中国粮食生产区域特征与成因研究——市场化改革以来的实证分析，本文主要内容关键词为：实证论文,成因论文,中国论文,粮食生产论文,特征论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
学者们对本文主题的若干方面已进行过研究。例如，黄爱军(1995)较早观察到中国粮食生产区域变动格局具有“南方地区粮食增长中心逐渐西进”和“全国粮食增长中心逐渐北上”的趋势；国家计委农经司和国家统计局农调总队(1996)报告了中国粮食余缺分布及南北方粮食供需格局逆转的形势；郑有贵等(1999)根据历史资料发现20世纪80年代中期是南粮北调和北粮南运的转折点。为了解释上述演变，学者们考虑了粮食生产区域优势、农村产业结构及资源报酬率、种粮规模及规模效益、粮食生产与农业中其他各业的比较优势等诸多因素（李炳坤，1996；李仁元，1996；冀名峰，1996）。但是，已有研究至少存在如下问题：首先，考察的重点多放在粮食贸易的区域调整上，对粮食生产的区域变化未做深入细致的研究；其次，利用大区（如南、北方，东、西部）资料进行分析，忽略了大区内部各省区之间的差异，分析结果与政策建议可能产生误导；最后，对粮食生产区域特征或贸易格局变化的解释仍停留在假说层次上，没有进行严格的实证检验。
一、中国粮食生产区域特征
（一）考察的时段与样本
20世纪80年代初期，中国农民不仅从生产队集体劳动中解脱出来，采用了家庭责任制，还突破了行业或地区限制，在非农产业或异地寻找就业机会。资料显示，1983年末，中国94.2%的农户完成了农业生产责任制的转换，（注：参见《中国统计年鉴》(1984)，中国统计出版社，第131页。）该年农村劳动力在非农部门就业的人数比上年陡然增加14.1%（吴仁洪、邹正青，1989）。此后，家庭责任制得到推广，农村劳动力转移政策日见宽松，广大农民生活在逐步规范的社会主义市场经济里。为此，本文考察的时段定在1982—1998年。（注：1982年，市场化改革虽已起步但尚未全面展开，该年情况恰好可以作为参照。）
为了避免采用大区资料进行分析时可能产生的遗憾，本文特使用中国大陆的省区级资料。
（二）指标及性质
本节采用各省区粮食产量占全国粮食总产的比例作为分析指标。这是一个标准化指标。采用该指标的理由是：该指标将各省区粮食产量变化放到全国粮食产量变化的大背景下进行考察，能够直观地显示各省区粮食产量的贡献在变化趋势上的差异；该指标不仅体现了各省区与其他省区粮食生产增长速度的差别，还能排除某些因素对全国粮食生产的系统性影响。
某省区i（i＝北京，天津，河北，……，新疆）、某年j（j＝1982，1983，……，1998年）的粮食产量记为Y[,ij]，其他省区该年粮食产量记为Y[,-ij]，全国该年粮食总产为
Y[,ij]+Y[,-ij]。
该相对指标定义为：
从上式对时间t求导并整理可得：
上式可以更加简约地记为：I[,ij]=(1-I[,ij])(Y[,ij]-Y[,-ij]) (3)
上面三个式子清楚地显示了I[,ij]指数的比较意义。(1)式右边分子分母同时除以Y[,ij]可知，在任何时间剖面上，某省区粮食产量与全国其他省区粮食产量的比值上升时，该省区I[,ij]指数上升；反之则相反。由于1-I[,ij]>0，从(2)或(3)式可知，I[,ij]指数的增长速度与某省区粮食产量的增长速度同方向变化，与全国其他省区粮食产量的增长速度反方向变化；当某省区与全国其他省区的粮食产量增长速度相同时，该省区I[,ij]指数的增长速度为零，I[,ij]指数不变。
（三）各省区I[,ij]指数的变化趋势
中国各省区I[,ij]指数变化趋势的统计分析结果列在表1。表1显示，市场化改革以来，就对全国粮食总产的贡献而言，有些省区有显著的上升趋势，有些省区有显著的下降趋势，有些省区有一定的上升或下降趋势，有些省区没有明显的变化趋势。
