范東君

（湖南省社會科學院 湖南縣域治理研究中心，湖南 長沙410003）

改革開放以來，中國糧食流通體制改革逐步經歷了“統(tǒng)購統(tǒng)銷”“購銷雙軌制”“糧食流通市場化”“糧食流通體制全面市場化”等階段。［1］糧食流通體制改革，逐步取消了行政主導的糧價管理體制，建立起與社會主義制度相適應的市場化糧價形成機制，每一次糧食流通體制改革的核心是糧食價格問題，糧食價格事關農民糧食生產的積極性和國家的糧食安全。長期以來，由政府主導糧食價格，對穩(wěn)定中國糧食生產起到了一定的積極作用，但也在一定程度上抑制了農戶種糧的積極性。糧價作為百價之基，是影響總體物價水平的一個關鍵性因素，［2］糧價市場化改革受到廣大學者的關注。隨著政府不斷積極推進糧食流通體制改革，糧價逐漸從“政策市”邁向“市場化”。1993 年2 月國務院發(fā)布《關于加快糧食流通體制改革的通知》，到1993 年底，全國95%的縣(市)放開糧價，糧食經營向商品化、市場化邁出了重要一步。［3］中國糧食產量從1978 年的30 477 萬噸增加到1993 年的45 649 萬噸，增長了49.8%。

改革開放以前，中國經濟政策長期向工業(yè)、城市傾斜，糧食價格偏低，糧食不僅沒有積累，而且難以擴大再生產，甚至難以維持簡單的再生產。［4］過低的糧食定價與利潤平均化和產業(yè)結構均衡發(fā)展的經濟規(guī)律相違背，以致種糧收益長期低于社會平均水平，嚴重挫傷了農戶種糧積極性，導致“越少越統(tǒng)、越統(tǒng)越少”糧食生產惡性循環(huán)局面的出現(xiàn)［5］。改革開放政策的提出，糧食領域改革的推進和糧食價格的提高，極大激發(fā)了農戶種糧的積極性。糧價與糧食生產問題日益成為政府與廣大學者關注的焦點，關于糧價與糧食生產關系及其對糧食產量影響的研究已取得了不少成果。我國糧食流通體制改革引致的糧價由政府調節(jié)逐步邁向市場化調節(jié)，1998 年糧食流通體制改革后，糧價的調控逐漸邁向以市場調節(jié)為主，以國家干預為輔的模式，大大激活了農戶的糧食生產行為，提高了糧食產量。［6］有學者研究了中國糧價雙軌制對糧食生產的影響，指出定購價格和定購數(shù)量通過收入效應影響農戶的糧食生產行為。［7］有學者也指出，當總產量內生決定定購數(shù)量時，定購價格變化會對糧食供給帶來正向作用。［8］但也有學者認為，在給定認購數(shù)量前提下，農戶上交國家的部分糧食只是相當于轉移了一筆稅收，難以真正刺激農戶種糧積極性。［9］總的來說，多數(shù)學者認為糧價的上漲會提高糧食產量，促進糧食安全。［10-12］

市場化改革引致的糧價波動究竟對糧食生產有哪些影響，影響多大？一些學者基于蛛網模型分析，認為市場化改革對糧價形成具有重要作用，［13-14］糧價的上漲能夠促進糧食生產，增加糧食產量［11，15］。也有學者通過分析糧食主產區(qū)和糧食非主產區(qū)的價格和產量關系，結果表明，糧食產量對糧食價格具有負相關關系，但與糧食非主產區(qū)相比，糧食主產區(qū)糧食產量對價格的調控能力有限。［16］已有就市場化改革帶來的糧價波動與糧食生產關系的研究取得了一些非常有價值的成果，但仍存在些許不足：一是在研究方法和變量設定上仍有研究空間，面板數(shù)據(jù)研究方法不夠，有待進一步分區(qū)域的實證研究；二是現(xiàn)有文獻主要集中于糧價與糧食生產關系研究，市場化改革背景下糧價如何影響糧食生產，其內在影響邏輯是什么，對三者進行系統(tǒng)的實證研究意義較大。本文采用1997—2017 年省級面板數(shù)據(jù)，同時引入糧食主產區(qū)、糧食主銷區(qū)等地區(qū)虛擬變量和1998 年糧食流通體制改革時間虛擬變量，將市場化改革、糧價和糧食生產納入一個分析框架，就市場化改革對糧價的影響機制以及糧價對糧食生產的影響機制進行分析。在研究方法上，通過控制其他潛在影響糧食生產因素的方式的回歸，以更好地證實市場化改革背景下糧價對糧食生產的影響是不可忽視的，以期從糧價角度為我國糧食可持續(xù)發(fā)展給出相關的啟示、建議。

