唐 亮，曾慶雙 ，郎潤華

（1.瀘州職業(yè)技術學院 商學院，四川 瀘州 646000；2.四川農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟學院，四川 成都 611130）

2020年以來，新冠病毒性肺炎疫情在全球蔓延，零確診國家寥寥無幾，民眾囤積糧食現(xiàn)象在多國呈現(xiàn)，限制糧食出口國家越來越多。對于人口數(shù)量全球第一的中國，在面臨進口限制和國內(nèi)生產(chǎn)不確定性的雙重約束下，能否滿足國內(nèi)民眾需求值得深思。我國一直高度重視糧食安全問題，尤其是黨的十八大以來，以習近平總書記為核心的黨中央把糧食安全作為治國理政的頭等大事，提出了“確保谷物基本自給、口糧絕對安全”的新糧食安全觀，反復強調(diào)“中國人的飯碗任何時候都要牢牢端在自己的手上”。從經(jīng)濟社會發(fā)展趨勢看，糧食需求仍將保持剛性增長，而糧食供給由于受土地要素約束、勞動力要素不斷減少和進口限制等因素影響，難以保持按需增長，糧食供需矛盾突出。依據(jù)經(jīng)濟增長理論，全要素生產(chǎn)率（TFP）的提高可促使經(jīng)濟保持永續(xù)增長。因此，研究糧食全要素生產(chǎn)率及影響因素具有重要意義。

關于全要素生產(chǎn)率的研究文獻主要分為三類：一是關于全要素生產(chǎn)率的測算。測算方法分為參數(shù)方法和非參數(shù)方法[1-2]，參數(shù)方法以索洛余值法和隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)法（SFA）為代表，非參數(shù)方法以數(shù)據(jù)包絡分析法（DEA-Malmquist）為代表。二是關于全要素生產(chǎn)率的增長源泉。部分學者認為我國糧食全要素生產(chǎn)率的增長主要源于技術進步[3-4]；也有學者認為我國糧食全要素生產(chǎn)率的增長主要源于技術效率[5]；還有學者認為我國糧食全要素生產(chǎn)率的增長源于技術進步與技術效率“雙軌驅(qū)動”[6-7]。三是關于全要素生產(chǎn)率的影響因素。學者從基礎設施水平[8]、地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平[9]、研發(fā)投入水平[10]、農(nóng)業(yè)機械化水平[11]、經(jīng)營規(guī)模水平[12-13]、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整度[14]等因素進行了實證研究。

從現(xiàn)有文獻得知，全要素生產(chǎn)率的研究方法已成熟，全要素生產(chǎn)率的增長源泉和影響因素由于研究的區(qū)域、時間段、視角等不同而有不同結(jié)論，但少有文獻單獨研究四川省情況。近十年來，四川省糧食產(chǎn)量平均增長速度低于全國平均水平，多數(shù)年份增長速度徘徊在1%水平，個別年份出現(xiàn)了負增長，且有停止增長趨勢。四川省作為全國13個糧食主產(chǎn)省之一和西部地區(qū)唯一主產(chǎn)省，其糧食生產(chǎn)的穩(wěn)定發(fā)展，對于保障國家糧食安全意義重大。基于此，本文以四川省21個市州為研究對象，采用DEA-Malmquist指數(shù)法分析2008—2017年四川省糧食全要素生產(chǎn)率的演變情況，并運用面板線性回歸模型、面板Logit模型和面板Tobit模型對全要素生產(chǎn)率的影響因素進行實證研究，以期為四川省糧食生產(chǎn)穩(wěn)定發(fā)展提供建議。

一、糧食全要素生產(chǎn)率測算

（一）方法與指標

1.研究方法

本文采用DEA-Malmquist法對糧食全要素生產(chǎn)率進行測算。DEA-Malmquist是對全要素生產(chǎn)率進行測度和分解的一種非參數(shù)方法，分兩步完成：一是建立Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)，二是利用Shephard距離函數(shù)將全要素生產(chǎn)率分解為技術效率和技術進步[15]。具體計算公式如下：

式（1）中，ECH表示技術效率變化，TCH表示技術進步變化。若Malmquist指數(shù)大于1，說明從t期到t+1期的TFP是增長的；等于1，則沒有變化；小于1，則是衰退的。同理，ECH和TCH也是通過與1進行比較而進行判斷。

