劉麗輝，辛煥平

(佛山科學(xué)技術(shù)學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理與法學(xué)院，廣東佛山 528000)

0 引言

1995年美國前世界觀察研究所所長Lester Brown的“誰來養(yǎng)活中國”一文，掀起了國內(nèi)外學(xué)者對(duì)中國糧食安全的討論。Brown的文中指出：不久的將來，中國將發(fā)生糧食短缺，進(jìn)而造成世界性的糧食危機(jī)。盡管Lester Brown的預(yù)測未必準(zhǔn)確，但我國糧食安全問題還是引起了全國社會(huì)的廣泛關(guān)注。特別是進(jìn)入21世紀(jì)以來，隨著城鎮(zhèn)人口增加、居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)、工業(yè)及能源用途消費(fèi)增加，糧食需求呈剛性增長態(tài)勢的同時(shí)，糧食自給率逐年呈下降態(tài)勢，為我國糧食安全敲響了警鐘[1-4]?！盁o糧不穩(wěn)，無糧則亂”。作為13億多人口的農(nóng)業(yè)大國，一直以來，我國政府都非常重視我國的糧食安全。在2009年十一屆全國人大二次會(huì)議上，農(nóng)業(yè)部明確指出“立足糧食基本自給是我國的基本方針和國策，所謂基本自給就是糧食自給率在95%以上”。2014年“中央一號(hào)”文件進(jìn)一步提出“谷物基本自給、口糧絕對(duì)安全”的國家糧食安全新目標(biāo)。眾所周知，糧食生產(chǎn)主要和最基本的生產(chǎn)要素是保證足夠數(shù)量的糧食種植面積，較高的糧食自給率意味著有限耕地資源中必須控制經(jīng)濟(jì)作物的面積，這將影響我國農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整戰(zhàn)略的實(shí)施成效[5]。自從黨的十一屆三中全會(huì)確立開始我國農(nóng)村改革以來，拉開了農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的序幕，農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)在經(jīng)歷了1985年、1998年兩次調(diào)整之后，一定程度上緩解了“農(nóng)產(chǎn)品市場需求多元化”“農(nóng)民賣糧難”“農(nóng)產(chǎn)品市場結(jié)構(gòu)性矛盾”等的現(xiàn)實(shí)困境。針對(duì)21世紀(jì)我國農(nóng)業(yè)發(fā)展出現(xiàn)的新問題，現(xiàn)階段農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)入戰(zhàn)略性調(diào)整階段，其主要目標(biāo)是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)增效、農(nóng)民增收，而實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)的基本方法就是調(diào)整農(nóng)經(jīng)比(即農(nóng)作物中糧食作物與經(jīng)濟(jì)作物的比例)。如何實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的經(jīng)濟(jì)效益(非糧化)和社會(huì)效益(糧食生產(chǎn))之間的協(xié)調(diào)，進(jìn)而如何實(shí)現(xiàn)糧食增產(chǎn)和農(nóng)民增收之間的協(xié)調(diào)，較長時(shí)間以來，一直成為學(xué)界、政界關(guān)注的重要議題[6-9]。侯東民[10](2002)指出在提高農(nóng)民收入靠農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、解決糧食問題又要壓縮非糧生產(chǎn)之間很難形成一個(gè)有效均衡。了解農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與糧食安全之間的關(guān)系，均衡“大眾米袋子”與“農(nóng)民錢袋子”的問題是文章研究的重點(diǎn)。

關(guān)于農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與我國糧食安全(以糧食生產(chǎn)水平或儲(chǔ)備水平來衡量)之間的關(guān)系，到目前為止還沒定論。學(xué)者們的爭論焦點(diǎn)大致在以下3個(gè)方面：一是農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整不影響糧食安全。李昕(2011)認(rèn)為糧食供給安全、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與農(nóng)民收入增加三者相輔相成，調(diào)整農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)并不威脅長期糧食供給穩(wěn)定[11]。二是農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整能促進(jìn)糧食生產(chǎn)。國家統(tǒng)計(jì)局農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)調(diào)查總隊(duì)課題組(2002)的研究表明，調(diào)整農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)，能夠通過增加農(nóng)民收入、提高生產(chǎn)率、改善生態(tài)條件等促進(jìn)糧食生產(chǎn)的發(fā)展[12]。三是農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)糧食生產(chǎn)有抑制作用。王大偉[13](2005)指出1999—2003年導(dǎo)致我國糧食產(chǎn)量持續(xù)下降的主要原因在于農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整； 張秋平、郝晉珉、白瑋(2008)指出1998—2004年，由農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整造成了我國糧食產(chǎn)量減少2 154.85萬t[14]； 雷玉桃、王雅鵬(2011)[15]分析了農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)我國糧食安全產(chǎn)生消極影響。