（四）中国粮食生产区域分布的变化
各省区I[,ij]指数具有不同的变化趋势，预示着中国粮食生产区域分布将发生变化。分别以1982和1998年该指数的区域分布为对照，计算各年I[,ij]指数区域分布与它们的距离，得到两个衡量粮食生产区域分布差异程度的指标：C[,j1982]＝Σ[,i]│I[,ij]-I[,i1982]│和C[,j1998]＝Σ[,i]│I[,ij]-I[,i1998]│。这两个指标的性质是：(1)与对照年I[,ij]指数的区域分布完全相同时，差异程度为零；(2)由于I[,ij]>0且ΣI[,ij]＝1，差异程度的最大值将不超过2；（注：可以证明：当I[,ij]≥0且ΣI[,ij]＝1时，差异程度的最大值为2（在极端情况下，即当对照年I[,ij]指数为零的省区（记为M，其它省区相应地记为N。这时，Σ[,M]I[,i对照年]＝0,Σ[,N]I[,i对照年]＝1）变得均不为零，不为零的省区变得均为零（这时，Σ[,M]I[,i所在年]＝1,Σ[,N]I[,i所在年]＝0）时，差异程度＝Σ[,M+N]│I[,i所在年]－I[,i对照年]│＝Σ[,M]│I[,i所在年]－I[,i对照年]│+Σ[,N]│I[,i所在年]－I[,i对照年]│＝2）。将条件放宽到I[,ij]>0且ΣI[,ij]＝1，就得到我们需要的性质。）(3)差异程度的数值越大，I[,ij]指数区域分布的改变越大。
表2显示，无论是C[,j1982]还是C[,j1998]都具有这样的趋势：离对照时间越远，差异程度越大，即中国粮食生产区域分布越来越不相似。以时间t为自变量的线性回归结果分别是：C[,j1982]＝5.310+1.050t(R[2]＝0.994)和C[,j1998]＝22.29-1.075t(R[2]＝0.864)。上述结果说明，离参照时间每增加一年，差异程度C[,j1982]增加1.050%，差异程度C[,j1998]增加1.075%。
（五）中国粮食生产区域变化的类型
为了进一步明确中国粮食生产的时空变化特征，我们以各省区1982—1998年I[,ij]指数与时间变量相关的显著程度为标准进行分类,得到如下具有共性的特征类型:
1.稳定上升区。河北、内蒙古、黑龙江、西藏、甘肃、宁夏和新疆7省区粮食产量占全国粮食总产的比例均有显著的上升趋势。这些省区的I[,ij]指数每年增加幅度分别是0.057、0.108、0.164、0.003、0.019、0.012和0.028个百分点，分别占1982—1998年对应省区I[,ij]指数平均值的1.1%、5.2%、3.4%、2.3%、1.3%、2.8%和1.9%。将7个省区每年的I[,ij]指数加起来（定义为I[,1]），我们发
表1 中国各省区I[,ij]指数变化趋势的统计分析结果
省区
回归方程 r
α 省区
回归方程 r
α
北京 I[,i]＝0.600-0.0030t -0.23 湖南 I[,i]＝6.731+0.0603t 0.64 * *
天津 I[,i]＝0.334+0.0065t 0.71 * * 湖北 I[,i]＝5.807-0.0410t -0.63 * *
河北 I[,i]＝4.689+0.0569t 0.81 * * * 湖南 I[,i]＝6.969-0.0930t -0.93 * * *
山西 I[,i]＝2.116-0.0089t -0.27 广东 I[,i]＝5.094-0.0651t -0.80 * * *
内蒙古I[,i]＝1.103+0.1080t 0.94 * * * 广西 I[,i]＝3.229-0.0145t -0.28
辽宁 I[,i]＝3.259-0.0042t -0.05 四川 I[,i]＝10.44-0.0858t -0.89 * * *
