農業結構調整對農民增收的效應分析

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農業發展進入新階段后，我國把農業結構調整作為農民增收的重要途徑。幾年來，對于農業結構調整是否增加了農民收入這個命題，理論研究還缺乏統一的意見。本文通過1999～2003年宏觀層面上的農產品交易規模和微觀層面上的農民家庭經營出售農產品數量以及收入資料的實證分析，試圖回答農業結構調整怎樣影響農民增收及其影響程度；農業結構調整是擴大農民增收空間，還是提高農業比較效益；或者二者兼而有之；以及這些研究結論的政策意義。

一、引言

1998年12月下旬召開的中央農村工作會議明確提出我國農業發展進入了一個新階段，農產品供給由長期短缺變成總量基本平衡、豐年有余，農業的發展不僅受到資源的制約，還受到市場的制約。中央出臺了一系列政策，促進農業結構調整，千方百計增加農民收入（，2002）。2004年和2005年中央一號文件仍然強調調整農業結構，實現農民增收。之所以在政策上選擇調整農業結構，實現農民增收，其基本假設是通過調整農業結構能夠實現農民增收。通過調整農業結構實現農民增收在理論上能夠成立嗎？能夠得到實踐的檢驗嗎？

發揮農業結構調整對農民增收的效應，這一命題盡管影響了1999年以來我國農業政策的選擇，但一些學者的研究認為，農業結構調整的經濟效應并不是增加農民收入。有的把農業結構調整的經濟效應總結為提高農業生產效率，促進農業發展（宋洪遠等，2000）。有研究表明，農業結構調整在微觀層面上對農民收入產生效應，但在宏觀層面則沒有效應（王萍萍，2001）。也有學者將農業結構調整的主要作用歸于提高農業資源配置效率，而對整個國家的農業總量擴大不會產生顯著影響（張明林等，2002）。還有學者認為，我國行政體制制約了農業結構調整對農民增收效應的發揮（譚秋成，2003）。可見，一些理論上的探討并不支持調整農業結構能夠增加農民收入這個命題。

實踐上，農業結構調整實現了農民增收嗎？我國農業結構已經歷過幾輪調整，國家統計局農村社會經濟調查總隊調研組對浙江、福建和山東三省農業結構調整在農民增收中作用的調查報告認為，不應低估農業結構調整的增收效應（鮮祖德等，2001）。盡管如此，仍然缺乏全國性的實證研究支持調整農業結構可以增加農民收入這個命題。

農業發展進入新階段后，各地都把農業結構調整作為農民增收的重要途徑。這一途徑的效果到底如何，有必要進行評價。從農戶家庭經營第一產業人均純收入來看，2003年與1997年相比，第一產業名義人均純收入不但沒有增加，反而減少了24.4元，下降了2.0％。1997～2003年，農村人口由8.4億人下降到7.7億人，絕對數量減少，全國農戶家庭經營第一產業純收入總體規模的下降幅度應該比人均純收入的下降幅度更大?？梢?，單純從農戶家庭經營第一產業人均純收入來看，1999～2003年，第一產業純收入增長基本停滯的走勢并沒有因農業結構的調整而扭轉。

農業結構調整與農民人均純收入增長之間的正相關性沒有顯現，農業結構調整的收入效應就一定不存在嗎？為什么農業結構調整對農民增收整體上的效應沒有顯現呢？原因可能是：第一，農業結構調整本身沒有實質性進展；第二，農業結構調整雖然沒有對農民人均純收入產生明顯影響，但并不能否認農業結構調整對農民增收的效應。

研究農業結構調整對農民收入的影響，實際上很復雜。第一，農業結構調整缺乏公認的一個衡量指標以反映它的進程；第二，農業結構調整影響供求關系，從而影響價格，價格變動又與多種因素有關，更多地體現為貨幣因素，而且由于技術進步、制度缺陷和經濟組織結構等原因，農產品生產者收入可能會轉化為農產品消費者剩余；第三，農業結構調整的收入效應的判斷標準多樣化，從而得出各自不同的結論。

