yij，0 - （Yj，t -Yj，0）/Yj，0]=∑nj=1yij，0×（ri，j-Rj）。（4）

式中：Di表示競爭力偏離分量，指i省因j糧食作物類型增長速度與糧食主產(chǎn)區(qū)相應糧食作物類型增長速度不同而引起的偏差。該指標反映了i省j糧食作物相對于糧食主產(chǎn)區(qū)同類作物的競爭能力。該指標值越大，表示該糧食作物競爭力越強。

2.2 數(shù)據(jù)的選取

我國糧食主產(chǎn)區(qū)指黑龍江、吉林、遼寧、內(nèi)蒙古、河南、河北、湖南、湖北、山東、江蘇、安徽、江西和四川等糧食產(chǎn)量排在全國前列的13個省、自治區(qū)。本研究以東北三省的黑龍江省、吉林省和遼寧省為研究對象，選取1982—2015年各省糧食總產(chǎn)量及水稻、玉米、大豆、小麥和雜糧5種作物產(chǎn)量為樣本數(shù)據(jù)，以13個糧食主產(chǎn)區(qū)的糧食產(chǎn)量及相應糧食作物類型產(chǎn)量為參照體系進行偏離-份額比較。數(shù)據(jù)來源于中華人民共和國農(nóng)業(yè)部種植業(yè)管理司網(wǎng)站（www.zzys.moa.gov.cn）。

2.3 結(jié)果分析

從地區(qū)增長份額分量來看，1982—2015年間，我國東北三省各糧食作物的地區(qū)增長份額均大于0，即具備增加糧食產(chǎn)量的基礎(chǔ)優(yōu)勢或潛在增長能力。從整體看，東北地區(qū)大豆的地區(qū)增長份額是389.85萬t，占實際增長量的比重高達426.44%，表明2015年東北地區(qū)大豆作物所具備的增加糧食產(chǎn)量潛在增長能力較強，而水稻和玉米作物雖然具有潛在增長能力，但在實際增長量中所占比重僅為23.40%和16.57%。

從糧食產(chǎn)量結(jié)構(gòu)偏離分量來看，無論從東北三省整體分析，還是從黑、吉、遼三省內(nèi)部分析，水稻、大豆、雜糧作物的結(jié)構(gòu)偏離分量均小于0，即2015年東北三省的水稻、大豆和雜糧作物與糧食主產(chǎn)區(qū)同類作物相比不具有結(jié)構(gòu)優(yōu)勢。其中，東北地區(qū)整體雜糧作物結(jié)構(gòu)偏離分量高達-837.55萬t，占實際增長量的比重為332.14%。

從競爭力偏離分量來看，東北三省整體糧食競爭力偏離分量為3 547.53萬t，占總體變化的40.91%，其中，水稻和玉米的競爭力偏離份額分量分別為2 567.27萬t和2 075.01萬t，即水稻和玉米相對于糧食主產(chǎn)區(qū)同類作物具有較強的競爭能力，而大豆、小麥、雜糧作物競爭力份額為負，無競爭力優(yōu)勢。從各省內(nèi)部來看，水稻作物略有競爭力，大豆作物除黑龍江省具有競爭力優(yōu)勢外，吉林省和遼寧省均無競爭力優(yōu)勢。玉米作物除遼寧省不具有競爭力優(yōu)勢外，其余2省有明顯競爭力優(yōu)勢。小麥作物競爭力份額為負，不具有競爭力優(yōu)勢，雜糧作物除吉林省具有微弱優(yōu)勢外，其余2省不具有競爭力優(yōu)勢。endprint

3 東北三省糧食生產(chǎn)變化的原因分析

糧食產(chǎn)量由播種面積和單產(chǎn)水平共同決定。為了深入剖析東北三省糧食作物結(jié)構(gòu)變動的原因，本研究將進一步分解1982—2015年東北三省糧食作物的播種面積和單產(chǎn)情況，以明確該區(qū)域糧食生產(chǎn)結(jié)構(gòu)與競爭力缺乏的原因。