既有研究主要對(duì)我國農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平與糧食安全之間的關(guān)系進(jìn)行了定性分析，少數(shù)研究雖涉及表征變量之間聯(lián)系緊密程度的定量分析，但僅考慮農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平與糧食安全的單方面關(guān)系，沒有涉及兩者之間內(nèi)在的依存關(guān)系。同時(shí)，已有研究農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平以農(nóng)業(yè)種植業(yè)結(jié)構(gòu)為主，較少涉及農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)等方面。此外，既有研究大多從我國糧食安全視角去分析農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，較少從某經(jīng)濟(jì)區(qū)域出發(fā)，去分析農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平與糧食安全的關(guān)系。基于此，該文以我國最大的糧食主銷區(qū)和加工大省——廣東省為例，利用協(xié)整分析與Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)方法，實(shí)證檢驗(yàn)廣東糧食安全與農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平兩者之間的內(nèi)在依存和因果關(guān)系，以期為制定合理的區(qū)域農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整政策提供參考理論依據(jù)。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究方法

根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，糧食安全與農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平是相互影響的。一方面，一定比例的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)、種植業(yè)結(jié)構(gòu)是穩(wěn)定我國糧食生產(chǎn)量的必要條件，另一方面，保證一定糧食自給率的糧食安全，在一定程度上又將抑制我國農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整戰(zhàn)略目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。

該研究主要考慮糧食安全與農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平之間的關(guān)系。由于數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)變換不改變?cè)械膮f(xié)整關(guān)系，并能使趨勢線性化，且消除時(shí)間序列中存在的異方差現(xiàn)象，因此，在對(duì)原研究序列糧食安全和農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平序列分別取自然對(duì)數(shù)情況下，它們之間關(guān)系的數(shù)學(xué)模型可表示為：

lnYi=α+βlnXi+εi

(1)

式(1)中，lnYi和lnXi分別表示糧食安全(以糧食總產(chǎn)量來衡量)和反映農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平的對(duì)數(shù)值，α為截距項(xiàng)，其他沒有包含的變量和不可觀測的因素一律歸入為殘差項(xiàng)εi。

為考察糧食安全與農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平之間的內(nèi)在聯(lián)系，該文具體的研究步驟是：第一，進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，分析糧食總產(chǎn)量與反映農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平的時(shí)間序列的穩(wěn)定性，確定各變量的積分階數(shù)，以判斷變量是否符合協(xié)整分析的條件； 第二，運(yùn)用Engle-Granger的兩步法進(jìn)行協(xié)整分析，以檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平是否與糧食總產(chǎn)量之間存在長期均衡關(guān)系； 第三，在確立了糧食總產(chǎn)量和農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平之間的存在長期均衡關(guān)系的前提下，建立誤差糾正模型考察，來考察具有協(xié)整關(guān)系的變量之間短期波動(dòng)與長期均衡之間的影響關(guān)系； 第四，進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，驗(yàn)證糧食總產(chǎn)量與農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平之間是否構(gòu)成因果關(guān)系。以上所有步驟的計(jì)算過程均借助Eviews7.0統(tǒng)計(jì)軟件處理完成。

