家庭粮食生产的土地整改和生产力.doc

中国家庭粮食生产的土地整改和生产力摘要：生产函数法在农业综合开发计划中被用来评价227家中国农户土地合并计划的有效性。虽然程序没有减少耕地零碎化的局面，但它改善了土地质量并为推动产业结构调整提供了可能性。它直接提高了家庭作物的产量,占作物产量的1.52%,并且总体性价比高。自给自足的粮食目标限制总体农作物产量大概相当于产量的15%。随着政府资助的基础设施的改善,进一步调整家庭作物生产结构是必要的，例如农业综合开发计划。关键词：土地整改; 农业综合开发计划;家庭粮食生产;中国1、 介绍开始于 20世纪70年代末的中国农业体制改革,以及中国加入世界贸易组织(WTO) 这两个重要事件,将持续对中国农业的发展产生重大的影响。20世纪70年代末和80年代初农业改革的核心是采用家庭农场经营或所谓的家庭承包责任制来取代来效率较低的集体经济。改革采用一个新的土地所有权体制,在大多数情况下根据家庭面积大小或劳动力供给情况来平均分配。在初期，家庭承包责任制很大的提高了农业生产效率 (林,1992年)。然而, 正如许多研究文献记载，它也导致了许多问题。首先,由于它需要极高的劳动力（中国农业的一个基本特征）并且对科可操作的土地基本没有作用(Davis, 王& 陈, 2001; 牛&陈, 1991)。此外, 在家庭承包责任制分配过程中，考虑到土地质量(如土壤条件和灌溉)和农场小块坡地的距离，家庭的小块土地将变得更小。 (刘,卡特和姚,1996)。其次是家庭承包责任制缺乏对土地的长期投资。1978前年这段时期以改善农业基础设施(灌溉,农田道路系统、小块土地的范围和大小)的政策对中国农业的发展是很重要的(经合组织,1999)。然而，在解散集体经济后不久，由于在家庭承包责任制下土地使用权的不安全因素、相对较低的农业回报和宏观上缺乏适当的机制来为农业投资分配资金，使得不能对土地长期投资。这导致了保持和更新在原集体时期建立的农业基础设施这一问题,更不用说建立一些新的(李,1995)。为了解决这些问题,中国政府随后扩展土地所有权到30年,改革了上世纪80年代末到90年代初农产品的市场机制。与此同时,三个主要的政策,即鼓励农户转让土地使用权,提高农业的基础设施,调整农业生产结构这三个政策陆续展开。1988年，农业综合开发计划作为一个核心措施推出了,其中包括所有这三个政策的要点。计划的要点在第二部分给出。我国农业入世的影响可能太早而无法采取措施措施。然而,我国农业面临的两大挑战出现了。第一,中国农业政策及其制定而言,正如许多批评家(柯比,叼,和抟、2001年)观察到的，现在应重塑其政策从而更适合于新环境,以确保一致性与WTO规则和原则。其次,中国农业将按比较优势的原则来调整产品结构,以便在国际贸易发挥优势。大多数中国农户仍从事半物质的粮食生产，结构很相似，通常是谷物,蔬菜,和其它经济作物与粮食作物的组合, 谷物通常占主导地位。在谷物领域，中国加入世界贸易组织的一个调整可能会降低自给自足谷物粮食的生产水平,因为中国在这方面没有相对优势(陈,2000;USDA,2000)。,在最近几年里这可能是幸运的,中国农业与国际市场更紧密的结合使调整农业生产结构成为可能。例如,粮食播种面积的百分比占总耕地面积也从1978年的80% 降到2001的68%。调整农业生产结构的压力和机会表明了国家委员会受到了来自国际市场的压力。在中国加入世贸组织前，CAD计划被中国政府作为一个重要的政策措施采用,以便从各种渠道促进农业发展、增加农业的投资,推动经济结构转型等。