根據(jù)式（3）和式（4）可知，結(jié)構(gòu)偏離分量的大小由（Ri-R）決定，競爭力偏離分量的大小由（ri，j-Ri）決定。將產(chǎn)量=單產(chǎn)×面積帶入式（3）和式（4），可以得出如下關(guān)系：

R=主產(chǎn)區(qū)糧食面積變化比×主產(chǎn)區(qū)糧食單產(chǎn)變化比-1；

Rj-R=（主產(chǎn)區(qū)j作物面積變化比×主產(chǎn)區(qū)j作物單產(chǎn)變化比）-（主產(chǎn)區(qū)糧食面積變化比×主產(chǎn)區(qū)糧食單產(chǎn)變化比）；

ri，j-Rj=（i省j作物面積變化比×i省j作物單產(chǎn)變化比）-（主產(chǎn)區(qū)j作物面積變化比×主產(chǎn)區(qū)j作物單產(chǎn)變化比）。

根據(jù)上述公式計算東北三省和主產(chǎn)區(qū)糧食作物播種面積比、單產(chǎn)比、Rj-R和ri，j-Rj（表2）。 表2 1982—2015年東北三省糧食作物播種面積與單產(chǎn)變化情況分析

作物類型面積變化單產(chǎn)變化Rj - Rri，j - Rj原因分析主產(chǎn)區(qū)糧食1.041.92主產(chǎn)區(qū)水稻1.101.42 主產(chǎn)區(qū)玉米2.161.78 主產(chǎn)區(qū)大豆0.741.67 主產(chǎn)區(qū)小麥1.121.87 主產(chǎn)區(qū)雜糧0.322.35 黑龍江糧食1.663.313.50 3.50 面積、單產(chǎn)增長均快 黑龍江水稻13.162.35-0.43 29.36 單產(chǎn)增長緩慢 黑龍江玉米4.272.531.85 6.96 面積、單產(chǎn)增長均快 黑龍江大豆1.121.46-0.76 0.40 單產(chǎn)增長緩慢 黑龍江小麥0.042.100.10 -2.01 面積下降快 黑龍江雜糧0.222.73-1.24 -0.15 面積下降快 吉林省糧食1.432.551.65 1.65 面積、單產(chǎn)增長均快 吉林省水稻2.931.49-0.43 2.80 單產(chǎn)增長緩慢 吉林省玉米2.372.011.85 0.92 面積、單產(chǎn)增長均快 吉林省大豆0.271.48-0.76 -0.84 面積下降快、單產(chǎn)增長緩慢 吉林省小麥0.00252.610.10 -2.09 面積下降快 吉林省雜糧0.362.86-1.24 0.28 面積下降快 遼寧省糧食1.051.66-0.25 -0.25 面積增長基本相同，單產(chǎn)增長緩慢 遼寧省水稻1.341.37-0.43 0.27 單產(chǎn)增長緩慢 遼寧省玉米2.091.201.85 -1.34 面積、單產(chǎn)增長均緩慢 遼寧省大豆0.231.77-0.76 -0.83 面積下降快 遼寧省小麥0.192.850.10 -1.55 面積下降快 遼寧省雜糧0.201.86-1.24 -0.38 面積下降快，單產(chǎn)增長緩慢 注：數(shù)據(jù)來源：根據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)計算所得。