從不同判斷標準檢驗農業結構調整對農民增收的效應，得出的結論可能是不一致的。其一，如果根據全國的農民收入單一指標及其變化進行判斷，1999～-2003年，農業收入基本停滯。如果認為此間農業結構發生了很大變化，很容易得出“農業結構調整對農民增收的效應不明顯”的結論。其二，如果采用反推法，即如果不進行農業結構調整，農民收入更加惡化，則很可能動搖上一個結論。其三，如果從農戶家庭經營收入構成來看，雖然小農業（主要為種植業）收入減少幅度相對較大，但畜牧業、漁業和林業的人均純收入在農產品價格總體下降的情況下仍然保持一定幅度的增長。這是否為農業結構調整的收入效應呢？至少不能得出農業結構調整沒有產生收入效應的結論。其四，如果根據個體判斷，對于一些品種、一些地區、少數年份，農業結構調整對農民增收的效應可能十分明顯。

為了更加集中回答1999～2003年農業結構調整對農民增收的效應，本文假設農業結構調整取得進展，在此基礎上回答農業結構調整對農民增收的效應表現在哪些方面及其動力源泉。進一步地，本文為了回答農業結構調整對農民增收的效應，按照1999年啟動的農業結構調整的基本思路即堅持以市場為導向，大力發展高產、優質、高效農業，積極推進農業產業化，努力開拓農產品市場，并結合楊小凱（2003）用分工解釋經濟發展源泉的理論，假定農業結構調整和專業化水平提高與農業發展是共生的。這樣，可以認為，農業結構調整對農民增收的效應如何，主要表現在兩個方面：第一，如果農業結構調整對農民增收產生了重要影響，則通過農業結構調整，農產品需求空間擴大，農民銷售農產品的收入增長；第二，通過優化配置農業資源促進農業比較效益提高，或者，剔除價格影響因素后農業資源配置效率提高，農業結構調整的動力來源于農戶對提高現金純收入率和增加現金純收入的追求。實證分析表明，1999～2003年農業結構調整期間，農產品市場交易規模擴大，家庭經營第一產業不同部門的現金純收入增長明顯，因而農業結構調整對農民增收的效應是客觀存在的。

二、農產品市場交易規模與家庭經營第一產業現金收入增長

按照楊小凱（2003）對分工與市場交易規模之間關系的理論，經濟發展的動力主要在于分工促進專業化，專業化促進市場交易規模擴大。這一理論推廣到農業結構調整上來，主要表現為專業化和區域化水平的提高，促進了農產品市場交易規模擴大。農產品市場交易規模的擴大，意味著農民銷售農產品數量增多和現金收入增加。

（一）農產品市場交易規模擴大

農業結構調整如果具有效應，則農產品市場交易規模應該擴大。反映農產品市場交易規模雖然沒有直接標準，具體統計難度也很大，但是，仍然可以根據現有相關資料進行實證分析和檢驗。

從城鄉集貿市場交易額來看，部分主要農產品市場交易額一直保持增長態勢。1998～2003年，城鄉集貿市場主要農產品市場交易額逐年增長，其中，除了2001年較上年有較小幅度的減少外，其他年份的交易額基本上都保持明顯的增長。主要農產品的市場交易額增長表明農產品市場容量擴大（參見表1(略)）。至于主要農產品市場交易額年際間增長率時高時低，這與價格變化、市場需求波動等有很大關系。

值得注意的是，盡管1998～2003年主要農產品市場交易規?？傮w上趨于擴大，但是，根據部分主要農產品市場交易額計算的結果可以看出，1998年以來，市場交易額的增幅明顯縮小。1985～2003年的交易額年均增量為747.89億元，1990～2003年的交易額年均增量為951.04億元，而1998～2003年的交易額年均增量為727.26億元，2000～2003年的交易額年均增量進一步下降到438.80億元。為什么會出現這種情況？這與此階段我國農業發展面臨的主要環境變化有很大關系。

1998～2003年主要農產品市場交易規模的擴大，首先受到這一期間農產品價格總體上不斷走低的不利因素影響。在這一階段，農產品生產價格有4年是下降的，尤其是1998～2000年，農產品生產價格下降幅度還比較大。盡管2001年后農產品生產價格有所回升，但作為農民收入主要來源的一些農產品的價格仍然回升乏力。2003年農產品生產價格回升主要是第四季度以后才開始的。考慮到價格對生產和市場交易的滯后效應，可以理解1998～2003年主要農產品市場交易規模的擴大是在很多不利的環境下實現的。