在中国加入世界贸易组织后,该计划已经取得了重大的意义，这对我国农业扶持政策的具体对策很重要。自从上世纪90年代末以来,中国国内主要农产品的价格已经超过了世界市场价格。正如中国已承诺其农业将超过入世总产量的8.5%,实际上，其贸组织协议没有太大的空间给中国政府利用常用的农业支持政策来刺激农业发展也或者保护农民。本文基于对中国两个地区的调查所收集的数据，采用一种基于生产函数法来观察并测量的影响以及经济效益的CAD计划对中国农业的影响。研究发现,在两处的调查中,这项计划已积极的影响总体作物的生产力并占作物产量的1.52%。这个计划节省成本,赢得了大约6-12%投资回报。增加作物产量与改善土地质量和改变种植业结构有关,但没有改变耕地零碎化的局面。家庭只经营着一小部分，而且也根本无法证明增加盈利。自给自足的粮食目标限制总体农作物的产量大概相当于产量的15%，尽管CAD计划已推出来调整粮食生产结构。本文组织如下，第2部分提供了一些农业综合开发计划简短的信息。第3部分,回顾了土地合并的文献,对其决定家庭生产影响因素，第4部分详细的论述了结果，第5、6部分对计划影响以及节约成本的评价，第7节总结。2.中国的农业综合开发项目 1988年建立的农业综合开发计划是一个土地发展计划,旨在增加农户、集体,国家的投资来改善农业基础设施的转变,尤其是将低质量的土地转换成高质量的土地。计划的范围包括(土地复垦和合并,建设技术延伸灌溉网络)和投资多元化的经济发展。后者还包括政府关心的扶贫和改善生态环境问题。从1988年至1998年, 农业综合开发计划花费了大约741亿元,占那时政府农业投资总数的10%。国家农业投资的过程中,主要投资(超过60%)是在土地合并,并使其份额在农业综合开发计划投资中稳步增长。该计划是农业综合开发计划局在政府的水平上建立的管理项目。实际上, 农业综合开发计划局负责农业综合开发实施计划的制定和最初选择、应用、实施和司法部门基于早些年的土地信息和自然资源调查的评价。农业综合开发计划局负责高层次的计划实施的财政选择和监控。从政府水平出发，该计划根据生产潜能、节约、农民参与意愿和其它的一些标准，如早期基于当地土地和自然资源信息的收入分配。在选择过程中有农业综合开发计划局根据选择的标准首先列出了优先地区，农业综合开发计划局在不同地区专家的帮助下邀请镇村参与该提议。当地项目管理组负责详细项目管理：项目基本覆盖了一些特殊地区。居民愿不愿参与还是个问题,因为在中国农村土地依旧属于集体(村)和参与项目一般均被认为是被要求的。政府资金刺激占项目成本的一部分(通常为半)以及分享资金成本,家庭也不得不提供劳动力投入项目。随着农业综合开发计划在WTO的政策中是一个绿盒子措施,中国政府很可能会把它作为将来政府扶持农业的一个主要手段。不同的报道还表明在当前的5年(20012005)计划期间预计会推出更多的投资(新华社报道,2001年5月报告)。农业综合开发计划包含了许多地区的农业投资。然而,在这篇文章中我们关注的土地整改的措施包括主要灌溉建设项目。土地整理广义上定义为提高土地质量的措施,包括(a)扩大灌溉面积、改善坡地、灌溉和排水条件; (b) 改善坡地面貌,包括坡地的大小、形状和布局,通过合并较小的以及不规则的坡地到更大的固定的大小和形状;(c)改善农业道路系统以为工人和机器提供更方便的措施进入坡地;(d)降低农民土地的碎片将其整理成许多小块分散在不同的地区。坡地采用先进的农业综合开发计划以后,意味着土地的改进和巩固措施。因为中国农村人口将继续增长,而总耕地面积将减少,当然，从长远来看，典型的小农场经营规模将仍然是中国农业的一个重要特征。