一 研究背景與基本假設

1998 年國務院推出以“三項政策、一項改革”為核心的糧食流通體制改革，逐步實現(xiàn)了糧價以市場調節(jié)為主，以政府調控為輔，為糧價不斷上漲打開了政策通道，糧價的上漲大大提升了農戶種糧的積極性，為糧食產量連續(xù)增長提供了較大動力。糧食零售價格指數(shù)從1998 年的96.9 上升到2017 年的101.5，糧食產量從1998 年的51 229.5 萬噸增長到2017 年的66 160.7 萬噸，增長了29.15%。因此，市場化改革與糧價存在內在邏輯的一致性。筆者從市場化改革與糧價關系以及糧價對糧食生產影響機理兩個方面進行分析，并提出研究假設。

（一）市場化改革背景下糧價形成機理

1985 年1 月，中共中央、國務院發(fā)布了《關于進一步活躍農村經濟的十項政策》，糧食統(tǒng)購被取消，實行合同定購。政府主導定購范圍內的糧價，在議購范圍內則由市場主導糧價，但由于只取消統(tǒng)購，沒有取消統(tǒng)銷，提高了糧食收購價，而糧食銷售價保持不變，出現(xiàn)了價格倒掛，定購價格高于統(tǒng)銷價格20%，統(tǒng)銷價格低于超購價格的80%，造成巨額的財政補貼，財政補貼在1990 年高達440 億元。［17］為減輕財政負擔，政府于1992 年在部分地區(qū)進行全面放開糧價改革試點。1993 年2 月，國務院出臺了《關于加快糧食流通體制改革的通知》，指出糧食流通體制改革的核心是糧價，并于當年放開了糧食收購價，同時建立起糧食收購保護價格制度，95%以上縣市至1993 年底放開了糧食銷售價格，由此糧食收購價由合同定購價向收購保護價轉變，糧食銷售價格由政府定價向市場定價轉變，1993 年底糧價出現(xiàn)了較大幅度上漲。［17］為了平抑物價和穩(wěn)定糧食生產，國家對糧食市場進行干預，強力壓低糧價，糧食市場化改革出現(xiàn)反復，造成1994 年糧食減產，糧價市場化改革中斷，政府重新對糧食收購進行管控。［6］1995 年，國家實施省長負責“米袋子”制度，使得1996—1997年中國糧食出現(xiàn)較大幅度增加，出現(xiàn)“賣糧難”，同時國有糧企虧損巨大，加重財政負擔。為了解決這些問題，1998 年國務院出臺了《關于進一步深化糧食流通體制改革的決定》，開啟了真正意義上的糧價市場化改革。2001 年我國正式加入世界貿易組織，為適應世界貿易組織的規(guī)定，2001 年7 月31 日，國務院下發(fā)了《關于進一步深化糧食流通體制改革的意見》，糧價逐步得以全面放開。2004 年開始，中國全面放開糧食購銷市場，最低收購價與市場價并存的糧食價格進入了新階段，對國內糧食生產的穩(wěn)定產生了重要影響。但也有學者認為，我國目前的糧食收購市場價格傳導機制仍不通暢，重流通領域、輕生產領域等問題在糧價形成中仍存在，不利于糧食生產的可持續(xù)發(fā)展。［5］為了防止市場化改革帶來的糧價波動幅度過大，國家通過糧食緩沖儲備，實行豐吞歉吐、旺吞淡吐，抑制了“谷賤傷農”和“谷貴傷民”的出現(xiàn)，在一定程度保障了廣大農戶和消費者的切身利益。［18］