1998～2003年主要家產品市場交易規模的擴大不夠理想，還受部分年份城鄉居民食品消費支出規模縮小的影響。1998～2001年，城鎮居民人均消費支出規模徘徊，直到2002年才明顯擴大。1998～2003年，農村居民人均食品消費支出不但增長緩慢，而且前3年每年都比上年減少，直到2003年，農村居民人均食品消費支出僅為886.03元，比1997年仍然低4.25元。城鄉居民食品消費需求不旺，是制約農產品市場交易規模擴大的不利因素。

通過對主要農產品市場交易額情況及其生產價格和城鄉居民食品消費支出的影響因素的初步分析，可以認為，1998～2003年，盡管經歷了農產品需求不強，農民銷售農產品價格水平不高甚至絕對下降的情況，但通過農業結構調整，農產品市場交易規?？傮w上仍然保持了相對擴大的趨勢。

（二）農民出售農產品數量增多

農業結構調整擴大了農產品市場交易規模的結論還可以通過農民人均銷售的主要農產品數量的增長情況得到驗證（參見表2(略)）。1998～2003年，農民家庭人均出售家產品數量幾乎都實現了增長。比較而言，畜產品的人均銷售量增長最快，其次為水產品，大宗家產品中棉花的人均銷售量增長也十分明顯，糧食則保持穩定增長。2003年，農戶家庭人均出售的棉花、牛羊奶數量比1997年分別增長了2.3倍和1.8倍，年均增長都超過了20％，而糧食和蔬菜則保持年均5％以上的增長。

農戶家庭人均出售的不同農產品數量實現不同速度的增長表明，一方面，農業結構調整不斷推進，市場需求旺盛的農產品的增長相對較快；另一方面，普遍增長的農產品銷售量促進了農產品市場規模的擴大。因此，隨著我國農業的發展，尤其是1999年以來推進的農業結構戰略性調整，農民生產專業化程度提高，人均出售農產品數量增加，市場交易規模也不斷擴大。那么，農業結構調整是否最終增加了農民收入呢？

（三）農民家庭經營第一產業現金收入增長明顯

如果說農業結構調整對農民增收的效應在于擴大了農產品市場交易規模，那么，農戶家庭經營第一產業現金收入必然會增加。進一步地說，如果1999年起實施的農業結構調整主要作用于市場交易規模的擴大，那么，這一輪結構調整無疑會在農民收入貨幣化程度（指農產品銷售收入占農產品總收入的比重）、農民現金收入等方面表現出比較明顯的作用。為此，本文根據國家統計局對農戶家庭經營中農林牧漁業總收入、現金收入等的抽樣調查資料，計算并比較1998年以來的農民收入貨幣化程度及其現金收入增長的情況，以檢驗農業結構調整對農民來自于農產品市場化的收入的效應。

長期以來，受自然經濟影響，我國農戶生產的農產品處于自給半自給狀態，農產品的商品率和貨幣化程度相對較低，這種狀況改變緩慢。1999年以來實施的農業結構戰略性調整，到2003年，對于農民從事農林牧漁業生產的收入的貨幣化程度已經產生了明顯的影響。1998～2003年，農戶家庭經營第一產業收入的貨幣化程度由52.28增加到68.29，增加了約16個百分點，年均增加3.20個百分點，且種植業、林業、畜牧業和漁業收入的貨幣化程度都在明顯增加。

根據楊小凱（2003）對古典發展經濟學的解釋，可以認為，1998～2003年，農戶家庭經營第一產業收入的貨幣化程度普遍明顯提高，這與面向市場調整農業結構有十分明顯的關系。進一步講，農業結構調整帶來的市場容量的擴大，必然會反映到農民銷售農產品的現金收入的增加上。

從不同時期農戶家庭經營第一產業及其不同部門人均現金收入的年均增幅進行考察，1998～2003年，農戶家庭經營第一產業人均現金收入的年均增幅為70.02元，比1985～1997年的年均增幅只少3.65元，其中，農業、牧業人均現金收入略有減少，而林業和漁業人均現金收入都有一定幅度的增加（參見表3(略)）。可見，從農村居民家庭經營第一產業人均現金收入來看，1998～2003年的年均增幅與往年雖然存在著小幅度的減少，但是差別并不懸殊。農民家庭經營第一產業現金收入人均水平總體上是在持續增加的。