吉林 I[,i]＝3.391+0.0707t 0.64 * * 贵州 I[,i]＝1.628+0.0253t 0.68 * *
黑龙江I[,i]＝3.375+0.1642t 0.93 * * * 云南 I[,i]＝2.416+0.0053t 0.24
上海 I[,i]＝0.632-0.0115t -0.87 * * * 西藏 I[,i]＝0.107+0.0031t 0.82 * * *
江苏 I[,i]＝8.490-0.1043t -0.85 * * * 陕西 I[,i]＝2.584-0.0191t -0.51 *
浙江 I[,i]＝4.685-0.1117t -0.96 * * * 甘肃 I[,i]＝1.322+0.0186t 0.76 * * *
安徽 I[,i]＝5.655-0.0216t -0.24 青海 I[,i]＝0.255+0.0002t 0.07
福建 I[,i]＝2.243-0.0217t -0.77 * * * 宁夏 I[,i]＝0.326+0.0115t 0.91 * * *
江西 I[,i]＝4.032-0.0406t -0.82 * * * 新疆 I[,i]＝1.208+0.0277t 0.89 * * *
山东 I[,i]＝7.311+0.0851t 0.62 * *
注：1.1982年时,t＝1；海南省与重庆市的资料已分别归并到广东省和四川省（后表同此）。2.r是相关系数，α是显著程度，* * *、* *、*表示显著水平分别为0.001、0.01、0.1。
表2 差异程度C[,j1982]与C[,j1998]的年际变化 （%）
年份 C[,j1982] C[,j1998] 年份 C[,j1982] C[,j1998] 年份 C[,j1982] C[,j1998]
198223.911988
11.4815.851994
20.24 7.23
1983
8.08 17.481989
11.5217.211995
19.63 8.52
1984
8.52 16.851990
14.7310.481996
22.28 3.81
1985
9.45 18.251991
15.9911.761997
19.96 8.13
1986 11.44 17.951992
15.41 9.861998
23.91
1987 11.99 16.021993
19.98 7.07
现：该类地区粮食产量占全国粮食总产的比例已从1982年的12.66%上升到1998年的18.71%（表3），17年时间里上升了47.8%。这是十分惊人的。其变化趋势是：I[,1]＝12.130+0.390t（R[2]＝0.963）。照此估计，该类地区粮食产量占全国粮食总产的比例每年上升0.390个百分点。
2.稳定下降区。上海、江苏、浙江、福建、江西、湖南、广东和四川8省市粮食产量占全国粮食总产的比例均有显著的下降趋势。这些省区的I[,ij]指数每年减少幅度分别是0.012、0.104、0.112、0.022、0.041、0.093、0.065和0.086个百分点，分别占1982—1998年对应省区I[,ij]指数平均值的2.3%、1.4%、3.0%、1.1%、1.1%、1.5%、1.4%和0.9%。将8个省区每年的I[,ij]指数加起来（定义为I[,2]），我们发现：该类地区粮食产量占全国粮食总产的比例已从1982年的42.72%下降到1998年的33.23%（表3），17年时间里下降了22.2%。变化趋势是：I[,2]＝42.588-0.533t(R[2]＝0.920)。照此估计，该类地区粮食产量占全国粮食总产的比例每年下降0.533个百分点。