（二）糧價波動對糧食生產影響機理

在糧價市場化改革下，糧價波動增多，對糧食生產影響更加明顯。糧價是調節(jié)糧食生產的重要指揮棒，在糧食供給大于需求時，糧價往往會出現(xiàn)下降，降低農戶種糧積極性；而在糧食需求大于供給時，糧價往往會上漲，調動農戶種糧積極性。有學者通過蛛網模型研究了農戶會根據(jù)糧價預期調整糧食生產行為，從而影響糧食產量。［13-14］但也有學者認為糧價與農戶的糧食生產行為并不完全與蛛網模型的趨勢一致，農戶會綜合各種信息來調整糧食生產行為。［19］

在分析糧價影響糧食生產作用機理時，主要表現(xiàn)在兩個方面。一方面，農戶擴大糧食種植規(guī)模和增加投入的目標是收入最大化，在農資價格不變情況下，糧價上漲穩(wěn)定了農戶種糧收入預期，增加農戶種糧收入，激勵農戶增加糧食生產投入，擴大糧食種植面積，進而增加糧食產量，為穩(wěn)定國家糧食供給做出了重大貢獻（見表一）。也就是說，當糧價上漲時，作為理性經濟人的農戶會受到價格激勵，愿意擴大糧食播種面積，在糧食單產不變情況下，糧食總產量會得到相應的提高。［12］近年來政府實施的糧食生產補貼和最低收購價政策，調節(jié)了以糧食生產為主要收入來源的農戶的糧食生產決策行為，大大提升了農戶種糧積極性。［20］另一方面，糧價上升后，糧食生產規(guī)模擴大，糧食產量增多，同時在市場化背景下，糧食進口增多，導致糧食供給大于需求，容易出現(xiàn)糧食過剩，出現(xiàn)“賣糧難”和“糧賤傷農”，抑制糧食的可持續(xù)發(fā)展。

表一 1998 年以來中國糧食供給情況

綜上所述，以下將利用1997—2017 年省際面板數(shù)據(jù)，就市場化改革背景下糧價對糧食生產影響予以實證檢驗和結果分析，并為上述假設提供實證證據(jù)。

二 研究方法與數(shù)據(jù)

（一）計量模型構建

為了檢驗上述研究假說，構建省際面板回歸模型進行檢驗。主要通過分析糧價波動、城鎮(zhèn)化率、經濟增長水平、糧食生產各投入要素等對糧食產量的影響。

其中，AFPit表示人均糧食產量；PIit表示糧食生產價格指數(shù)；Xit中的變量包括人均GDP、城鎮(zhèn)化率、勞動力投入等指標；Kit包括農業(yè)機械化水平、農業(yè)化肥使用量、有效灌溉面積、糧食播種面積等影響糧食生產的投入要素指標；Dumit表示虛擬變量，后面將有更詳細的描述；εit表示隨機擾動項；下標i和t分別表示地區(qū)和年份。