技術效率變化指數(shù)可進一步分解為純技術效率變化（Pech）和規(guī)模效率變化指數(shù)（Sech）。具體計算公式如下：

2.指標選取

全要素生產(chǎn)率測度和分解是基于生產(chǎn)函數(shù)為前提，生產(chǎn)函數(shù)是根據(jù)投入和產(chǎn)出建立的。通常的投入要素為勞動力和資本，由于糧食生產(chǎn)必需土地資源，所以選取土地、人力和資本作為投入要素，選取糧食產(chǎn)量為產(chǎn)出要素。所有數(shù)據(jù)來源于《四川統(tǒng)計年鑒（2008—2018）》，其中2015年由于缺失農(nóng)業(yè)機械總動力數(shù)據(jù)，采用2014與2016年數(shù)據(jù)平均而得。需特別說明的是，文中糧食概念來源于《四川統(tǒng)計年鑒》，是指農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營者日歷年度內(nèi)生產(chǎn)的全部糧食數(shù)量，按收獲季節(jié)包括夏收糧食、早稻和秋收糧食，按作物品種包括谷物、薯類和豆類。此外，為保證各個指標與糧食產(chǎn)出統(tǒng)計口徑一致，各個指標均根據(jù)相應公式進行了計算，具體計算方式如表1所示。

表1 四川省糧食全要素生產(chǎn)率測算指標

（二）實證分析

本文使用DEAP2.1軟件，對2007—2017年四川省21個市（州）的糧食全要素生產(chǎn)率進行了測算與分解，具體結(jié)果見表2和表3。

表2 四川省糧食Malmquist指數(shù)及其分解情況（2008—2017年）

表3 四川省21市（州）2008—2017年糧食Malmquist指數(shù)及其分解情況

1.省級維度分析

表2和圖1顯示，2007—2017年四川省糧食全要素生產(chǎn)率年均水平未發(fā)生變化，整體表現(xiàn)為“W型”趨勢，即先下降，后上升，再退步，再上升。10個年份中，6個年份上升，其中2008年上升最快，上升3.4%，可能因為國家在當年加大了對四川災后重建支持力度；4個年份退步，其中2015年退步最大，退步3.3%。從糧食全要素生產(chǎn)率分解來看，2007—2017年的平均技術效率和平均技術進步未發(fā)生變化。整體趨勢看，技術效率略微發(fā)生變化，其變化幅度小于技術進步。技術進步變化也表現(xiàn)為“W型”趨勢。10個年份中，5個年份上升，其中2008年上升最快，上升5.1%；5個年份退步，其中2009年退步最大，退步5.4%。從技術效率分解來看，2007—2018年間，規(guī)模效率和純技術效率略微發(fā)生變化，絕大多數(shù)年份變化幅度在1%水平，僅2017年的規(guī)模效率進步2.1%。

為進一步分析指數(shù)變化情況，繪制了全要素生產(chǎn)率、技術進步和技術效率變化的折線圖。從圖1可以看出，2007—2017年全要素生產(chǎn)率和技術進步波動較頻繁，波動幅度較大，尤其是2008年和2014年。技術進步與全要素生產(chǎn)率變化趨勢基本一致，呈現(xiàn)“W型”趨勢。技術效率波動幅度較小，與技術進步呈現(xiàn)“相反”趨勢。從增長源泉看，技術進步是全要素生產(chǎn)率增長的主要源泉。由于技術效率未明顯增長，依靠技術進步“單軌驅(qū)動”難以拉動全要素生產(chǎn)率的增長。