即使按照《中國統計年鑒》中鄉村人口數量計算的農民家庭經營第一產業現金收入總規模，考慮到農產品生產者價格因素，對按現價計算的全國農戶家庭經營第一產業現金收入總規模指數化（以上年為100），就很容易發現，自1999年以來，我國農戶家庭經營第一產業現金收入總規模也是逐年擴大的，年均增長近6個百分點（按算術平均數計算，參見表4(略)）。這一結論支持了通過農業結構調整，農產品市場容量擴大，農民銷售農產品收入總量增加的結論，也支持農業結構調整促進農產品市場化程度提高和農民貨幣收入增加的結論。

三、農戶家庭經營第一產業現金純收入來源結構的變化

考察這一輪農業結構調整對農民增收的效應，除了對第一產業現金收入進行研究外，還應回答通過農業結構調整是否改變了農業比較效益及其結構，以及農業比較效益的改變是否在農業結構調整中發揮了導向作用。

從理論上來說，隨著農業生產專業化和區域化的推進，農產品市場交易規模的不斷擴大，農民家庭經營第一產業收入的貨幣化程度逐步提高，農業比較效益對農業結構調整的誘導作用應更加明顯。

為了回答農業比較效益變化情況及其對農業結構調整的導向效應，首先應確定反映農業比較效益的指標。由于農民通過近一輪的農業結構調整，更加主動地以現金收入為動力，而現金收入畢竟不是農民完全可以支配的，農民必須將部分現金收入用于農業再生產，因此，與現金收入相比較，現金純收入應是農民在更積極主動地調整農業結構的過程中重要的追求目標。在農產品市場交易規模或者農產品現金收入總量一定的情況下，決定現金純收入的因素為現金純收入率。這樣，現金純收入率是能夠更好地反映市場經濟條件下農業比較效益的指標。

根據現有資料，無法直接獲得農戶家庭經營第一產業中農業、林業、牧業、漁業的現金純收入數據，因而無法直接計算出不同部分的現金純收入率，更無法比較不同部門的比較效益情況。為了進一步考察農業結構調整對農民增收的效應，還需要做進一步的設定。本節的基本思路是按照農戶家庭經營第一產業中不同部門的現金純收入率相同的假定，估計出相應部門的現金純收入及其貢獻率，從而驗證現金純收入增長、現金純收入率提高與農業結構調整之間的互動關系。

（一）純收入率和單位投入純收入率普遍提高

為了估計第一產業不同部門的現金收入，便于比較不同部門的效益情況，首先對農戶家庭經營第一產業純收入率和單位投入純收入率做出設定。

設定1：純收入率定義為純收入與總收入的百分比，單位投入純收入率為純收入與中間投入費用（即總收入扣除純收入部分）的百分比。

根據設定1，考慮到資料的可利用性，通過《中國農村住戶調查年鑒》中家庭經營總收入和純收入資料，計算出農戶家庭經營第一產業、農業、林業、牧業和漁業純收入率及單位投入純收入率。

對不同時期農戶家庭經營第一產業純收入率和單位投入純收入率的計算結果表明，20世紀90年代以來，無論是第一產業純收入率還是第一產業的單位投入純收入率，總體上都變化不大。90年代以來，農戶家庭經營第一產業純收入率一直維持在60％左右，單位投入純收入率大約為1.50。其中，林業純收入率相對較高，超過80％，單位投入純收入率也相對較高，大約為5；畜牧業相對最低，純收入率為39％左右，單位投入純收入率只有0.6左右；而農業（主要是種植業）和漁業處于中間水平，尤其是農業純收入率達到68％左右，單位投入純收入率超過2（參見表5(略)）。

盡管如此，在農業發展進入新階段后，面對農產品價格不斷走低的特定情況，農戶家庭經營第一產業的純收入率和單位投入純收入率不但沒有下降，反而總體上較90年代早期有所提高，尤其是畜牧業表現得相對突出。這可能與農業結構調整存在一定的關系。