（二）變量選擇與說明

解釋變量PIit刻畫糧食價格水平，2000 年以后為糧食生產價格指數(shù)，2000 年及以前為糧食收購價格指數(shù)?；跀?shù)據(jù)可得性和已有研究，避免遺失重要變量，我們把地區(qū)人均生產總值AGDPit、城鎮(zhèn)化率CRit（城鎮(zhèn)人口/總人口）變量納入反映經濟基本面的分析范圍。根據(jù)已有研究［21-22］，糧食生產影響因素首先包括各類投入要素，如勞動力投入量FLit（第一產業(yè)從業(yè)人員數(shù)×糧食播種面積/農作物播種面積）、農業(yè)機械總動力PAit、化肥使用量FAit、有效灌溉面積IRit、糧食播種面積SFit。考慮到糧食生產的地區(qū)差異，以糧食生產平衡區(qū)為基數(shù)，筆者引入糧食主銷區(qū)DumS、糧食主產區(qū)DumP 等虛擬變量進行分析。又由于1998 年糧價開啟真正意義上的市場化改革，糧價波動幅度增多，對糧食生產帶來了重大影響，激勵了農戶種糧的積極性，我們加入虛擬變量Dum1998 來描述此次糧價市場化改革的影響。εit表示主要變量之外的影響變量，以防止多重共線、自相關問題等。

（三）數(shù)據(jù)來源與描述

本文選取1997—2017 年全國30 個省市平衡面板數(shù)據(jù)①（重慶直轄市成立于1997 年，因此選取1997—2017 年數(shù)據(jù)，西藏因一些數(shù)據(jù)缺失除外），根據(jù)空間區(qū)域發(fā)展及其對糧食生產影響的差異性，我們把30 個省市劃分成糧食主產區(qū)(黑龍江、遼寧、吉林、內蒙古、河北、山東、河南、安徽、江西、湖北、湖南、四川、江蘇共13 省區(qū))、糧食主銷區(qū)(北京、上海、天津、廣東、浙江、福建、海南共7 省市)、糧食產銷平衡區(qū)(云南、貴州、廣西、重慶、山西、甘肅、寧夏、青海、陜西、新疆共10 省區(qū))來進行研究。

三 實證研究

（一）糧價波動描述性分析

伴隨著工業(yè)化、城市化快速發(fā)展，為了更好地匹配糧食市場供需狀況，糧價市場化改革得以逐步推進，糧價總體上呈現(xiàn)逐步提高的趨勢，種糧收入提高預期增強，在一定程度上激勵了農戶種糧的積極性，為中國近些年的連續(xù)糧食增產提供了較大動力。糧食的增產反過來也影響著糧價，糧價的波動也為糧食結構優(yōu)化提供了強大動力。

圖1 市場化改革以來糧價波動趨勢

在我國，雖然糧價市場化改革已經取得了較大進展，市場競爭機制降低了政府對糧價的管控力，但國家在糧價上仍有較大的調控力，［5］糧價市場化改革仍處于摸著石頭過河階段，目前我國糧價還不是完全由市場供需決定的。從圖1 可以看出，1998 年以來，我國糧價總體上呈上升趨勢，1998 年至2003年，糧價波動幅度較小，說明糧價市場化改革力度在這一時期仍不明顯；而在2004 年之后糧價呈現(xiàn)明顯的上升趨勢，可能的原因是2004 年國務院頒發(fā)了《關于進一步深化糧食流通體制改革的意見》和《糧食流通管理條例》，糧食購銷市場化的放開推向全國，市場供求機制在糧價形成作用上更加明顯，確保了糧價的平穩(wěn)上升。

（二）回歸線性檢驗結果分析

1.糧食產量方程檢驗結果及分析。為了更科學地確定是選擇隨機效應模型還是固定效應模型，對面板方程進行檢驗，根據(jù)Hausman 檢驗結果來確定。當檢驗其原假設沒有被拒絕時，我們選取隨機效應，反之選取固定效應，本文對糧食產量估計結果如表二所示。我們對上面的方程進行回歸，把人均糧食產量作為被解釋變量，同樣根據(jù)Hausman 檢驗結果來確定選擇固定效應模型還是隨機效應模型，表二給出了回歸結果。Hausman 檢驗的p 值都是0，因此選擇固定效應模型進行回歸更合理。表二方程（1）結果顯示，糧價與糧食產量之間的系數(shù)在1%水平下顯著為正，說明糧價對糧食產量具有明顯的正向作用。糧價每增加1 個百分點，將使人均糧食產量增加0.4%，這可能的原因是在其他因素不變情況下，糧價上漲將增強農戶種糧的預期收益，從而農戶愿意增加種糧投入，改善糧食生產條件，擴大糧食種植面積，進而提高糧食生產效率，促進糧食產量增長，這初步證實了研究假設H1。

