楊震宇，方 偉，黃麗蕓

（1廣東省農業(yè)科學院農業(yè)經濟與信息研究所，廣州 510640；2廣東省農業(yè)科學院，廣州 510640）

0 引言

近年來，新冠疫情蔓延以及地緣政治對國際貿易影響的升級，對各國糧食生產能力構成了考驗，農產品價格上漲引起了各個國家的廣泛關注，在中國，糧食安全問題亦再次被提起。2019年3月8號，習近平同志在參加十三屆全國人大二次會議河南代表團講話中提到：糧食的供給是實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要任務；2018年9月，習近平同志東北考察的講話提到：中國人的飯碗任何時候都要牢牢端在自己的手上；2020年5月，習近平同志參加政協(xié)經濟界聯(lián)組會議的重要講話以及習近平在今年的兩會就指出“手中有糧、心中不慌在任何時候都是真理”。尤其是在經濟高速發(fā)展后，工業(yè)化、城市化的步伐不斷加快、耕地減少，農產品生產對進口的依賴加強。因此，研究在經濟高速發(fā)展的過程中的糧食生產問題有重要的現(xiàn)實意義。已有研究指出，中國糧食產銷格局從過去的“南糧北運”演變?yōu)榻裉斓摹氨奔Z南運”格局[1]，糧食種植格局無論是產量重心抑或面積重心都持續(xù)向東北移動[2-3]，而中國南方水稻的生產以長江中游作為重要的增長極，廣東、福建則是中國最重要的糧食主銷區(qū)[4-7]。

隨著空間計量手段應用的成熟，在上述糧食空間格局研究的基礎上，有學者進一步采用空間統(tǒng)計方法研究中國區(qū)域糧食生產的分布特征，發(fā)現(xiàn)部分縣域水稻單產空間分布存在距離衰減效應[8-9]。針對糧食生產的變化成因研究表明，國內糧食生產已存在明顯的省際關聯(lián)性，一個地區(qū)糧食生產的增長會誘發(fā)鄰近省份產量的變化[10-13]，田紅宇、鄧尚昆[13]認為這種現(xiàn)象的一個成因是勞動力轉移對廣東省和鄰近省份糧食生產均具有促進作用。

綜上可見，較多證據表明，中國糧食生產存在空間集聚、空間關聯(lián)、影響因素空間互擾的特征，然而已有研究更多關注全國范圍或糧食主產區(qū)，少有較深入地研究糧食主銷區(qū)空間變化的情形，廣東省既是中國最大的糧食主銷省，又是中國傳統(tǒng)的雙季稻主產區(qū)，水稻生產的空間格局演變容易受到區(qū)域經濟發(fā)展的“擠出效應”影響[15]。方偉、黃和亮[16]曾總結廣東省縣域糧食生產空間演變特征，發(fā)現(xiàn)糧食生產逐步向重點縣轉移，遺憾的是該文獻未從主銷區(qū)經濟發(fā)展的角度出發(fā)來考慮影響因素的空間擾動因素。而本研究基于廣東省縣域的糧食生產變化情況，來探討省內縣域糧食生產空間格局變化規(guī)律，特別是這種規(guī)律與廣東省經濟發(fā)展之間的關系，對于經濟集聚的珠三角、長三角區(qū)域水稻產業(yè)發(fā)展具有較強的啟發(fā)意義。因此，本研究選取廣東省121個縣作為研究對象，首先分析縣域的糧食生產變化，再運用全局空間自相關來研究廣東省縣域糧食生產情況。

1 樣本縣水稻生產形勢判定

自改革開放以來，廣東已從傳統(tǒng)的雙季稻主產區(qū)轉變?yōu)榧Z食調入大省，對糧食產業(yè)發(fā)展的定位已從數量安全向質量安全轉變，對糧食的保障功能定位已從“藏糧于地”到“藏糧于技”轉變，以上轉變的具體表現(xiàn)為糧食產量與播種面積的下降，生產波動的減少，以及單產的回升。