農戶家庭經營第一產業純收入率及其不同部門純收入率都沒有發生明顯改變表明，一方面，農業結構調整有效地扼制了由于農產品價格大幅度持續下滑可能對農業比較效益帶來的不利影響；另一方面，農業結構調整仍然沒有改變農業比較效益的總體格局。

（二）家庭經營第一產業不同部門現金純收入全面增加

為了進一步考察農業結構調整與農業比較效益變化的關系，有必要對農戶家庭經營第一產業現金純收入進行計算。但是，根據現有的農村住戶調查資料，無法直接計算出現金純收入率等比較效益指標。要計算出現金純收入，還需要做進一步設定。

設定2：現金純收入率和實物純收入率相同。

農戶家庭經營第一產業純收入進一步地分為現金純收入和實物純收入。根據現有資料，無法直接計算第一產業不同部門的現金純收入，因而需要按照一般純收入率推算出不同部門現金純收入。根據設定2，利用《中國農村住戶調查年鑒》中農村居民家庭經營現金收入資料，結合設定1的結果，分別計算出農戶家庭經營第一產業、農業、林業、畜牧業及漁業的現金純收入。

根據對農戶家庭經營第一產業現金純收入的估算結果，計算出包括實物純收入在內的純收入和不包括實物純收入的現金純收入年際間的名義增長速度，并進行比較。

比較農戶家庭經營第一產業現金純收入與包括實物在內的純收入的名義增長率，可以發現，現金純收入增長一般情況下相對較快，對扭轉農戶家庭經營第一產業純收入下滑趨勢發揮的作用相對較大。1998～2003年，農戶家庭經營第一產業純收入的名義水平基本停滯，但現金純收入增長了30.97，年均增長率達到5.54％；尤其是在農業（以種植業為主）部門包括實物在內的純收入出現下降的情況下，其現金純收入仍然維持了年均4.31％的增長速度。與其同時，第一產業其他部門的現金純收入年均增長率接近或者超過10％，明顯高于同期包括實物在內的純收入的年均增長率（參見表7(略)）。這再一次驗證了現金收入或現金純收入增長與農業結構調整之間的互動關系，即農戶為了追求現金（純）收入增長來調整農業結構，而農業結構調整又進一步促進了農戶家庭經營第一產業現金（純）收入增長。

（三）家庭經營第一產業不同部門現金純收入貢獻率反映農業結構調整的動力源泉

為了能夠深入地論證農戶家庭經營中農民調整農林牧漁業結構是出于對現金（純）收入的追求，即農戶既追求現金純收入更快增長，也追求現金純收入率更快提高，從而推動了農業結構調整，本文進一步比較第一產業不同部門現金純收入貢獻率。為此，再做一個設定。

設定3：農戶家庭經營第一產業不同部門現金純收入貢獻率定義為農業、林業、牧業和漁業現金純收入增量占第一產業現金純收入增量的百分比。

計算結果表明，1998～2003年，第一產業現金純收入增長中農業（主要是種植業）的貢獻率仍然相對較高，平均超過50％；畜牧業為其次，貢獻率平均近40％；林業和漁業的貢獻率仍然相對較小。

進一步比較農戶家庭經營不同部門現金純收入貢獻率的變化情況，可以發現，1998年以后，農業現金純收入貢獻率較90年代前期相對下降，而畜牧業明顯上升，林業和漁業也存在著一定程度的提升，這與不同部門現金純收入增長率的變化趨勢存在著方向上的一致性?？梢姡S著農民市場意識的增強，他們在從事農林牧漁業生產中必然會追求現金純收入的更快增長，從而直接影響作物的布局，在宏觀上最終決定第一產業不同部門、不同農產品的結構。

比較農戶家庭經營第一產業不同部門現金純收入貢獻率與增長率、結構變化之間的關系，發現三者之間存在著相對較好的一致性。這充分證明，1999～2003年，農業結構調整與農民家庭經營第一產業現金純收入增長之間存在互動關系。