3.一定趋势区。（注：为什么不将“一定趋势区”的两个子类型分别归并到“稳定上升区”和“稳定下降区”？主要是因为：(1)照本文分类，各类型的省区数目大致相当；(2)在“稳定上升区”和“稳定下降区”，无论是整个类型还是其中单个省区，I[,ij]指数都有显著的趋势，但在“一定趋势区”的两个子类型里，I[,ij]指数之和才有显著的趋势，单个省区的I[,ij]指数只有一定的趋势。）就占全国粮食总产的比例来看，天津、吉林、山东、河南和贵州5省市均有一定的上升趋势，5省市I[,ij]指数之和（定义为I[,31]）与时间t的相关系数为0.85；湖北和陕西两省均有一定的下降趋势，两省I[,ij]指数之和（定义为I[,32]）与时间t的相关系数为-0.76。
表3 各类型地区1982-1998年粮食产量占全国粮食总产的比例 （单位%）
年份 I[,1] I[,2] I[,31]I[,32] I[,4] 年份 I[,1] I[,2] I[,31]I[,32] I[,4]
1982 12.7 42.7
18.0 8.318.4 1991 16.0 37.922.8 7.6
15.8
1983 13.4 40.8
20.4 7.617.8 1992 16.3 37.121.5 7.8
17.3
1984 13.4 40.5
20.8 8.117.3 1993 16.7 34.523.2 7.8
18.0
1985 13.8 40.6
20.6 8.416.7 1994 17.5 35.123.2 7.6
16.6
1986 14.2 40.0
20.5 8.417.1 1995 17.1 35.223.3 7.2
17.1
1987 13.7 39.3
21.9 8.217.0 1996 18.5 34.023.2 7.3
16.9
1988 14.8 39.1
20.8 8.217.2 1997 18.6 35.521.8 7.4
16.6
1989 14.4 39.7
20.7 8.416.8 1998 18.7 33.223.6 7.4
17.1
1990 16.1 37.2
21.6 8.017.3
4.不变区。北京、山西、辽宁、安徽、广西、云南和青海7省（市）区粮食产量占全国粮食总产的比例的时间变化趋势均不明显。
（六）简短评论
上述结果与已见论文中有关粮食增长中心由南向北转移的描述（如郑有贵等，1999，黄爱军，1995）存在诸多差别。例如，“北方”的北京、山西、辽宁和青海以及“南方”的安徽、广西和云南，I[,ij]指数并没有明显的趋势；“北方”的陕西，I[,ij]指数有一定的下降趋势，“南方”的西藏，I[,ij]指数有显著的上升趋势，贵州的I[,ij]指数也有一定的上升趋势。以省区级样本代替大区样本进行分析，优点是能够将各省区粮食生产变化趋势上的差异很好的揭示出来。
二、中国粮食生产区域特征成因分析
中国粮食生产区域特征的成因是什么？已有文献提供了几种假说（郑有贵等，1999；李炳坤，1996；黄爱军，1995）。遗憾的是，那些假说既不具有结构性，又未经严格的计量检验。本节先建立一个基于农户行为的简单分析框架，再提炼出两个具有结构性的假说，最后利用可得的资料进行检验。
（一）简单分析框架
从微观看，农民是经济理性的。当非农产业就业受到制度的阻碍或非农产业尚未发展起来时，农民只能在农业就业，农民与土地的关系是紧密的；在社会身份虽被固定（如户籍制度），但生产要素能够跨地区跨行业流动的情况下，农民与土地的关系是松散的。农民最终在哪个行业就业，由扣除迁移成本后的报酬率决定。从宏观来看，首先，中国土地广袤，地理、气候条件具有多样性，人均耕地资源差别很大。如果农业劳动力只在省区内从事农业生产，这种多样性和差别必然会使农业技术和农民行为选择从而土地产出增长率具有地区差异。其次，中国非农产业发达程度具有很大的地区差异，劳动力市场不完全，非农产业工资率存在地区差别。这种地区差别将通过农民行为选择影响到土地产出增长率。从历史来看，改革开放前相当长时间里，在农产品统购统销制度、人民公社制度和户籍制度构成的“三套马车”的束缚下，农业生产烙上了传统计划经济的印记。市场化改革使农民就业多元化，原有的农业生产区域特征逐渐消失，新的农业生产区域特征显露出来。