1.1 縣域糧食總產量不斷下降

首先，糧食播種面積總量下降趨勢明顯，下降的趨勢在近年得到了控制。2000—2019年，廣東糧食播種面積減少94.89萬hm2，下降30.61%（見圖1）。2006年以來，隨著農業(yè)稅全面減免以及農業(yè)機械的應用，糧食播種面積下降的趨勢開始從陡峭變?yōu)槠交?，維持在210萬～245萬hm2之間。近年來，廣東省對糧食安全、耕地保護的重視，維持糧食生產面積平穩(wěn)的措施初見成效，糧食播種面積大幅下降的趨勢得到了控制。20年間廣東省121個縣（區(qū)）糧食總產量總體呈“波動下降”趨勢，下降趨勢與糧食播種面積趨同，由2000年的171426 t下降至2003年的138979 t，年均下降10816 t。廣東省城鎮(zhèn)化、工業(yè)化快速發(fā)展，農業(yè)用地減少和勞動力大量外流是糧食總產量呈下降趨勢的主要影響因素。

圖1 2000—2019年廣東省糧食播種面積、產量變化

1.2 糧食單產水平逐步修復，人均耕地面積走向平穩(wěn)

然后，近20年廣東縣域糧食單產整體趨勢呈“V”字型變化，即“下降——上升”，2019年的糧食單產水平基本與2009年持平（見圖2）。在研究期限內，單產水平最高的是2002年的5782 kg/hm2，單產水平最低的是2011年的5010 kg/hm2。糧食單產受多方面影響，如土地質量、農藥、化肥、灌溉、自然災害、機械動力等等，歸總為土地、技術和災害方面。近十幾年來，農業(yè)技術不斷提升，糧食單產總體仍與21世紀初相當，這主要是由于省內土地質量下降以及相關災害（如臺風）發(fā)生的影響。人均耕地面積=耕地面積/省內常住人口，近20年間廣東省121個縣（區(qū)）人均耕地面積的變化總體呈“緩慢下降”趨勢，下降較為明顯的是2000—2003年，由2000年的465 hm2/萬人降至2003年的395 hm2/萬人，其后的2010—2016年基本維持在335～352 hm2/萬人的區(qū)間。人均耕地面積緩慢下降，一方面是省內有效耕地面積的逐漸減少，另一方面是常住人口的持續(xù)增加，最終使得耕地面積面臨挑戰(zhàn)。

圖2 2000—2019年廣東省121個縣（區(qū)）糧食單產年均值、人均耕地面積年均值

1.3 縣域糧食生產波動趨向穩(wěn)定

再后，糧食生產的波動情況總體從起伏轉向穩(wěn)定。一般采用糧食生產波動系數來衡量區(qū)域糧食生產的健康與穩(wěn)定水平，在數值上等于研究期內區(qū)域糧食產量的標準差與均值的比值。糧食生產波動系數越小，觀察年份區(qū)間的糧食生產越穩(wěn)定。圖3匯報計算的結果，可見近20年間廣東省121個縣（區(qū)）糧食生產波動系數的變化總體呈“波動下降”趨勢。下降較為明顯的是2012—2015年，由2012年的13.66%降至2015年的5.75%。2000—2019年間，廣東糧食波動低系數區(qū)域整體呈擴張態(tài)勢，中等系數和高系數區(qū)域呈縮減態(tài)勢。

圖3 2000—2019年廣東省121個縣（區(qū)）糧食生產波動系數年均值

從近20年趨勢全省各縣糧食波動系數的變化情況來看，越來越多縣域的糧食生產趨于穩(wěn)定：原來的粵北、粵西及珠三角地區(qū)糧食生產波動較大，在全省產業(yè)布局逐漸明晰的條件下，一些縣域的糧食生產逐漸變?yōu)榉€(wěn)定，尤其是產糧大縣。當前糧食生產波動較大的縣域主要分布在珠三角中心區(qū)域。

1.4 縣域糧食生呈現(xiàn)產空間集聚情形

最后，廣東縣域糧食生產具有明顯的空間相關性。采用Global Moran′s I進行分析，分析《廣東農村統(tǒng)計年鑒》《中國縣域統(tǒng)計年鑒》、該縣的《統(tǒng)計年鑒》及《國民經濟和社會統(tǒng)計公報》等數據，為縣域糧食產量(Total yield,Yt)、勞均糧食產量(Average yield,Ya)提供是否存在空間效應的初步檢驗。由于廣東省內糧食的轉運主要通過公路運輸實現(xiàn)，地勢地形會對縣域之間的公路里程產生影響，因此，本研究選用地理權重矩陣，以縣政府為中心，以兩兩縣域之間的行車距離取倒數為權重，設定矩陣。以廣東省2005、2010、2015年3個時間節(jié)點的縣級行政區(qū)域為研究對象，重點識別樣本間的空間相關關系。