為了控制潛在變量對糧食產量影響，加入其它控制變量，包括城鎮(zhèn)化率、人均GDP、勞動力和糧食生產投入各重要影響因素，表二方程（3）和（5）的估計結果顯示，糧價與糧食產量之間系數(shù)變化不大，分別在5%、10%下為正，這進一步證實了研究假設H1。城鎮(zhèn)化率與糧食產量之間的系數(shù)在方程（3）、（4）、（5）、（6）中為都顯著且為正，說明城鎮(zhèn)化水平與糧食生產有正相關關系。人均GDP 與糧食產量之間的系數(shù)都為正且顯著，說明經濟發(fā)展水平對糧食生產影響有顯著正向作用。

表二 各省糧食產量方程回歸結果

自推行家庭承包責任制以來，糧食收購價格的不斷提高，在一定程度上刺激了農戶增加糧食生產投入的積極性，中國糧食總體狀況上呈現(xiàn)增長趨勢。由于地區(qū)之間資源稟賦和經濟發(fā)展政策的差異性，雖然糧價得到了一定程度的提高，但主產區(qū)農戶的實際收入并沒有因糧價上升而增加，相反還在減少，而增收的農戶主要分布在非糧食主產區(qū)、沿海和大中城市。［23］由于改革開放的深化，糧食生產實際收入的減少導致大量糧食主產區(qū)農民外出務工，糧食種植面積減少，造成1998 年至2003 年糧食產量的減產，僅2002 年的糧食產量較2001 年略有增加。由于糧價的上升并沒有給糧食主產區(qū)農戶帶來多少實際收入的增加，相反還抑制了糧食主產區(qū)地方經濟的發(fā)展，所以產糧大省往往是經濟弱省［24］，糧食生產在地區(qū)之間出現(xiàn)了較為明顯的分化。

糧價波動到底對各區(qū)域糧食產糧影響如何，糧價上升是否會促進各地區(qū)更加重視糧食生產，帶來糧食產量增加？我們引入地區(qū)虛擬變量來進行分析。用DumP、DumS 分別表示糧食主產區(qū)和糧食主銷區(qū)虛擬變量，并對其包括省份分別賦值1，其他區(qū)域省份賦值0，糧食主產區(qū)和糧食主銷區(qū)的虛擬變量向量分別為（0，1）、（1，0），糧價系數(shù)分別變?yōu)镈umP′PI、DumS′PI。