1.2 數(shù)據(jù)來源

上述模型中的糧食安全用1978—2015年廣東歷年糧食總產(chǎn)量(Yi)來衡量?？紤]到我國的農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平可以從不同角度去衡量，該文綜合有關(guān)文獻(xiàn)研究成果，一般而言，從以下3個(gè)方面來考察：一是三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，即第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在地區(qū)生產(chǎn)總值中的變化(即農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu))，二是農(nóng)業(yè)內(nèi)部生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的變化，即農(nóng)業(yè)內(nèi)部種植業(yè)、牧業(yè)、林業(yè)、漁業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的比重變化(即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu))，三是種植業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，即種植業(yè)內(nèi)部，農(nóng)作物總播種面積中糧食作物面積的變化(即種植業(yè)結(jié)構(gòu))。因此，上述模型中農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平用1978—2015年廣東歷年GDP中農(nóng)業(yè)比重(%)(X1i)、廣東歷年農(nóng)作物總播種面積中糧食作物面積的比重(%)(X2i)、廣東歷年種植業(yè)產(chǎn)值在農(nóng)業(yè)中的比重(%)來衡量(X3i)。所有數(shù)據(jù)均來源于歷年《廣東統(tǒng)計(jì)年鑒》和《廣東農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》，考慮模型需要，并對(duì)有關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了簡單計(jì)算。

2 廣東糧食總產(chǎn)量與農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平的事實(shí)特征

2.1 廣東糧食生產(chǎn)總產(chǎn)量變化情況

圖1 1978—2015年廣東糧食單位產(chǎn)量變動(dòng)

改革開放以來，伴隨著經(jīng)濟(jì)高速增長，不斷加快的工業(yè)化、城鎮(zhèn)化對(duì)廣東農(nóng)業(yè)產(chǎn)生較強(qiáng)的擠占效應(yīng)，盡管農(nóng)業(yè)技術(shù)的進(jìn)步逐步提高了單位耕地面積上的糧食產(chǎn)量，但廣東糧食總產(chǎn)量總體上出現(xiàn)不斷下降的態(tài)勢(圖1)。

2.2 廣東農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平變化情況

改革開放以來，總體上，廣東GDP中農(nóng)業(yè)比重的變化(圖2)、農(nóng)業(yè)內(nèi)部種植業(yè)、林業(yè)、牧業(yè)、漁業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的比重(圖3)、農(nóng)作物總播種面積中糧食作物面積的變化情況(圖4)持續(xù)下降，但近幾年出現(xiàn)企穩(wěn)的跡象，種植業(yè)在農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的比重還出現(xiàn)觸底回升的態(tài)勢。

圖2 1978—2015年廣東GDP中第一產(chǎn)業(yè) 圖3 1978—2016年廣東農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值中種植業(yè)、林業(yè)、(農(nóng)業(yè))的比重變化牧業(yè)、漁業(yè)構(gòu)成變化

圖4 1978—2015年廣東糧食播種面積及在農(nóng)作物總播種面積的比重的變化

3 實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

3.1 單位根檢驗(yàn)

協(xié)整分析的前提條件是各時(shí)間序列變量必須同階單整，對(duì)于不是同階單整的時(shí)間序列，不可能協(xié)整。因此，協(xié)整分析前，必須對(duì)各時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，否則將可能出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，得出錯(cuò)誤的結(jié)論。該文利用ADF 檢驗(yàn)方法對(duì)變量lnYi和lnXi進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

表1 序列的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表1的檢驗(yàn)結(jié)果顯示， 1978—2015年廣東糧食總產(chǎn)量序列(lnYi)和反映農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平的3個(gè)序列(lnX1、lnX2、lnX3)的ADF單位根檢驗(yàn)的P值均大于10%的顯著性水平的臨界值，表明以上原序列均存在單位根，均為非平穩(wěn)序列； 用同樣的方法檢驗(yàn)其一階差分序列，即ΔlnYi、ΔlnX1i、ΔlnX2i、ΔlnX3i，發(fā)現(xiàn)均在至少5%的顯著性水平上通過了檢驗(yàn)，表明序列已經(jīng)平穩(wěn)。說明lnYi、lnX1i、lnX2i、lnX3i都是一階單整序列，即服從I(1)。

3.2 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

通過上述對(duì)廣東糧食總產(chǎn)量(lnYi)和反映農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平的3個(gè)變量(lnX1i、lnX2i、lnX3i)的單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)lnYi、lnX1i、lnX2i、lnX3i都是一階單整序列，符合協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件，即lnYi與lnX1i、lnYi與lnX2i、lnYi與lnX3i兩兩變量之間可能存在長期協(xié)整關(guān)系，該文進(jìn)一步用E-G兩步法對(duì)lnYi與lnX1i、lnYi與lnX2i、lnYi與lnX3i的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。