表1呈現(xiàn)了2005、2010、2015年3個節(jié)點年份內的Yt和Ya的莫蘭指數。通過這些具體的數值，可以總結以下結論。

表1 2005、2010、2015年廣東省縣域糧食產量(Yt)及勞均糧食產量(Ya)的莫蘭指數

（1）在所有時間節(jié)點，廣東省縣域糧食生產水平存在顯著的空間自相關。換句話說，無論在總產量或勞動生產率的維度，糧食產能的空間效應是存在的。

（2）上述這種空間自相關作用在逐步增強。Yt莫蘭指數從2005年的0.302上升至2015年的0.332；Ya莫蘭指數從2005年的0.102上升至2015年的0.119。

上述廣東省糧食產量空間自相關性分析表明，廣東省糧食產量空間分布不是隨機的，而是呈現(xiàn)顯著的空間集聚性，空間集聚性逐漸增強。

2 樣本縣糧食生產水平影響因素的空間擾動分析

空間的相關性的存在會扭曲生產要素對糧食產出影響的表達，也就是對OLS計量結果產生內生性偏誤[17-18]，為了避免這一計量偏誤，本部分引入帶有空間關系的計量回歸，對非空間相關的模型系數估計作出必要的修正，最終對這3種要素影響糧食生產水平的空間溢出作用進行合理估算。

2.1 模型構建

本部分具體模型構建分2個階段。

第一階段主要采用OLS回歸確定正確的變量組合，為后面建立空間計量分析模型提供變量組合分析基礎。第二階段采用空間面板模型與空間溢出效應分解[19]，采取LM檢驗、Wald檢驗以及Hausman檢驗指定一個合適的空間計量模型。

本研究最終采用空間面板Durbin模型，借鑒LeSage等[20]的方法，構建公式(1)。

其中，因變量y為縣糧食總產量或勞均糧食產量，X為關于土地稟賦、農業(yè)勞動力和資本水平的因變量集。α為常數項，ln為n×1階單位矩陣，n為縣域個數，ε為誤差項。W為空間權重矩陣，Wy和WX分別考慮了因變量和自變量的空間依賴。

2.2 變量選擇

本節(jié)的實證分析采用縣級行政單位為樣本的數據，變量包含糧食生產水平、農業(yè)土地稟賦、農業(yè)勞動力水平以及農業(yè)資本化水平等在內的8個變量，考慮變量的可獲得性，采集廣東省2014—2018年121個縣級行政區(qū)域為樣本，旨在觀測近幾年的影響因素的表達及其空間溢出效應，樣本量滿足回歸的需求。

糧食生產水平。一般而言，糧食總產量(Yt)是區(qū)域糧食生產水平的最直觀反映，本研究以縣級行政區(qū)這一糧食生產責任主體為樣本，就廣東省而言，面積縣域最?。习模颖臼敲娣e最大的（英德）樣本的2%，其糧食產量也僅為面積最大樣本的1.9%，因此，可能存在“地大則糧多”的悖論，為了避免的悖論，實證計量中引入勞均糧食產量(Ya)為替代因變量，即糧食總產量(10000 t)與第一產業(yè)人員（萬人）數之比，用以反映既定勞動力規(guī)模底下的糧食生產水平，在宏觀研究中，相比糧食總產量而言，勞均糧食產量更能反映一地的勞動生產率。

農業(yè)土地稟賦。農業(yè)土地稟賦是糧食生產水平的重要影響因素，一般包含土地的數量特征和質量特征，稟賦的高低對糧食生產水平有重要作用，在宏觀研究中，具有地塊特征的土地稟賦指標會被加總數據抹除，因此，采用縣域耕地總面積(1000 hm2，Le)與非糧作物播種面積比重(%，Ld)來體現(xiàn)土地稟賦。其中，耕地總面積(Le)體現(xiàn)土地稟賦的數量特征，其也是一個地區(qū)土地糧食潛在產能多寡的體現(xiàn)。播種面積比重(Ld)即非糧作物種植面積(1000 hm2)與耕地面積(1000 hm2)之比，體現(xiàn)土地稟賦的質量特征，用水稻播種面積占農用地面積之比來表達，其一方面體現(xiàn)了該糧食產業(yè)生產的現(xiàn)狀，另一方面體現(xiàn)土地糧食作物和非糧作物的比較收益情況。