圖1 2007—2017年四川省糧食Malmquist指數(shù)及其分解變化

理論上講，在全要素生產(chǎn)率不變的情況下，勞動力、資本和土地資源在未達到最優(yōu)配置時，隨著要素的增加，產(chǎn)出將會增加。但對于糧食生產(chǎn)而言，必需土地資源，而土地資源由于受到限制，不能無限制的增加。當土地資源一定時，若勞動力或資本資源未達到最優(yōu)配置，通過增加勞動力或資本資源可以增加產(chǎn)出；但若勞動力或資本資源已達到最優(yōu)配置，通過增加勞動力或資本資源不能增加產(chǎn)出。此時，若想要增加產(chǎn)出，只能依靠全要素生產(chǎn)率。近十年來，四川省糧食全要素生產(chǎn)率年均水平未發(fā)生變化，糧食播種面積和糧食生產(chǎn)投入人數(shù)略微下降，糧食生產(chǎn)投入資本顯著上升。顯然，投入資本的增加會增加糧食產(chǎn)出，但由于受到糧食播種面積和糧食生產(chǎn)投入人數(shù)的限制，加之糧食全要素生產(chǎn)率年均水平未發(fā)生變化，糧食產(chǎn)出增長會受到限制，這解釋了為什么近十年來四川糧食產(chǎn)量增長速度緩慢，多數(shù)年份增長速度徘徊在1%水平，個別年份出現(xiàn)了負增長，且有停止增長趨勢。以上分析表明，四川雖然部分年份技術有進步，但由于技術效率未跟上技術進步的步伐，技術進步難以拉動糧食全要素生產(chǎn)率的增長，也就未能在糧食增產(chǎn)上發(fā)揮較好作用。

2.市級維度分析

表3顯示，2008—2017年期間，內(nèi)江、廣元、眉山、雅安、宜賓、攀枝花、綿陽、自貢、涼山、樂山、巴中和成都12個地區(qū)年均全要素生產(chǎn)率上升，上升幅度最大的是內(nèi)江市，上升1.7%；遂寧、資陽、阿壩、廣安、南充、達州、瀘州、甘孜和德陽9個地區(qū)年均全要素生產(chǎn)率退步，退步幅度最大的是遂寧市，退步4.7%。年均全要素生產(chǎn)率上升最大的內(nèi)江市比退步最大的遂寧市高6.4%，說明地區(qū)間全要素生產(chǎn)率存在顯著差異。

從全要素生產(chǎn)率分解來看，2008—2017年期間，廣元、宜賓、綿陽、雅安、攀枝花、眉山、自貢、瀘州、阿壩、涼山、巴中、成都和樂山13個地區(qū)年均技術進步上升，上升幅度最大的是廣元市，上升1.4%；遂寧、資陽、廣安、達州、南充、甘孜、德陽和內(nèi)江8個地區(qū)年均技術進步退步，退步幅度最大的是遂寧市，退步3.5%。從技術效率變化來看，內(nèi)江、眉山、達州、雅安、廣元、涼山和樂山7個地區(qū)年均技術效率上升，上升幅度最大的是內(nèi)江市，上升1.9%；宜賓、攀枝花、自貢、巴中、德陽、甘孜、南充、廣安和資陽9個地區(qū)年均技術效率未發(fā)生變化；阿壩、遂寧、瀘州、成都和綿陽5個地區(qū)年均技術效率退步，退步幅度最大的是阿壩州，退步1.6%。從技術效率進一步分解來看，規(guī)模效率和純技術效率變化極小，57%的地區(qū)未發(fā)生變化。以上表明，地區(qū)間技術進步變化幅度大于技術效率，不同地區(qū)之間存在顯著差異。

為進一步分析區(qū)域指數(shù)變化情況，列出了市（州）排名表（表4）。表4顯示，成都平原經(jīng)濟區(qū)和川南經(jīng)濟區(qū)的三項指標明顯優(yōu)于川東北經(jīng)濟區(qū)、攀西經(jīng)濟區(qū)和川西北生態(tài)經(jīng)濟區(qū)。從年均全要素生產(chǎn)率變化來看，成都平原經(jīng)濟區(qū)及其周圍地區(qū)主要表現(xiàn)為上升，離成都較遠的偏遠貧困山區(qū)主要表現(xiàn)為退步，但廣元、巴中和涼山三個深度貧困地區(qū)表現(xiàn)為上升，可能因為精準扶貧帶去了大量資金和先進技術，從而起到了顯著成效。從年均技術進步變化和年均技術效率來看，大多數(shù)偏遠貧困山區(qū)也表現(xiàn)為上升，這也進一步說明了脫貧攻堅發(fā)揮了巨大作用，推動了農(nóng)村經(jīng)濟社會又快又好發(fā)展。