首先，運(yùn)用Eviews7.0軟件，根據(jù)公式(1)將廣東糧食總產(chǎn)量(lnYi)和反映農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平的3個(gè)序列(lnX1i、lnX2i、lnX3i)分別進(jìn)行OLS回歸分析，估計(jì)結(jié)果如下表2。

表2 廣東糧食總產(chǎn)量與農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平之間的OLS估計(jì)結(jié)果

表2中3個(gè)回歸方程的估計(jì)參數(shù)都很顯著，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值都通過了至少5%水平下顯著性檢驗(yàn)，表明模型模擬效果較好，但模型殘差序列ε1i、ε2i、ε3i均存在較強(qiáng)的自相關(guān)。為檢驗(yàn)上述協(xié)整方程的合理性，需對(duì)方程的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，如殘差具有單位根，則變量之間不存在均衡關(guān)系，如沒有單位根，則所研究的3對(duì)變量之間存在均衡關(guān)系。對(duì)表2中ε1i、ε2i、ε3i序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。

表3 廣東糧食總產(chǎn)量與農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平協(xié)整方程的殘差序列ADF檢驗(yàn)結(jié)果

表3結(jié)果表明，表2中3個(gè)方程殘差序列的ADF單位根檢驗(yàn)均通過了10%水平上的顯著性檢驗(yàn)，即應(yīng)拒絕殘差序列有單位根的原假設(shè)，接受是平穩(wěn)序列的假設(shè)。因此，廣東糧食總產(chǎn)量與反映農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平的3個(gè)變量雖然具有各自的長期波動(dòng)規(guī)律，但它們之間存在著長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。因此，從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的意義上講，(1)式的建立和表2中的關(guān)系是合理的，代表了廣東糧食總產(chǎn)量(lnYi)和反映農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平的3個(gè)變量(lnX1i、lnX2i、lnX3i)之間的長期關(guān)系，表明廣東通過實(shí)施農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整政策，GDP中農(nóng)業(yè)比重(lnX1)、農(nóng)作物總播種面積中糧食作物的比重(lnX2)、種植業(yè)產(chǎn)值在農(nóng)業(yè)中的比重(lnX3)每下降1%，廣東糧食總產(chǎn)量分別下降0.129 112%、0.659 548%、0.391 884%。當(dāng)然，這并不排除短期內(nèi)兩者可能會(huì)出現(xiàn)失衡。

3.3 誤差修正模型

以上回歸分析說明廣東糧食總產(chǎn)量與反映農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平的3個(gè)變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但短期內(nèi)兩兩之間的關(guān)系可能會(huì)出現(xiàn)失衡，為了彌補(bǔ)這種缺陷，該文構(gòu)建如下誤差修正模型(Error Correction Model，ECM)：

lnYi=β0+β1lnXi+β2lnYi-1+β3lnXi-1+εi

(2)

式(2)中，誤差修正項(xiàng)(ECM)系數(shù)等于-(1-β2)[16]，反映了變量長期均衡對(duì)短期波動(dòng)的影響。根據(jù)式(2)模型估計(jì)結(jié)果見表4。

表4 誤差修正模型估計(jì)及相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果

從表4的誤差修正模型估計(jì)結(jié)果來看，3個(gè)方程調(diào)整后的擬合優(yōu)度都很高，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量很大，相應(yīng)的概率值很小，DW值在不存在自相關(guān)的范圍內(nèi)，表明誤差修正模型估計(jì)結(jié)果令人滿意。由于誤差修正系數(shù)等于-(1-β2)，通過計(jì)算，3個(gè)模型的誤差修正系數(shù)分別為-0.046 184、-0.118 064、-0.122 622。修正系數(shù)符號(hào)為負(fù)，存在反向修正機(jī)制，表明盡管廣東糧食總產(chǎn)量與反映農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平的3個(gè)變量之間，在短期內(nèi)受隨機(jī)干擾的影響可能會(huì)偏離長期均衡關(guān)系，但這種偏離是暫時(shí)的，最終會(huì)制約兩者回到長期均衡狀態(tài)。修正系數(shù)大小，反映了對(duì)偏離長期均衡的調(diào)整力度，上面計(jì)算結(jié)果表明，當(dāng)其短期波動(dòng)偏離長期均衡時(shí)，將以0.046 184、0.118 064、0.122 622的調(diào)整力度將其拉回均衡狀態(tài)。但總的來看，長期均衡關(guān)系對(duì)廣東糧食總產(chǎn)量的短期波動(dòng)的牽動(dòng)作用較弱，說明農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平對(duì)廣東糧食總產(chǎn)量的作用程度有限，將糧食總產(chǎn)量從非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)的牽引力度比較小。