农业综合开发计划不太可能显著的改变这些情况。但通过这些土地的整理措施、土地生产力农户生产率可能会得到改善。3.土地整改:一个简短的文献回顾土地整改是一个世界性的现象。一项研究表明,土地整改可以提高土地生产力 ,如果它提高技术进步和增加规模经济，它也可能提高生产率。其他的研究人员发现,土地整改也可以提高劳动生产率(邦纳,1987)。有效的土地整改主要有三个来源。首先提高土地生产力和减少资本劳动来提高土地质量、灌溉和机械的准入，从而增加劳动生产率。其次,土地零碎化导致花费时间长、土地流失、增加劳动力交通成本和限制人类、机械以及灌溉渠道的问题, 以及害虫防治和土地监督的操作困难（西蒙斯,1987)。通过整改减少土地零碎化将使这些问题将有所改变。最后, 一般情况下，土地整改通过改善土地质量来调整作物结构。反过来,这可能会增加一个国家的比较优势,并可能创造更多的就业岗位。然而，这些潜在的好处是否会实现, 由项目目标和相关文件以及国家经济发展水平决定。本特利(1987)认为当土地碎片在农业人口急剧下滑地区阻碍大规模的使用机器时，土地整改在许多工业化国是必要的,然而这不只是出现在高人口密度的发展中国家。在南亚国家其他的研究,例如,赫斯顿和卡玛(1983)表明,由于破碎导致生产率的损失是适度的。在非洲,布莱锐儿 (1992)发现土地零碎化对农业生产力可能是有益的。在长期有效性的土地整改项目中,西蒙斯(1987)发现的政府计划趋于降低成本, 但是，从长远来看，如果土地零碎化得不到改变，他们也将不会得到持续的效应。土地整改是否会提高劳动生产率依赖于项目和经济环境是否支持替代劳动资本的过程。目前在中国,由于贫困地区剩余劳动力和失业人员,这就使得其不会具有巨大的意义。关于土地整改项目的主要担忧是在发展中国家政府的倡导一直是合理的,也就是说,提高作物生产投资的效率以及资金投入的相对回报。独立的、完全的评估通常很少。在中国，评估问题主要是被综合农业开发局、财政部门等一些现有的评定工程直接负责，所以没有实施独立的评估。第二,一种标准测量农业综合开发计划的影响是比较在一个农业综合开发计划地区项目前和项目后的相关指标，另一情况是,比较那些实施农业综合开发计划的家庭和那些没有实施农业综合开发计的家庭。仅只是直接比较某些指标,在不考虑其他可能的干预影响因素的条件下,如收入水平或自然因素,并不能充分证明的农业综合开发计划的影响。最后,在中国,数据短缺已成为一个特别突出的问题。唯一的数据是从各级农业综合开发计划的项目管理的相关报道得到的,这些数据也很窄,并且有极限性。此外,家庭数据通常是不可用。简而言之,独立的和严谨的农业综合开发计划实施分析、评价方法还很缺乏,因此,本文是试图去填补这一市场空缺。4采样和数据检查农业综合开发计划对粮食生产的影响,调查有关家庭和他们的生产的数据,随着历史数据,在选定的地方进行了收集整理。1996年，在两个试验点一共调查227户。这些地点是在咨询北京政府官员后而选择的。这些地方都在华北平原河北省昌黎县（北方干旱地区）和在长江上游湖北省中香县 (在中国南方水田地区)。这两个位置被选出来代表它们所属两大种植地区。它们在某种意义上代表它们所在地区的平均家庭收入和土地大小。约有一半(111)的调查家庭涉及农业综合开发计划来自这两个地区,其余的则不是。但应该注意的是, 农业综合开发计划并没有在所有村庄调查,我们采取抽样调查,故意选择那些没有经历了农业综合开发计划的家庭。