表4 四川省2008—2017年糧食全要素生產(chǎn)率相關指數(shù)分布情況

二、糧食全要素生產(chǎn)率影響因素分析

（一）方法與指標

1.研究方法

為進一步分析影響因素，本文根據(jù)Malmquist指數(shù)結(jié)果，采用面板數(shù)據(jù)模型進行分析。具體模型如下：

式（3）中，i表示市州，t表示年份，j表示解釋變量的序號，其中i=1,2,···,21，t=1,2,···,10，j=1,2,···,6；TFPit表示被解釋變量，是i地區(qū)第t年的糧食全要素生產(chǎn)率；表示影響因素；α為常數(shù)項；ui+εit為復合擾動項。

2.指標選取

影響糧食生產(chǎn)的外生性因素有很多，在參考已有成果基礎上，本著指標選取的代表性、可比性和易獲取性原則，本文選取了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、機械化水平、研發(fā)投入水平、經(jīng)營規(guī)模水平和農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整度5個變量來進行實證研究。具體變量如下：

（1）地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平（AGDPL）：采用地區(qū)人均GDP來表示。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平越高，可能對糧食全要素生產(chǎn)率帶來正負兩種效應：當?shù)貐^(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平越高時，農(nóng)民可通過非農(nóng)就業(yè)獲得更多收入，若增加的收入投入到糧食生產(chǎn)，可能會提高糧食生產(chǎn)效率；但由于非農(nóng)就業(yè)人口的減少，也可能會降低糧食生產(chǎn)效率[9]。因此，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對被解釋變量的影響有待驗證。

（2）研發(fā)投入水平（RDL）：采用糧食作物單位面積研發(fā)投入金額來表示。研發(fā)投入水平越高，其新技術或新產(chǎn)品誕生概率越大。新技術或新產(chǎn)品一旦投入糧食生產(chǎn)，可能促進糧食生產(chǎn)效率的提升。因此，預期研發(fā)投入水平對被解釋變量有正向影響。

（3）機械化水平（AML）：采用糧食作物單位面積使用機械總動力來表示。機械化水平越高，對勞動力資源的替代可能就越強，但并不能說明對糧食增長的貢獻就越大[11]。因此，機械化水平對被解釋變量的影響有待驗證。

（4）農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模水平（ASL）：采用人均糧食作物播種面積來表示。農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模越大，其勞動生產(chǎn)率就越高，進而提升糧食全要素生產(chǎn)率[12]；但也有研究者認為兩者之間存在負向關系[13]。因此，農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模水平對被解釋變量的影響有待驗證。

（5）農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整度（AAS）：采用糧食作物播種面積占農(nóng)作物播種面積的比例來表示。農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整度越大，其糧食作物播種面積占比越大，可能提升糧食總產(chǎn)量，但并不能說明對糧食增長的貢獻就越大。學術界對于農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整度和糧食全要素生產(chǎn)率正反關系的看法未達成共識，有學者認為農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整度正向影響被解釋變量[11]；但有學者持懷疑態(tài)度，認為農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整度負向影響被解釋變量[14]。因此，農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整度對被解釋變量的影響有待驗證。

3.數(shù)據(jù)來源

所有數(shù)據(jù)來源于《四川統(tǒng)計年鑒（2009—2018）》。由于全要素生產(chǎn)率指標數(shù)據(jù)為相對值，而選取5個變量數(shù)據(jù)均為絕對值，為統(tǒng)一數(shù)據(jù)，所有解釋變量數(shù)據(jù)按照增長率計算方式轉(zhuǎn)換成相對值，所有變量描述見表5。