（二）假说与可得的资料（注：由于使用的是省区级样本，系统的、完整的资料更不齐备。文中三项资料是能够找到的最符合统计要求的数据。庆幸的是，人均耕地面积和“劳动者报酬”占“基本收入”的比例所代表的两个方面具有很好的结构性。）
在中国，粮食生产是农业的大头。据此，我们从上述简单分析框架中提炼出：
假说1.非农产业就业拉力越大，粮食产量增长越慢；反之则相反。该假说与发展经济学文献特别是M.P.Todaro（1969）和J.R.Harris and M.P.Todaro（1970）的经典理论在思想上是一致的。该假说起作用的机制是：非农产业就业拉力大（小）的省区，农户在粮食生产上缺乏（有）投资积极性，粮食产量增长速度比较缓慢（快）。
假说2.人均耕地资源越丰富，粮食产量增长越快；反之则相反。该假说起使用的机制是：农村人均耕地资源丰富（短缺）的省区，劳动与资本投在粮食生产上的报酬率比较高（低），农民在粮食生产上有（缺乏）投资积极性，粮食产量以比较快（慢）的速度增长。
人均耕地资源代表将劳动和资本吸引在粮食生产上的力量，非农产业就业拉力代表将劳动和资本脱离开粮食生产的力量，（注：农业生产其他方面对劳动和资本的吸引力，因系统资料难以获得，本文暂时未作考虑。）因此上述假说具有结构性。受生产技术、地理与气候等客观因素的影响，任何地区都有特定的产量上限。（注：一个地区农业产量的上限，不仅受太阳辐射总量以及生产技术条件的影响，还受温度、雨量的总量和季节分布以及土壤条件的制约。农业区划特别是农业气候区划对此有专门的考察。）若各地区的产量上限没有差别，单位面积产量越低的地区，产出增长速度将越快；反之则相反。我们将它作为对照性假说引入计量模型。
可惜的是，首先，很难找到能够客观描述非农产业对农村劳动力和资本吸引力的系统动态数据，本文暂且以农村“劳动者报酬”占“基本收入”的比例来代替。（注：据《中国统计年鉴》分解，“基本收入”中的“劳动者报酬”指农民家庭得到的“集体组织劳动报酬”、“企业劳动报酬”和“其他单位劳动报酬”，都是非农收入。“基本收入”中的另一部分是“家庭经营收入”。“基本收入”占总纯收入的比例和“农业收入”占“家庭经营收入”的比例均比较大。因此，文中的替代具有合理性。但是，1993年之前的《中国统计年鉴》没有对应栏目，本节只能使用1993—1998年的数据（其他两个变量亦然）。资料表明，非农产业对劳动力和资本的吸引力有明显的地区差异，该比例最高值与最低值的倍数分别是：14.2（1993年）、12.0（1994年）、11.3（1995年）、14.9（1996年）14.5（1997年）和13.7（1998年）。其次，对不同地区人均耕地资源进行客观比较难之又难，本文暂且以人均耕地面积L进行粗略评价。资料显示，中国农村人均耕地资源有相当大的地区差异，北京、浙江与福建三省市农村人均耕地面积不足1亩，（注：若不将海南省的资料归并到广东省，广东省农村人均耕地面积也不到1亩。）内蒙古和黑龙江两省区农村人均耕地面积超过7亩，约半数省区（共14个省区，占48.3%）农村人均耕地面积在1—2亩之间。值得注意的是，各省区人均耕地面积年际变异不大，（注：通过标准差的比较，林毅夫(2000,P.246—247)观察到，在粮食、棉花和油料三类用地中，中国粮食面积的省际分布最为稳定。稍感遗憾的是，他没有用变异系数做进一步说明。）只有天津、内蒙古、福建、云南、西藏和甘肃六省区的变异系数超过10%，变异系数小于或等于10%的省区达23个，即79.3%。另外，由于尚未找到各省区历年粮食单产资料，本文暂且以谷类作物单产P代替。它也具有明显的地区差异，极端情况是甘肃不及吉林的一半(44%)。