東北三省的大豆作物僅黑龍江省具有競爭力優(yōu)勢，優(yōu)勢主要來源于黑龍江省大豆播種面積的增長。1982—2015年之間，黑龍江省大豆播種面積增長12.41%，而糧食主產(chǎn)區(qū)大豆播種面積卻下降25.54%。吉林省大豆作物處于全面劣勢主要是播種面積的大幅度下降和單產(chǎn)增長較慢導致的，2015年吉林省大豆播種面積16.14萬hm2，與1982年的58.70萬hm2相比降幅高達72.51%，大豆單產(chǎn)水平僅增長47.69%，低于糧食主產(chǎn)區(qū)大豆單產(chǎn)增長率（66.94%）。雖然遼寧省大豆作物單產(chǎn)有所增長，但是播種面積下降的幅度比單產(chǎn)的增長幅度快，導致遼寧省大豆作物處于全面劣勢。黑龍江省和吉林省的玉米具有結(jié)構(gòu)優(yōu)勢和競爭優(yōu)勢，全面優(yōu)勢主要來源于近年來玉米播種面積和單產(chǎn)的大幅度增加。1982—2015年黑龍江省和吉林省玉米播種面積分別增長326.96%和136.69%，單產(chǎn)水平分別增長153.08%和101.09%，明顯高于糧食主產(chǎn)區(qū)水平。究其根本原因，主要是2008年國家實施玉米臨時收儲政策，在保障農(nóng)民收益的同時，過高的玉米收儲價格使得玉米和大豆比價關(guān)系嚴重不合理，農(nóng)民為了獲取較高的經(jīng)濟收益，放棄種植大豆改種玉米作物。

東北地區(qū)水稻單產(chǎn)增長緩慢是導致水稻生產(chǎn)缺乏結(jié)構(gòu)優(yōu)勢的主要原因。以遼寧省為例，2015年糧食主產(chǎn)區(qū)水稻單產(chǎn)為1982年的1.42倍，增長率為41.81%。而2015年遼寧省水稻單產(chǎn)是1982年的1.37倍，增長率為37.32%，與糧食主產(chǎn)區(qū)存在較大差距。東北三省小麥作物均缺乏競爭力優(yōu)勢的原因是面積下降快。2015年吉林省小麥播種面積僅為 0.026萬hm2。黑龍江省1982年小麥播種面積高達 190.43萬hm2，在糧食總播種面積中占比是26.86%，2015年下降為7.11萬hm2，占比僅為0.006%，降幅高達96.27%。東北三省雜糧作物缺乏競爭力的原因為播種面積下降快。1982年黑龍江省、吉林省和遼寧省雜糧播種面積分別為14469萬、99.73萬、109.68萬hm2，在糧食總播種面積中占比分別為20.41%、28.05%和34.86%，2015年下降至276%、6.98%和6.76%。

4 對策建議

為了調(diào)整優(yōu)化東北三省糧食作物結(jié)構(gòu)，穩(wěn)固提升糧食生產(chǎn)總體質(zhì)量，提出以下幾點建議：第一，在穩(wěn)定優(yōu)質(zhì)水稻種植面積的基礎(chǔ)上，加強優(yōu)質(zhì)水稻品種選育與推廣，加快實施水稻良種創(chuàng)新，提高水稻單產(chǎn)能力和品質(zhì)；進一步加快優(yōu)勢區(qū)域稻米產(chǎn)業(yè)化步伐，打造東北稻米名優(yōu)品牌，保護特色種質(zhì)資源的水稻，為消費者提供安全、健康的安全口糧。第二，應積極引進高產(chǎn)、優(yōu)質(zhì)、抗病的專、特用玉米品種，減少籽粒玉米的種植，建立高產(chǎn)出功能的專、特用玉米生產(chǎn)基地，優(yōu)化玉米品種結(jié)構(gòu)；引導農(nóng)民種植優(yōu)質(zhì)專、特用玉米的積極性，促進優(yōu)質(zhì)專、特用玉米產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。第三，應基于東北三省獨特的自然資源和區(qū)位，在作物種植自然條件優(yōu)越、區(qū)位良好的優(yōu)勢地區(qū)，劃定“大豆生產(chǎn)特區(qū)”，并優(yōu)化大豆種植的補貼模式，提高農(nóng)民種糧積極性并保障農(nóng)民收益；依靠科學技術(shù)，加強良種繁育，建立健全大豆良種繁育體系，大力推廣高產(chǎn)、優(yōu)質(zhì)、抗病良種，提高大豆單產(chǎn)水平。第四，應因地制宜發(fā)展雜糧、薯類等作物的種植，建立標準化的雜糧生產(chǎn)基地。并加大對雜糧作物的科研投入，加快品種更新和技術(shù)更新，并優(yōu)化雜糧、薯類等作物的種植補貼，在保障農(nóng)民收入的同時提高農(nóng)民種植雜糧、薯類等作物的積極性，以此調(diào)整玉米種植結(jié)構(gòu)，優(yōu)化東北三省糧食作物結(jié)構(gòu)。endprint