農業(yè)勞動力水平。勞動力資源稟賦對糧食生產有雙向的影響，一方面它是一個地區(qū)農業(yè)生產發(fā)展的初始動能，另一方面人力投入的比重在農業(yè)科技進步的進程中會愈發(fā)減少，因此在宏觀研究中，勞動力的投入水平不能僅以數量表達，須同時考慮勞動力的構成與產業(yè)結構結構分布。因此，分別以農業(yè)勞動力比重(Ap)、勞動力非糧化程度(Dp)體現(xiàn)縣域的農業(yè)勞動力水平。其中，農業(yè)勞動力比重(Ap)即第一產業(yè)從業(yè)人員數（萬人）與總人口（萬人）之比，體現(xiàn)了地區(qū)勞動力中農業(yè)部門的構成，農業(yè)勞動力數量占比越多，城鎮(zhèn)化越緩慢，糧食生產的動機越充足；勞動力非糧化程度(Dp)體現(xiàn)了農業(yè)部門內部的勞動力構成，以蔬、果、林、牧、漁業(yè)生產從業(yè)人員數指征。

農業(yè)資本化水平。農業(yè)的資本化進程主要體現(xiàn)在2個方面，一是通過機械替代人力，促進規(guī)模經營的過程，二是通過資本投入實現(xiàn)技術進步的過程，前者與糧食產業(yè)相得益彰，后者可能會引發(fā)農業(yè)產業(yè)內部結構調整，通過“糧轉經”的方式對糧食生產造成“擠出效應”。相對應地，以農業(yè)資本人均擁有量(Ac)、農業(yè)設施化水平(Ng)體現(xiàn)縣域的農業(yè)資本化水平。其中，農業(yè)資本人均擁有量(Ac)即農機總動力(1MW)與第一產業(yè)人數（萬人）之比，體現(xiàn)了農業(yè)勞動者通過增加固定資產投入來提升農業(yè)生產效率的做法，因此以勞均農業(yè)機械動力的占有量來指征；設施化水平(Ng)體現(xiàn)了資本在農地上的投入，以設施農地面積來指征，即建設有噴灌、滴灌、滲灌、大棚等設施的耕地面積，其表達了地區(qū)農田標準化的程度，且隱含著資本對糧食產業(yè)的“擠出作用”。

各個變量的指標構成及代碼如表2所示。

表2 指標構成、代碼及基本統(tǒng)計量

2.3 基準模型回歸結果

本部分開始討論糧食生產影響因素作用的空間關系，以廣東省2014—2018年121個縣級行政區(qū)域為樣本，這些樣本在空間上是緊密相連的。通過OLS獲得一個正確指定的變量組合，再進行空間回歸。

表3中模型（1）、模型（2）分別顯示糧食總產量(Yt)及勞均糧食產量(Ya)的OLS回歸結果，縣域的勞動力、農業(yè)資本、土地稟賦似乎對糧食生產產生了明顯的影響?？紤]到低于0.1的穩(wěn)健概率，模型中5個自變量與糧食產量具有統(tǒng)計學顯著性關系。模型R2為0.108、0.125，說明模型僅能夠解釋糧食生產影響因素中的10.8%、12.5%；方差膨脹因子VIF均值接近于1，說明變量選取合理，模型的共線性問題不大。

表3 回歸模型運行結果

綜合兩項OLS回歸的結果進行對比可以初步得出以下結論：（1）農地耕地總面積水平Le對糧食產出有正向影響。在不考慮周邊環(huán)境（如鄰縣規(guī)模較大、地塊連片且灌溉良好的流轉土地對本地糧食生產者的吸引作用）時，一個地區(qū)的可耕地數量越多，糧食的產出水平越高；（2）非糧作物種植占比Ld對糧食產出有負向影響。一個地區(qū)的土地非糧化收益水平越高，有條件的農戶將傾向于選擇“雙改單”或者“糧改經”的作物配置，該地區(qū)的糧食的產出水平將會遍地越低。此外，勞動力非糧化程度Dp對糧食總產量影響為負，而對勞均糧食產量影響為正。農業(yè)資本人均擁有量Ac對糧食總產量影響為負，而對勞均糧食產量影響為正。