觀察人均糧食產量和糧價均值，顯而易見，糧食主銷區(qū)糧價較高，糧食主產區(qū)則人均糧食產量較高?？紤]地區(qū)虛擬變量和時間虛擬變量后，各省糧食產量回歸結果如表三所示。當不考慮糧食生產主要投入要素影響時，從糧食主銷區(qū)來看，表三方程（1）和（2）回歸結果顯示，DumS′PI 的系數(shù)在1%水平下都顯著且為負，說明糧價的提高在糧食主銷區(qū)不僅不會帶來糧食生產的增加，反而會引起糧食產量的降低?？赡艿脑蚴羌Z價提高使擴大糧食種植面積產生的機會成本更高，糧食主銷區(qū)是經濟相對發(fā)達的地區(qū)，土地價格高昂。雖然糧價提高可以增加種糧收入，但增加的收益遠趕不上耕地非農化上漲帶來的收益，因此糧食主銷區(qū)受土地財政的沖擊，可能把大量耕地用于發(fā)展二、三產業(yè)，導致糧食種植面積下降，糧價越漲糧食產量反而出現(xiàn)下降。城鎮(zhèn)化率與人均糧食產量之間的系數(shù)都為正但總體上不顯著，人均GDP 與人均糧食產量之間系數(shù)為負且顯著，說明經濟越發(fā)達糧食生產越少。勞動力投入與人均糧食產量之間的系數(shù)顯著且負相關，說明在有限的耕地資源上，勞動力投入越多效率越低，相反勞動力投入越少規(guī)?；潭仍礁撸Z食生產效率也越高。從糧食主產區(qū)來看，表三方程（3）和（4）回歸結果顯示，DumP′PI 的系數(shù)在1%水平下均顯著且呈正相關，說明糧價的提高會促進糧食主產區(qū)糧食生產的發(fā)展，可能的原因是糧食主產區(qū)二、三產業(yè)相對比較落后，農戶非農化就業(yè)機會較少，種糧耕地的機會成本也較低，在糧價上漲時，農戶的收入增加能夠激勵農戶擴大糧食生產規(guī)模，增加糧食生產投入，進而提高糧食產量。因此，糧價波動在糧食主銷區(qū)和糧食主產區(qū)對糧食生產影響是不一致的，這證實了研究假設H2，城鎮(zhèn)化率和勞動力投入對糧食生產影響基本上與糧食主銷區(qū)一致。當我們加入糧食生產主要投入要素時，從糧食主銷區(qū)來看，表三方程（5）和（6）顯示，DumS′PI 的系數(shù)仍為負但且顯著；城鎮(zhèn)化率、人均GDP 與人均糧食產量之間的系數(shù)顯著為正；勞動力投入與人均糧食產量顯著為負，說明勞動力投入越多越不利于糧食規(guī)模化生產發(fā)展，糧食的細碎化發(fā)展會抑制糧食生產效率的提升。糧食生產主要投入要素對糧食產量影響基本和預期一致。從糧食主產區(qū)來看，表三方程（7）和（8）顯示：加入糧食主要投入生產要素后，DumP′PI 系數(shù)仍為正且顯著；城鎮(zhèn)化率與人均糧食產量之間的系數(shù)顯著為正，可能的原因是城鎮(zhèn)化率越高轉移到城鎮(zhèn)的農村人口越多，越有利于農村種糧耕地的整理，對推進糧食規(guī)?；N植起到了一定的作用，提高了糧食生產效率；人均GDP 與人均糧食產量之間系數(shù)顯著為正，可能的原因是經濟越發(fā)達越有利于農業(yè)勞動力轉移，進而促進耕地規(guī)?；N植，同時，農戶收入越高可能投入糧食生產也越多，越有利于改善糧食生產條件，提高糧食生產效率；勞動力投入與人均糧食產量之間系數(shù)顯著為負。從表三方程（2）、（4）、（6）和（8）還可以看出，時間虛擬變量都顯著為正。說明1998 年以來糧價市場化改革，總體上對糧食生產影響是正面的。

表三 加入虛擬變量后各省糧食產量方程回歸結果

續(xù)表三

四 結論與啟示

（一）研究結論

糧價市場化改革使糧價從“政策市”逐漸邁向“市場市”，糧價總體上呈現(xiàn)出上升態(tài)勢，在一定程度上增強農戶種糧積極性，在工業(yè)化、城鎮(zhèn)化快速推進進程中保障糧食種植面積不下降，刺激種糧農戶增加種糧資本投入，優(yōu)化糧食生產結構，有效提升糧食品質。糧價開啟市場化改革后，價格對糧食生產有較為明顯的反應，糧價能夠更好地調節(jié)糧食供求關系，糧價對糧食生產具有正向作用，糧價上漲會提升農戶種糧收益預期，增加種糧投入，進而提高糧食產量。糧價市場化改革后，增強了市場配置資源的作用，糧價變化及其對糧食產量的影響總體上要大于市場化改革前。本文利用1997—2017 年省級面板數(shù)據(jù)，同時引入糧食主產區(qū)、糧食主銷區(qū)等地區(qū)虛擬變量以及1998 年糧食流通體制改革的時間虛擬變量，深入分析了市場化改革背景下糧價波動與糧食生產之間的關系。結果表明，糧價市場化改革總體上提高了糧食價格，增強了農戶種糧積極性，提高了糧食產量，對保障國家糧食安全起到了較大作用。與此同時，市場化改革帶來的糧價管制放松，對優(yōu)化糧食種植結構、滿足市場多樣化需求也起到了重要作用。