（三）中国粮食生产区域特征综合指数
表1中回归方程的斜率dI[,i]/dt包含着重要的信息，它表示各省区粮食产量占全国粮食总产的比例在时间上改变的方向和程度。我们将其放大100倍作为中国粮食生产区域特征综合指数A[,1]，其含义是：从趋势上看，某省区I[,ij]指数本身每年改变了百分之几。
其他方面不变时，dI[,i]/dt与I[,ij]指数同方向同比例变化。（注：设I[,i]＝a+bt。以c(c＞1)同乘式子两边，可得cI[,i]＝ca+cbt。很显然，d(cI[,i])/dt＝cb是dI[,i]/dt＝b的c倍。）为了消除I[,ij]指数大小的影响，我们以dI[,i]/dt除以对应省区1982—1998年I[,ij]指数的平均值并将其放大1000倍，作为中国粮食生产区域特征综合指数A[,2]，其含义是：从趋势上看，某省区I[,ij]指数相对于平均值来说每年改变了千分之几。
（四）计量检验结果
计量检验中，假定各变量与综合指数的关系均是线性的。我们考虑了所有可能的组合。
表4显示，对于综合指数A[,1]，人均耕地资源在任何组合中都有显著的影响；“劳动者报酬”占“基本收入”的比例在一元回归分析中有显著的影响，与单产组合时有比较显著的影响；单产在任何组合中影响均不显著。
注：1.北京、天津和上海三个直辖市的数据在散点图上呈奇异分布，故未纳入统计分析（表5同此）。2.括号上方的数据是回归系数的估计值，括号内部的数据是对应的t-检验值（表5同此）。3.* * *、* *、*表示显著水平（双侧）分别为0.01、0.05、0.1（表5同此）。
表5显示，对于综合指数A[,2]，人均耕地资源在任何组合中均有显著的影响；“劳动者报酬”占“基本收入”的比例在一元回归分析以及与单产组合时有显著的影响，与非农就业拉力组合以及考虑三个因素的作用时有比较显著的影响；单产只在一元回归分析以及与人均耕地资源组合时才有一定的影响。
从表4和表5还能发现：在不少情况下，常数项对综合指数有相当程度的影响；显著程度虽有不同，结果却有很大的相似性；几乎在所有情况下，变量或变量组合与综合指数A[,2]的关系，比与综合指数A[,1]的关系更密切（所考虑的变量只能解释综合指数A[,1]3/5弱的变化，但能解释综合指数A[,2]3/4左右的变化）；以调整后的R[,2]为标准，综合指数A[,1]的最佳的解释关系是：A[,1]=-2.339+2.112L-15.388F，综合指数A[,2]的最佳的解释关系是：A[,2]=0.761+5.987L-62.349F。
综合上面的结果，我们认为人均耕地资源与非农产业就业拉力是中国粮食生产区域特征的重要影响因素。
三、结论性评述及其他
在市场经济条件下，理性的农民选择在农业还是非农产业就业，耕地用于粮食生产还是种植其他作物，在粮食生产上投人多少劳动和资本，都受所在区域的特有的经济环境的影响。我们的计量结果说明，从全国来看，农民在就业方式的选择上并没有先验的、固有的偏好；当拥有足够丰富的耕地资源时，农民仍然乐意从事粮食生产；当人均耕地资源短缺而非农产业吸引力较大时，农民在粮食生产上的投资将是缓慢增长甚至可能绝对减少的。（注：统计分析表明，非农产业就业拉力与单产有比较高的正相关关系（相关系数是0.494）。这可能是由于：非农产业发达的地区，单位面积上粮食生产的投入并没有显著地减少，只是增长速度相对而言变得缓慢了。这与我们的结论并不矛盾。另外，人均耕地资源与单产有微弱的负相关关系（相关系数是－0.259）。这似乎意味着，人均耕地资源丰富的省区，单位面积上粮食生产的投入仍然相对较小，尽管增长速度相对较快。）