不可能在一个村庄选择与农业综合开发计划无关的家庭参与, 根据他们村是否实施农业合作开发计划，所有的家庭或多或少的参与了自己村庄的。因此,在每个地点,我们选择两个在生产和社会条件（粮食人均收入、土壤和耕作模式）尽可能相似的村庄。这使我们最大限度地控制不同地点的差异。在每一个被选的村庄,所有的家庭都被分为三个收入群 (高、中、低),并在三个收入群中随机选取同样数量的家庭。在两个地区农业综合开发计划的侧重点不同。在昌黎、重点主要集中于提高内场耕作条件如灌溉、排水、用地布局、机械的可入性。在中香,这一阶段的重点是在灌溉主要设施的建设上。在两个地区，农业生产被个体家庭经营着而没有集体参与。详细描述的两个地区,请看刘、吴(1998)。表1报道了两个地区基本的生产和收入情况。两者在经济发展水平和一定的农业生产条件指标上有一些相似之处。为了方便对比，提供了全国平均水平。图表2报道了两个地区实施以及没有实施农业综合开发计划的家庭土地条件，它指明历六个指标的差异(平均坡地大小、土地人均收入,灌溉田地的比例,比例的直接灌溉田地,百分比的土地排水和比例的土地,机器的准入),但在土地破碎指数上没有明显差异。发现实施农业综合开发计划的农户只是在两个指标显著变好了,即直接灌溉和直接的排水系统土地的比例。土地零碎化是可以改变的，要么是运用几个简单的替代测量方法测量个人持有的大小和数目，受空间条件限制的散布的平均土地的大小，或者用一些更复杂的，不同但本质上相似的，例如辛普森指数、K指数和Parcellisation指数。在本文中,我们利用平均土地的大小和辛普森指数来衡量耕地零碎化。辛普森指数可以这样表述：ai是每块土地的面积，S是0到1之间的一个指数。S的值越大就表示耕地零碎化更严重。如果每个家庭只有一块土地，那么S的值将会是零。该公式包含三个性质:土地量增加的系数、当土地量趋向相似它就会变大，当土地量增加它就会减小。每亩的作物产量和基本输入量的种植面积都在图表3中表示出来了。虽然农业综合开发计划的家庭在这两个地点始终有较高的输出/亩的播种区域, 但没有这样的一致性方面的投入。每个家庭在两个地点似乎已经有了非常不同的输入用途。在昌黎，农业综合开发利用的家庭要比那些没有实施农业综合开发利用的家庭输入的劳动力要高，相反，化肥和无化肥的输入都相对比较低。在中香，实施农业综合开发计划的家庭劳动力的输入都差不多，但是没有实施农业综合开发计划的家庭输入的肥料都比较高。在两个地方，实施农业综合开发计划的家庭仅有较低比例的土地致力于粮食生产。在图标3中可以看到更有趣的是，这两个地点，实施农业综合开发计划的家庭在作物生产劳动投入与每亩耕地面积在测量方面的劳动投入,是不同于那些没有实施农业综合开发计划的家庭。在昌黎，实施农业综合开发计划的家庭劳动力使用比没有实施农业综合开发计划的家庭高出大约50%，然而在中香却是实施了农业综合开发计划的家庭比没有实施农业综合开发计划的家庭略少3%。这种差异与在这两个地方不同的使用农业综合开发计划和种植业结构随后的变化有着关系。在昌黎，土地整改是遵循井、地下通道的建设,这促成种植高附加值的蔬菜需要精致的供水和比谷类作物轮作更高的劳动投入。作为一个结果，实施农业综合开发计划的家庭的粮食播种地区面积占总耕地的面积从1994年得的75%减少到1995年得50%，在实施农业综合开发计划后的一年。在中香，实施农业综合开发计划主要是强调树干灌溉建设。这样的建设为灌溉系统的提高提供了可靠性，也为作物种植的增加可能性提供了一个可靠的高水供应。然而，观察后发现种植结构只有极少的显著变化。