盡管有學者認為市場化改革背景下糧價上漲并沒有為糧食主產區(qū)種糧農戶帶來收益增加［23］，也就是說糧價在糧食生產中的作用被放大了，糧價對糧食產量的影響有限［3］。但當我們引入地區(qū)和時間虛擬變量后，仍然發(fā)現(xiàn)，糧價上漲對糧食主產區(qū)人均糧食產量增加有著正面作用，而對主銷區(qū)來說則作用相反或不明顯，這也說明經濟越發(fā)達，工業(yè)和服務業(yè)用地較多，種糧耕地減少也就越多，加速了農地流向非糧化，使得糧價提高難以促進主銷區(qū)糧食生產發(fā)展。而在糧食主產區(qū)，糧價的提高會促進糧食生產發(fā)展，提高糧食產量。但無論是糧食主產區(qū)還是糧食主銷區(qū)，1998 年以來的糧價市場化改革對人均糧食產量影響顯著為正，說明市場化改革背景下糧價提高能夠促進糧食生產，這可能的原因是糧價上升使種糧農戶預期收益增加，農戶愿意擴大種糧面積，增加種糧投入，同時在城鎮(zhèn)化快速推進進程中，也有利于加速種糧規(guī)模化，改善糧食生產“軟硬”條件，提升糧食生產效率。

（二）啟示

基于前面的分析，可以得出以下幾點啟示：（1）市場化改革背景下糧價波動，能夠有效調節(jié)糧食供求關系，糧價的提高能夠提升農戶種糧積極性，擴大糧食種植面積，進而促進糧食生產發(fā)展，保障國家糧食安全。但我們也必須認識到目前糧價市場化改革仍存在不少問題。從世界范圍來看，目前中國糧食價格仍然過高，引起糧食進口不斷增加，為了與國際市場接軌，必須深化糧價市場化改革，應實現(xiàn)價補分離，充分發(fā)揮市場在糧食生產資源配置中的作用。（2）基于糧價對糧食生產影響的區(qū)域性差異，可以因地制宜設計與完善糧價市場化改革政策，要在經濟發(fā)展過程中抑制糧食主銷區(qū)對耕地的不斷蠶食，防止糧食種植面積不斷減少，推進其產業(yè)均衡發(fā)展。同時，也要防止即使糧價提高，糧食主產區(qū)農戶因種糧仍不增收，而減少糧食種植面積，從而出現(xiàn)與糧食主銷區(qū)一致的狀況，惡化糧食供求關系，導致物價大幅上升，危及經濟安全。因此，不僅中央要加大對糧食主產區(qū)糧食生產的補貼力度，糧食主銷區(qū)也應加大對糧食主產區(qū)糧食生產的轉移支付，切實提高糧食主產區(qū)農戶種糧收入，改善其糧食生產條件。（3）目前中國糧食價格總體上已經偏高，再靠不斷提高糧價來保障糧食生產難以持續(xù)。因此強化糧食結構性改革勢在必行，在保障糧食產量供給的基礎上，加大對高品質糧食種植支持力度，滿足群眾糧食多樣化需求，以提高種糧的收益。

注釋：

①數(shù)據(jù)分別來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（1998-2018）和《中國農村統(tǒng)計年鑒》（1998-2018）。