參考文獻：

[1]李曉云，黃瑪蘭，曾琳琳，等. 長江中游地區(qū)糧食增長的結(jié)構(gòu)變動分析——基于Shift-Share模型的分析驗證[J]. 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2016（8）：85-93.

[2]辛良杰，李秀彬，談明洪. 中國區(qū)域糧食生產(chǎn)優(yōu)勢度的演變及分析[J]. 農(nóng)業(yè)工程學報，2009，25（2）：222-227.

[3]范業(yè)龍，陸玉麒，趙俊華，等. 中國糧食生產(chǎn)區(qū)域差異的多尺度分析[J]. 經(jīng)濟地理，2014，34（10）：124-130.

[4]杜蓮英，王秀芬. 基于縣域的吉林省糧食生產(chǎn)及作物結(jié)構(gòu)變化分析[J]. 中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2016，37（3）：31-37.

[5]劉珍環(huán)，楊 鵬，吳文斌，等. 近30年中國農(nóng)作物種植結(jié)構(gòu)時空變化分析[J]. 地理學報，2016，71（5）：840-851.

[6]劉 玉，高秉博，潘瑜春，等. 基于LMDI模型的中國糧食產(chǎn)量變化及作物構(gòu)成分解研究[J]. 自然資源學報，2014，29（10）：1709-1720.

[7]牛喬麗. 我國糧食主產(chǎn)區(qū)主要糧食作物生產(chǎn)能力區(qū)域比較優(yōu)勢分析[J]. 當代經(jīng)濟，2013（9）：76-78.

[8]顧莉麗，郭慶海. 中國糧食主產(chǎn)區(qū)的演變與發(fā)展研究[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2011（8）：4-9，110.

[9]梁書民. 中國農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)及演化的空間分布和原因分析[J]. 中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2006，27（2）：29-34.

[10]高新才，楊興輝. 陜西省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對經(jīng)濟增長影響的偏離-份額分析[J]. 蘭州大學學報（社會科學版），2010，38（6）：95-98.

[11]黃順魁，王裕瑾，張可云. 中國制造業(yè)八大區(qū)域轉(zhuǎn)移分析——基于偏離-份額分析[J]. 經(jīng)濟地理，2013，33（12）：90-96.

[12]夏 青，周 敏. 江蘇省現(xiàn)代服務業(yè)主導產(chǎn)業(yè)選擇研究——基于偏離份額分析法[J]. 華東經(jīng)濟管理，2013（10）：25-29.

[13]羅海平. 基于偏離-份額法的我國糧食主產(chǎn)區(qū)糧食產(chǎn)量結(jié)構(gòu)與增長效益研究：1980—2012[J]. 云南財經(jīng)大學學報，2014，06（5）：23-30.

[14]潘雄鋒，李名子. 基于偏離份額分析法的我國區(qū)域農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分析[J]. 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2008（3）：32-37.

[15]羅海平，呂 晞. 糧食主產(chǎn)區(qū)的產(chǎn)量結(jié)構(gòu)、增長效益與糧食安全的實證研究[J]. 統(tǒng)計與決策，2016（10）：116-119.

[16]張 晶. 基于SSM的山東省糧食生產(chǎn)變化研究[J]. 中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2013，34（4）：11-16，21. 許 洛，王紹新，馮健英，等. 基于SSR遺傳標記的玉米骨干親本黃早四傳遞到衍生系的重要基因組區(qū)段分析[J]. 江蘇農(nóng)業(yè)科學，2017，45（19）：132-138.endprint