2.4 縣域糧食生產影響因素的空間擾動分析

時間固定效應反映的是樣本變量隨時間推移而對穩(wěn)態(tài)水平的影響，如“大戶補貼政策”、“三項補貼合并”等事件會在年份間對總體估計有影響，且這種政策影響普遍是全省統(tǒng)一實施的，對所有樣本有共同作用，因此本研究在模型中對時間效應進行固定。表3中模型（3）和模型（4）展示了時間固定效應模型的估計結果。可以看出，針對2個因變量Yt、Ya的回歸結果顯示出了影響因素的一致性。在考慮樣本空間自相關所引致的溢出作用以后，綜合兩項回歸的結果可以得出以下分析：

耕地總面積Le對糧食總產量有顯著的正向影響，對勞均糧食總產量影響不顯著，且二者的空間效應不明顯。土地稟賦等于糧食產出水平的影響符合一般預期，空間效應不顯著則說明了農戶不會或較少因為鄰近縣域存在大量土地而發(fā)生“移鄉(xiāng)易土”的生產行為。換言之，本地土地稟賦不會對鄰縣糧食生產造成空間擾動，因此土地并非驅動主銷區(qū)糧食生產區(qū)域變遷的主要因素。

農業(yè)勞動力比重Ap對糧食總產量和勞均糧食產量都存在正向影響，且存在正的空間溢出作用。正向影響說明樣本縣的農業(yè)勞動力比重越大，對自身的糧食產業(yè)的支撐作用越明顯，這也從一個側面反映了廣東省糧食生產依然偏向于勞動密集型，農民的勞動技能單一，轉移至其他作物或其他產業(yè)的能力有限，剩余勞動力對糧食產業(yè)的激勵仍然較高。而空間溢出效應為正表明：這種支撐作用可以通過土地流轉、跨區(qū)服務、受傭、幫工等情況在一定的范圍內產生擾動作用，以至于鄰縣的農業(yè)勞動力也會對本縣的糧食生產水平產生促進作用，這說明了廣東省的農業(yè)生產區(qū)域變遷部分是由于勞動力所驅動的。

農業(yè)資本人均擁有量Ac對糧食總產量和勞均糧食產量都存在負向影響，且二者的空間效應不明顯。廣東省機械化對糧食生產具有負向影響的主要原因可能有以下幾方面：一是種植生產結構向非糧化轉變，農業(yè)機械的增加也相應主要為非糧產業(yè)服務。廣東省的農業(yè)機械主總動力構成中，用于稻麥聯(lián)合收獲的機械動力僅占總動力的3.3%，而用于林業(yè)、畜牧養(yǎng)殖和漁業(yè)的機械動力則占總動力的15%以上。即農業(yè)資本人均擁有量越大的地方，更加可能存在非糧化現(xiàn)象，因此對糧食生產有抑制作用。二是廣東省糧食生產區(qū)域集中在粵東、粵西等地區(qū)，這些地方地形多山地，糧食種植區(qū)域相對分散，機械對勞動力的替代難度較高，糧食生產依然為勞動密集型產業(yè)，導致機械化水平的提高對糧食生產沒有顯著影響；三是在邊際替代遞減規(guī)律的作用下，機械的替代勞動力的能力越來越弱，如理論分析所示，廣東省內經濟發(fā)達地區(qū)農民種糧機會成本高昂，尤其在珠三角地區(qū)，農業(yè)勞動力及其欠缺，及時有大量機械，也需要一定數量的勞動力進行操作管理，此時農業(yè)機械已經不能替代勞動力。機械化程度雖然增加（可能由于政策要求和補貼因素增加），但不能逆轉珠三角地區(qū)糧食種植持續(xù)退出的現(xiàn)象，因此呈現(xiàn)負向影響的情況。而空間效應不顯著說明廣東省農業(yè)資本中的固定資產配置不存在溢出效應，農業(yè)資本僅僅作用于本地，沒有對周邊地區(qū)進行擴張服務，也沒有外部資本進入，接近于一種空間均衡的狀態(tài)。這個結果與普遍對農業(yè)生產機械化的認知相違背，但從廣東省的農業(yè)生產結構進行理解則有較大合理之處。