表5 四川糧食全要素生產(chǎn)率影響因素選取指標

（二）實證分析

1.穩(wěn)健性分析

為提高估計結(jié)果的精準度，本文選用面板線性回歸模型、面板Logit模型和面板Tobit模型，采用Stata15.0軟件分析了糧食全要素生產(chǎn)率的影響因素。（1）進行面板線性回歸模型分析時，對固定效應模型做了F檢驗，根據(jù)檢驗結(jié)果（P=0.891 9），在10%水平上接受了原假設，即面板線性回歸應采用混合回歸。（2）進行面板Logit模型分析時，令全要素生產(chǎn)率退步時，其值為0；反之，其值為1。對固定效應模型與混合回歸模型做了Hausman檢驗[16]，根據(jù)檢驗結(jié)果（P=0.012 3），在5%水平上拒絕采用混合回歸模型的原假設。進一步對固定效應模型與隨機效應模型做了Hausman檢驗，根據(jù)檢驗結(jié)果（P=0.043 5），在5%水平上拒絕采用隨機效應模型的原假設。根據(jù)兩次Hausman檢驗結(jié)果，面板Logit模型應采用固定效應Logit回歸。（3）進行面板Tobit模型分析時，對隨機效應模型做了LR檢驗[17]，根據(jù)檢驗結(jié)果（P=1.000），接受了原假設，即面板Tobit模型應采用混合Tobit回歸。此外，模型進行了多重共線性檢驗，最大方差膨脹因子（VIF）為2.64，遠小于10，可不必擔心多重共線性問題[18]；進行回歸分析時，使用了聚類穩(wěn)健標準誤，可不必擔心異方差問題。從最終采用的模型結(jié)果看，三個模型（模型1、模型4和模型6）系數(shù)的正負符號完全一致，表明回歸結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

2.結(jié)果分析

表6顯示，所有模型系數(shù)的正負符號完全一致，表明所有變量對全要素生產(chǎn)率的正負影響是可靠的。從變量顯著性來看，農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模水平未通過模型1的顯著性檢驗，研發(fā)投入水平未通過模型4的顯著性檢驗，農(nóng)業(yè)機械化水平未通過模型6的顯著性檢驗，其余變量均通過了10%水平的顯著性檢驗。具體如下：

表6 四川省21市州糧食全要素生產(chǎn)率影響估計結(jié)果

（1）地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平均通過了3個模型的5%水平的顯著性檢驗。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平系數(shù)為正值，表明地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對糧食全要素生產(chǎn)率有正向影響，即地區(qū)人均GDP增速越快，糧食全要素生產(chǎn)率進步越大。這也證實了表4第二列結(jié)果，即成都及其周邊地區(qū)的糧食全要素生產(chǎn)率進步幅度大于偏遠貧困山區(qū)。此結(jié)果可能因為四川農(nóng)民通過非農(nóng)就業(yè)獲得更多收入，從而增加了對糧食生產(chǎn)的投入，進而引致糧食全要素生產(chǎn)率的進步。從調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，越來越多的農(nóng)民購買新產(chǎn)品或新技術用于糧食生產(chǎn)，這也表明農(nóng)民切實加大了對農(nóng)業(yè)的投入。

（2）研發(fā)投入水平未通過模型4的顯著性檢驗，但通過了模型1和模型6的10%水平的顯著性檢驗。研發(fā)投入水平系數(shù)為正值，表明研發(fā)投入水平對糧食全要素生產(chǎn)率有正向影響，即糧食作物單位面積研發(fā)投入越大，糧食全要素生產(chǎn)率進步越快，這與預期結(jié)果一致。

（3）農(nóng)業(yè)機械化水平未通過模型6的顯著性檢驗，但通過了模型1的10%水平和模型4的5%水平的顯著性檢驗。農(nóng)業(yè)機械化水平系數(shù)為負值，表明農(nóng)業(yè)機械化水平對糧食全要素生產(chǎn)率有負向影響。可能的解釋是，由于其他投入因素均在減少（如土地、勞動力），機械化投入還在增加，而四川絕大多數(shù)地區(qū)由于受自然條件影響，機械化難以發(fā)揮較大作用，此時的機械化水平可能處于“邊際收益遞減”階段，所以提高機械化水平并不能促進糧食全要素生產(chǎn)率的增長。

（4）農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模水平未通過模型1的顯著性檢驗，但通過了模型4的5%水平和模型6的10%水平的顯著性檢驗。農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模水平系數(shù)為正值，表明農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模水平對糧食全要素生產(chǎn)率有正向影響。從發(fā)展趨勢來看，四川城鎮(zhèn)化水平還未達到發(fā)達地區(qū)水平，還會有部分農(nóng)民繼續(xù)進城，農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模水平還能進一步提高。農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模水平提高后，若能匹配與之相適應的生產(chǎn)條件，必然能提升四川糧食全要素生產(chǎn)率。