正如许多其它的因素,例如市场情形可能同时影响农业劳动力的用途和生产结构调整,我们不能认为农业综合开发计划是唯一区别这两组的家庭的原因。5.生产函数法和评估在家庭内部有相当多的变异程度和组成的生产投入。为了区分各种因素对家庭作物生产的影响,我们用一种生产函数的方法。这个生产函数法可以表示为：Yj是家庭作物种植的产量，Xij是用于家庭的表示输入量的向量，b是一种矢量格式的未知参数。从中国数据报告系统报告的二次时间序列或合并的时间序列和横截面数据, 已被使用在大多数先前对中国农业生产函数的研究。原因之一是在中国做调查有一定困难。然而,这种方法经常是有缺陷的,作为次要的数据,这些数据使用也是非常的不可靠、不准确。例如劳动力的变化，通常是使用所谓的从事劳动力的总人数来代替的。这一指标的误传主要是由于每天从事农业的劳动人口的多样性（由于普遍的业余劳动力）和不同地区的劳动力。另一方面，调查数据也是会有抽样调查错误和控制外因的困难，例如地理变量。更有可能的是，在两个地方的家庭可能会有由于在自然和社会条件的不同而产生不同的生产函数，当然，综合农业开发计划也可能被期望在某种程度上在一个特殊的区域改变生产方法。因此，很明显，方位和农业综合开发计划的影响都需要考虑到。因变量,作物产量(Y),是测量1995年的价格的。这个解释变量是在三方面表示。第一方面是包括所有用于作物生产的输入量，如土地、劳动力和资本。肥料通常是作为来自其他输入来独立处理的。如：比减少输入量还危险的减少的杀虫剂；资金可进一步分为肥料和无肥料输入；土地进一步可分为耕地面积和多种植率。bphysical的输入可以如下表示：1. 合模面面积2. 用于收割区域的每天的劳动力3. 肥料输入4. 无肥料输入5. 多种植率然后我们就会知道生产结构变量：6. 作物所占的播种面积占家庭种植面积的百分比。如上所述，原因包括了粮食共享变量对提升效率的可能性与改变混合种植结构有作用。我们主要关注的事农业综合开发计划对粮食生产的影响，在第三方面我们总结了三种各具特色的与农业综合开发计划有关的变量：7. 平均土地大小8. 辛普森指数9. 农业综合开发计划虚变数这三种变量，平均土地大小和辛普森指数用于获得土地零碎化的负面影响，农业综合开发计划虚变数是全面测量农业综合开发计划的影响的。家庭是由两个不同的方位和两个地点从事截然不同的农业类型（干旱作物和水稻），地方虚拟也被用来消除当地的差异。5.1.评估和结果下面的传统的柯布-道格拉斯生产函数是用来评估的。Y是作物输出量，X是一组变量包括四种自然输入数据（土地、劳动力、肥料和无肥料），Ds是地方虚拟，Dcad是农业综合开发计划虚数或者其他与农业综合开发计划有关的土地情况指标，MCR是多种植率，Gs是粮食作物占总种植面积的百分比。变量的基本数据是用Eq来表示。（3）在附录A有说明。两组数据里没有强烈的关联。引用227户家庭的数据来进行评估。最终结果在图表4上有。另外，模型（4），在经济学术语方面似乎要优于其他模型，它被使用在解释结果和后来的计算。在模型（4）里面，调整后的R是用来表明变量的，同时用来解释83%的总输入差异的。对于违反规格使用的LM检测的可能性是0.09，这种反规格的可能性可以排除在95%以上。回归系数对于很多变量是很重要的，并且也符合期望值。在第一类和第二类的输入，回归系数在土地、劳动力、肥料、多种植率和粮食分享方面占了5%，但是无肥料部分却无任何比例。在第三类里，土地平均大小和辛普森指数也都没有任何意义，但是农业综合开发计划的产品虚拟系数和土地输入是很值得注意的。