農業(yè)設施化水平Ng對糧食總產量和勞均糧食產量有負向影響，且存在正的空間溢出作用。設施化水平是工商資本進入農業(yè)的一個較好的反映，廣東省農業(yè)設施化多體現(xiàn)為塑料大棚、噴灌、滴灌等方式，大部分農業(yè)設施都是服務于高產值的經濟作物種植或水產養(yǎng)殖，在農地總量穩(wěn)定的情況下，設施化水平增加會對糧食生產存在負面效應，這是非農產業(yè)對糧食產業(yè)產生擠出效應的一個基本方式。而空間溢出效應為正說明這種鄰縣的設施化投放不僅使其自身會非糧化，還會引致本地也發(fā)生非糧化，這可能是由于高效益產生了強烈的示范效應所帶動的，這恰好說明了廣東省的糧食生產區(qū)域變遷是通過資本驅動的。這與理論分析結論一致，即樣本縣的非農產業(yè)越發(fā)達，農民非農就業(yè)越多，其自身的糧食生產水平越低，這是非農產業(yè)對糧食產業(yè)產生擠出效應的一個基本認識。這種擠出效應在空間上是存在溢出的，也就是說鄰縣的二、三產業(yè)發(fā)展也會通過勞動力（相對轉移成本較低）、資金的可流動性，抑制樣本縣的糧食生產水平。

3 結論及啟示

本研究主要得出以下結論：一是廣東省縣域糧食生產的集聚程度日益加深。過去20年，廣東省的糧食生產區(qū)域變遷主要體現(xiàn)為東北部高產聚集區(qū)消失、西南部高產聚集區(qū)收緊，珠三角低產聚集區(qū)擴張。二是廣東省的糧食生產區(qū)域變遷受到勞動力轉移的驅動。廣東糧食產業(yè)的區(qū)域集聚更多體現(xiàn)為被動集聚，糧食生產依然是勞動力密集型產業(yè)，具有農業(yè)人口優(yōu)勢產糧大縣能夠通過勞動力流動來惠及周邊地區(qū)的糧食產業(yè)，而這種農業(yè)勞動力對糧食產出水平的支撐仍然是目前廣東糧食主產區(qū)得以存在的主要條件，值得注意的是，隨著城鎮(zhèn)化的發(fā)展，農業(yè)人口紅利將會快速消失，引致更多的高產縣退出，低產縣集聚，因此，通過農業(yè)勞動力保障糧食生產的路子將會越走越窄；三是廣東省的糧食生產區(qū)域變遷受到資本化所驅動。計量體現(xiàn)為資本化水平與糧食產出的負相關，從現(xiàn)實情況來看，糧食生產比較效益低下，受自然條件制約明顯，資本化達到一定水平后，存在投資的邊際效率遞減問題，實證結果支持了資本進入農業(yè)通過推拉作用使糧食產業(yè)發(fā)生轉移的假設，具有二三產業(yè)優(yōu)勢的地區(qū)，糧食生產不但會遭受到當地農業(yè)非糧化的推力而退出，也會遭受到鄰縣高效益產業(yè)的拉力而退出，使糧食產業(yè)日漸式微。

本研究的啟示如下：一是科學劃定糧食產銷縣，隨著主銷區(qū)糧食生產聚集程度日益加深，產業(yè)內分工深化發(fā)展，可以預料到，更少的糧食主產縣將會承擔更多的糧食生產任務，因此，即使在主銷區(qū)內部，也有必要對糧食“主產縣”、“主銷縣”、“產銷平衡縣”進行清晰的定位，再依據縣級行政區(qū)的性質，判定糧食生產責任在政府工作中的權重。二是審慎劃定糧食和重要農產品生產功能區(qū)，一般而言，糧食和重要農產品生產功能區(qū)的劃定以歷年的農產品產量為依據，這是一種基于靜態(tài)的、經驗的做法，沒有看到城市外延的變遷以及農村要素的流動?；诩Z食生產區(qū)域變遷的經驗，在劃定生產功能區(qū)時，應以該區(qū)域歷年糧食生產的增速而非總量為依據，并考慮當地的經濟發(fā)展規(guī)劃、土地利用規(guī)劃和農產品需求情況，務求做到多規(guī)合一，在對糧食和重要農產品配套政策時，也要因地制宜地予以扶持，針對性地對新型農業(yè)經營主體、農業(yè)基礎設施和農業(yè)生產資料進行補貼。