（5）農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整度均通過了3個模型的10%水平的顯著性檢驗。農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整度系數(shù)為負值，表明農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整度對糧食全要素生產(chǎn)率有負向影響?？赡艿慕忉屖牵捎谵r(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)未按照“比較優(yōu)勢”來調(diào)整，增加糧食種植面積可提升糧食總產(chǎn)量，但不能增加對糧食增長的貢獻。四川數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整度均值為負，表明糧食作物面積正在縮減，而經(jīng)濟作物面積正在增加。由于四川多數(shù)區(qū)域為丘陵、山地和高原，這些區(qū)域種植糧食作物不具優(yōu)勢，其農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整度的減少符合“比較優(yōu)勢”理論。但值得注意的是，由于土地是稀缺資源，加之未來城鎮(zhèn)化需要更多土地，而糧食作物的經(jīng)濟效益較低，極可能導致糧食作物種植面積進一步壓縮。若此時糧食全要素生產(chǎn)率和土地產(chǎn)出率不能進一步提升，極可能威脅四川糧食生產(chǎn)穩(wěn)定發(fā)展。

三、結(jié)論與建議

本文采用DEA-Malmquist指數(shù)法分析了2008—2017年糧食全要素生產(chǎn)率的演變情況，并運用面板線性回歸模型、面板Logit模型和面板Tobit模型對糧食全要素生產(chǎn)率的影響因素進行實證研究。研究結(jié)果表明：（1）2007—2017年期間，四川糧食全要素生產(chǎn)率年均水平未發(fā)生變化，整體表現(xiàn)為“W型”趨勢，增長主要源于技術進步單軌驅(qū)動；四川省各市州糧食全要素生產(chǎn)率、技術進步、技術效率存在顯著差異。（2）地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、研發(fā)投入水平和農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模水平顯著正向影響四川糧食全要素生產(chǎn)率；機械化水平和農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整度顯著負向影響四川糧食全要素生產(chǎn)率。

針對上述結(jié)論，本文提出如下建議：第一，高度重視糧食生產(chǎn)。四川省糧食產(chǎn)量略微增長與糧食作物播種面積遞減的事實應引起高度重視，應堅決守好糧食作物耕地紅線，嚴格落實國家糧食安全考核責任制，進一步完善農(nóng)業(yè)補貼，解決不愿意種糧和種糧收益下降等難題。第二，統(tǒng)籌推進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。四川應根據(jù)各地糧食全要素生產(chǎn)率的高低給予政策傾斜，抓緊補齊農(nóng)業(yè)基礎設施短板，優(yōu)先推廣糧食生產(chǎn)先進技術，擴大知識培訓的廣度和深度，穩(wěn)步提升糧食生產(chǎn)的技術進步和技術效率。第三，不斷加大科技推廣力度。四川省糧食全要素生產(chǎn)率的增長主要源于技術進步單軌驅(qū)動，而技術效率未發(fā)揮較好作用。政府應制定支糧政策，搭建多方推廣渠道：一是發(fā)揮基層農(nóng)技站的“政府行為”，二是發(fā)揮農(nóng)資、農(nóng)機、化肥等生產(chǎn)性服務企業(yè)的“市場行為”，三是發(fā)揮農(nóng)民專業(yè)合作社的“自發(fā)行為”。與此同時，加大新型職業(yè)農(nóng)民培訓力度和擴大新型職業(yè)農(nóng)民培訓人群。第四，持續(xù)增加研發(fā)投入。面向糧食全產(chǎn)業(yè)鏈配置科技資源，鼓勵高等院校、科研機構(gòu)、農(nóng)業(yè)企業(yè)等開展糧食問題研究，研發(fā)資金重點偏向糧食生物科技、糧食生產(chǎn)機械化、糧食生產(chǎn)綠色化、糧食生產(chǎn)智能化、糧食發(fā)展現(xiàn)代化等方面，鼓勵推廣使用新產(chǎn)品和新技術。第五，穩(wěn)步提升農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模水平。政府應健全土地流轉(zhuǎn)規(guī)范管理制度，鼓勵進城落戶農(nóng)民有償退出土地，發(fā)展多種形式農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營，提升農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模水平，進而提高糧食全要素生產(chǎn)率。