进一步分析，对邹氏检验的虚假设的系数是辛普森指数的0，对平均土地大小的变量是0，这两个变量都是0，分别的是，0.38、0.27和3.01。这项数据表明虚假设是成立的。在过去的调查中农业综合开发计划虚假设的重大意义是改变当地产品模式。作为一个日志形式已经用于评估，系数的弹性可以看做是价值观。传统的输入，土地方面具有最大的弹性而肥料是排第二。这与中国对土地（稀有资源）和肥料在中国种植业的发展中起着重要作用是一致的（石头，1988）。从我们的评价结果表明，土地弹性是由其他研究在中间范围报告。例如，Fan（1991）报告了土地弹性是0.261（播种面积），对比于姚和刘（1988）（耕地面积）聚合数据在模型中的数据0.954。在模型中使用农业水平数据，董（1997）（耕地面积）报告的0.072的土地弹性和Fleisher and Liu (1992)（播种面积）报告的0.702一样低。我们对劳动弹性的评估在先前研究报告的下端范围，从0.154(Yao & Liu, 1998)到0.428（Fan，1991）。作物比例系数也很重要而且呈现负号，表明了在家庭调查中，作物播种的减少可能会减少作物输出量。5.2.规模效益在图表（4）里非农业综合开发计划家庭的土地、劳动力、和肥料弹性价值总和是0.928；而农业综合开发计划家庭的是0.999.对这两种情况进行的瓦尔德测试表明单一的弹性价值是可接受的。也表明了尽管农业综合开发计划有可能增加规模经济，所有的家庭也或多或少的在规模效益不变的情况下进行操作研究。这种发现与在农业生产方面有着丰富农村劳动力（见Tomich，1995）的国家是一致的。可能是由三个原因造成的。第一，在农业生产方面，增加规模经济效益与微小的资源产品如机器，是有关的。这通常需要某一最低水平的刻度。这些资源当前只是在小范围内不适用；而且在这个规模内为有效利用他们而相对适度增加可能不符合要求。第二，由于每个家庭的土地都是高零碎化和许多农田没有机器使用，导致特定土地分布（承包土地）程序比较复杂。第三，中国的农村始终有大量剩余劳动力，在许多情况下对于农民们来说使用现有劳动力比使用机器更合理。当然，我们承认，在这项研究（每户1.27-21）里，观察的范围涉及到规模的可能性是相当狭窄的。如果该结构模式进行改革,我们期望找到更确凿的关于收益递增的证据。6.农业综合开发计划的影响和花费的有效性正如上面所讨论的，由于土地整改，有三种来源的生产力改进。下面我们讨论一下。6.1.边际生产力边际生产力是指改变输出量（Y）的变化源于在所有其他投入水平不变的情况下改变一个给定的输入量（X）。当生产函数的记录形式被使用，那么边际生产力可以表示为：家庭平均边际生产力（AMP）价值观与农业综合开发计划的关系在图表5呈现。这些农业综合开发计划家庭的价值观：合模面面积（42%）、劳动力（8%）和肥料（25%）都显著高于与这些与农业综合开发计划没有关系的家庭。平均边际生产力的差异主要是归功于许多不同于农业综合开发计划的因素例如地方性和抽样调查。农业综合开发计划主要是扩大这些家庭影响和对边际生产力的增加到11.6%（912.13里的94.61）。在这项研究里的肥料输入量以货币形式进行测量。平均边际生产力价值观，应该注明这些输入的水平是否是最佳。当这些值得两个地点和两种类型的家庭都大于个体，那么对他们的使用范围就会有进一步的扩大。两个地点的劳动力的边际生产力值输入在农作物生产中都非常低，远远低于国家统计局记录的1995年每户农村居民的日常生活支出（每天5.85元人民币）。这可以被视为一种在中国农村的低休闲价值的证据，它与在当前中国农村中低刺激农业和高激励工作是一致的。