3.4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)，糧食總產(chǎn)量和農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間存在一定的長期均衡的穩(wěn)定關(guān)系，但這種均衡關(guān)系中是否同時(shí)存在某種因果關(guān)系，以及因果關(guān)系的方向需通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)進(jìn)一步驗(yàn)證，檢驗(yàn)結(jié)果如表5。

從表5中可看出，lnX1i、lnX2i、lnX3i與lnYi之間并不存在雙向因果關(guān)系，當(dāng)滯后1期時(shí)，在10%的顯著水平下，lnX1i、lnX2i都是廣東糧食總產(chǎn)量變化的Granger原因，這說明在早期，廣東3次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化(即農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu))及農(nóng)業(yè)內(nèi)部生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的變化對(duì)影響著廣東糧食總產(chǎn)量產(chǎn)生影響，且3次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化在程度上相對(duì)較強(qiáng)。

4 主要結(jié)論與政策建議

該文以廣東省為例，采用協(xié)整分析方法對(duì)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平影響糧食總產(chǎn)量的長期均衡關(guān)系及其作用機(jī)制進(jìn)行了探討。研究結(jié)果表明：(1)廣東糧食總產(chǎn)量與反映農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平的3個(gè)指標(biāo)之間均存在長期均衡關(guān)系，且農(nóng)作物播種面積中糧食作物面積變化對(duì)廣東糧食總產(chǎn)量影響最大，每下降1%，糧食總產(chǎn)量實(shí)際下降0.659 548%。(2)短期內(nèi)，反映農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平的3個(gè)指標(biāo)對(duì)廣東糧食總產(chǎn)量的影響均存在波動(dòng)，但由短期偏離拉向長期均衡的牽動(dòng)作用均較弱。(3)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整水平僅對(duì)廣東糧食總產(chǎn)量產(chǎn)生單向影響關(guān)系，在滯后一期時(shí)，在10%的顯著性水平下，調(diào)整國民經(jīng)濟(jì)3次產(chǎn)業(yè)中農(nóng)業(yè)的比重及農(nóng)作物總播種面積中糧食作物面積是引起廣東糧食總產(chǎn)量的Granger原因，說明在早期，隨著廣東第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展及農(nóng)作物中農(nóng)經(jīng)比例的變化，一定程度上影響著廣東糧食總產(chǎn)量，但影響程度相對(duì)較弱，且影響力較小。

政策啟示是：首先，針對(duì)未來我國的糧食安全問題，考慮到農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)我國糧食總產(chǎn)量的影響力較弱，應(yīng)深入分析我國糧食生產(chǎn)的其他影響因素，例如科技進(jìn)步、資本投入、人力資本投入等，通過分析各因素對(duì)未來我國糧食安全的影響程度，從主要影響因素著手，挖掘我國有限農(nóng)業(yè)資源條件下的糧食增產(chǎn)潛力，提高我國糧食安全的保障水平。其次，應(yīng)深入分析和預(yù)測我國糧食供求市場的主要矛盾，在不改變現(xiàn)有農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和種植業(yè)結(jié)構(gòu)基礎(chǔ)上，調(diào)整我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的品種結(jié)構(gòu)、品質(zhì)結(jié)構(gòu)，以市場為導(dǎo)向，加大優(yōu)質(zhì)作物的品種培育及推廣力度，確保實(shí)現(xiàn)“所有需要糧食的人們都能獲得糧食”的目標(biāo)。同時(shí)，考慮不同資源稟賦的經(jīng)濟(jì)區(qū)域在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方面的比較優(yōu)勢，調(diào)整農(nóng)業(yè)區(qū)域結(jié)構(gòu)，優(yōu)化糧食生產(chǎn)布局，進(jìn)一步緩解糧食安全的結(jié)構(gòu)性矛盾。