例如，黑龙江是人均耕地资源最丰富、非农直辖市外，浙江是人均耕地资源最短缺、非农产业最发达的省区之一，该省的粮食生产无论是标准化指数还是绝对量都有显著的下降趋势（在全国所有省区，粮食产量具有显著下降趋势是一种非常特别的情况）。尤其值得注意的是，人均耕地资源与非农产业就业拉力具有比较显著的负相关关系（相关系数为-0.459）。鉴于人均耕地资源具有相当的稳定性，非农产业的发展似乎是人均耕地资源不足诱导出来的，或者说非农产业的发达程度在某种意义上反应了人均耕地资源的短缺程度。
最近20年里，在粮食生产和流通上，政府干预的方式和程度有了很大的改变，市场化是主要趋势，但市场化过程中并非没有反复和暂时的后退（Rozelle,2000；国务院研究室课题组，1996；等）。例如，迫于严重的通货膨胀的压力，政府在80年代末期和90年代中期对粮食生产特别是粮食流通领域进行了比较严厉的干预，后者还引发了“米袋子省长负责制”。乡镇企业是吸纳农村劳动力的主要渠道，但乡镇企业的发展在时间上并不一致。在供给短缺情况下快速发展起来的、以劳动密集为特征的乡镇企业，随着市场渐趋饱和、竞争渐趋激烈，发展方式改变了（资金和技术越来越密集等），发展速度变慢了，吸纳农村劳动力的能力降低了。粮食政策调整和乡镇企业发展趋势对粮食生产显然会产生重大影响。但是，本文的实证分析说明，市场化过程中粮食政策的（短期）调整和乡镇企业发展趋势的改变，并没有改变中国粮食生产区域特征。其原因在于：我们使用的I[,ij]指数具有比较意义，某些因素如果对全国粮食生产具有系统性影响，这种系统性影响在该指标系统中将被抵消掉；具有稳定的地区差异的影响因素，才可能是本文意义下的粮食生产区域特征的成因。粮食政策调整和乡镇企业发展对全国各省区粮食生产正是在相同方向上起作用的。
本文的政策含义是：中国粮食生产区域特征具有持久性，它对区域粮食政策和省区际粮食贸易将产生深远影响。中国粮食生产区域特征具有持久性的理由是：虽然新辟耕地、退耕还林、退耕还草、耕地非农占用、农业人口增长速度等存在省区差异，但对人均耕地资源地区分布的影响是比较缓慢的；非农产业的发展不仅受人均耕地资源的制约，还受当地历史、文化传统以及所在区位的经济条件的影响，这些因素的改变相当缓慢；中央政府通常只能使局部地区（如经济特区）非农产业的面貌发生迅速变化，要使省区范围的非农产业迅速发生改变，需要在短期内投入或抽走巨额资本，或在区域政策上给予剧烈倾斜，这是不常见的。生产是贸易的基础，具有持久性的粮食生产区域特征对省区际粮食贸易的影响当然是深远的。20世纪80年代中期中国粮食南北调运格局的改变以及到目前为止的发展，已经说明了这一点——已有的调整，只是影响的开始，远非影响的结束。另外，政府若要干预粮食生产，对各省区实行大致相同的粮食政策显然是不明智的。在政策反应比较敏感的省区采取合适的粮食政策，才能提高政府干预的效率。不过这种政策将在一定程度上干扰中国粮食生产区域特征的正常发展。
当然，本文的研究仍然是初步的。指出如下不足之处，于进一步探索不无助益：(1)本研究没有考虑粮食生产结构的改变，结构改变的意义应当不在产量的改变的意义之下；(2)本文使用省区级样本资料，虽然克服了使用“大区”资料的某些弊端，但省区内的差异仍被忽略了；（注：在较小范围内，本文研究结论是否有效？尚需研究。不过，笔者（伍山林，2000）的实证分析表明，中西部地区粮食生产区域特征及成因与全国的情况非常一致；黄爱军(1995)对江苏省粮食生产区域特征及影响因素的看法，也与本文结论相当一致。）(3)本文的解释变量使用的是1993—1998年的资料，更长时间的资料将增加证据的力度；(4)本文所考虑的因素，最多只能解释综合指数A[,2]省区变化的3/4，寻找其他解释变量仍然是必要的。