在昌黎和中香，相对低的边际劳动生产力也与丰富的农村剩余劳动力有关。6.2.土地零碎化我们对那些实施农业综合开发计划的家庭与没有实施的家庭进行了不同的土地零碎化水平测试。瓦尔德测试对是否实施农业综合开发计划的家庭的无重大意义的土地零碎化水平的零假设是3.12，表明了零假设是成立的。一个主要的原因是，我们相信，或许公告出的农业综合开发计划的土地再分配，在以上几种里农民们可能更趋向于土地质量（再分配土地的质量），这就要求公告出的农业综合开发计划的土地零碎化水平更高。不同于Fleisher和 Liu（1992）的以及王和程（2000）的调查，不仅土地平均回归系数而且土地零碎化指数都没有在我们的退化和复核方面起着很大作用。它也表明了土地零碎化或许对家庭作物产量没有重大影响，它与Heston和Kumar（1983）在南亚国家的调查一致。对于没有意义的原因或许是双重的。正如许多国家的其他案例一样，通过减少劳动输入来减小土地零碎化从而提高效益。但是在中国，由于大量的农村剩余劳动力和小规模的土地，作物产量始终依靠劳动力而不是机器；实际上少数个体也制止了机器的有效使用。因此，对于通过刺激来减小土地零碎化是行不通的。此外，农业耕作的流行意味着家庭农业更趋向于从事多样性的生产而不是那种专业的趋向于与土地零碎化相反的生产工作。6.3.切割结构的变化改变切割结构相对来说是一个比较长的过程。正如之前讨论过的，我们在一个村庄（中国北部的一个村庄）观察的在作物结构方面的刺激变化，也就是说，通过减小在农业综合开发计划前一年的粮食种植面积占总面积的70%到实施后一年的50%。然而这并不是简单的因为农业综合开发计划的实施。只有在一个相对较长的时间里通过验证农业综合开发计划是否能和怎样改变作物结构。我们研究的多区域的类型并没有置身于这样的调查。原因是所有的样品家庭，粮食产量占种植面积的71%，明显的与国民平均值73%相似。通过我们的评估，作为贯彻高水平粮食自给（由于冒着被厌恶的危险）的结果，那些样品家庭，在平均浪费方面大约是作物输出量的15%，相当于每户家庭每年浪费了1421元。换句话说，通过转变1个百分比的粮食种植面积到无种植面积，每户家庭将有可能增加大约0.21%的作物输出量或者20元。这与一些研究是一致的，例如，杨和泰尔斯（1989）以及天（1999），都表明了中国通过减少在粮食方面的自足是可以获得经济利益的。然而这项研究，并不能解释中国粮食自给的最佳水平的问题。正如吴（1995）所提出的一样，农村家庭粮食自给的高效率表明了政府在粮食市场的政策是合理的，高风险与产量和无种植作物的市场是有关的，而且冒着风险的农民是不能够在他们自给的种植面积范围内自给粮食供给家庭的。6.4.农业综合开发计划的有效成本如果我们将两个地方的生产函数都分别区分为Y和用100表示多样的，我们就可以分解不同总输出量变化的贡献。因此，农业综合开发计划的作物输出贡献可以用下列公式表示：利用图表4中模型（4）的评估系数，每个输入对于作物输出的贡献可以评估为这些都在图表6中呈现。表明了这项计划的总贡献值的相当于对于这些家庭作物输出的1.52%。在昌黎，农业综合开发计划的家庭在作物输出方面是1.35%，相当于每亩耕地额外返还了14。6元。当然，这种返还必须与农业综合开发计划的成本所对比。在昌黎的西村，农业综合开发计划的总成本是84万元和44000个工作日的劳动输入，然而这项计划改善了4000亩地。这相当于没有注意到官方210元的资金投入和每亩11个工作日得劳动输入。在没有官方报偿的报道中，我们使用图表4中的评估劳