隨著農民面向市場不斷調整農業結構，價格的變化以及政策的改變，都會對農民追求現金純收入更快增長和現金純收入率更快提高產生重要影響。對上述農戶家庭經營第一產業不同部門現金純收入率、增長率和貢獻率的具體考察，可以發現，它們年際間的波動仍然十分突出。這一現象至少反映兩個問題：第一，我國以農戶為單位的農業結構調整尚未結束，農民從事農業生產的市場風險有增無減；第二，農戶交易的農產品尚未穩定，農產品布局仍然沒有最終確定，農戶并沒有形成特定的交易方式。

四、結論與政策建議

按照發展理論，農業發展始終包括總量的增長和結構的變化。即使不實施以農業結構調整為導向的政策，農業結構始終也是變化的。盡管本文沒有直接回答1998年以來農業結構調整進程是否明顯加快，但是，一系列政策措施對農業結構調整總能產生作用，而且農產品布局的進一步優化、農產品優質化率的明顯提高，都表明農業結構調整得到了推進。

本文著重從農產品市場交易規模、農民家庭經營第一產業現金收入增長以及現金純收入率提高等多個角度考察農業結構調整的收入效應。通過對1998～2003年的統計資料分析，可以初步認為，近一輪農業結構調整的收入效應是存在的。農業結構調整產生收入效應的主要作用機制表現為隨著面向市場的農業結構調整的不斷進行，農產品市場空間得到了擴張，農民出售農產品數量增多，農戶家庭經營第一產業收入的貨幣化程度明顯提高，農戶家庭經營農林牧漁業的現金收入（包括現金純收入）規?？傮w不斷擴大，現金純收入更快增長和現金純收入率更快提高對農民家庭經營農業生產的決策發揮了重要的導向作用。

為了進一步發揮農業結構調整對農民增收的效應，除了加強技術創新外，還應在制度創新方面多做文章。新制度經濟學認為，對分工水平和相關市場擴展的重要影響因素是交易條件（楊小凱，2003）。因此，從改善交易條件以促進農業結構調整的深化和更多地實現農民增收的要求來看，必須持續擴大農產品市場交易規模。

市場引導農業結構調整，迫切要求農產品市場交易的穩定性和可持續性。我國農業生產區域化和專業化正在形成，這一過程可能使農產品市場波動更加明顯，出現農林牧漁業現金純收入率變化無常。市場變化無常，不但妨礙農業結構調整的收入效應的發揮，也會對農業結構調整的深化產生不利影響。如果說優勢農產品生產區域化的不斷形成是農業發展的標志，那么，農產品價格劇烈波動則會對優勢農產品生產區域化的形成產生沖擊。農民面向變化無常的市場，也就很難從事專業化生產。沒有家產品交易的穩定性和可持續性，農民根據市場的經常變化，反復地調整農業結構，就不可能實現優勢農產品生產區域化。因此，無論是出于增加農民收入，還是促進農業結構調整的目的，加強和改善農業宏觀調控，實現農產品市場交易穩定，應是我國農業政策的重要著力點。

從農業固有的風險來看，市場風險越來越成為制約農民增收的主要矛盾。農業風險主要包括自然風險、技術風險和市場風險。提高農業綜合生產能力，發展農業保險事業，可以降低或者轉嫁農業的自然風險和技術風險，但無法克服農產品的市場風險。因此，隨著農業生產區域化和專業化水平的提高，農民收入增長越來越依賴市場。

要實現農產品交易的穩定性和可持續性，必須扼制機會主義和減少交易成本。

第一，促進農產品交易方式現代化。在大力發展農產品專業市場和批發市場的基礎上，更加注重期貨市場的發育，進一步促進農業產業化水平的提高，重點解決龍頭企業帶動能力不強和單方面不履約等問題，大力發展契約交易和訂單農業以及網上交易，增強農產品交易的穩定性。要推動農業政策性保險業發展，國家也應為龍頭企業提供政策性保險。

第二，推進農村法制建設，提高訂單農業的履約率。要向農民普及法律知識，提高農民履行合同的自覺性?？紤]到農戶分散、生產經營規模小的特點，選擇激勵履行合同的機制比選擇違約處罰的規則更加有效，要在農村盡快建立對模范履約的農民進行獎勵的制度。

第三，提高政府的公共服務水平。要加快政府職能轉變，建設服務型政府，更好地為農業合理布局的形成和農產品市場交易的持續和穩定擴大提供政策服務。目前，我國建立了幾千家農業信息網站，但是，農業生產經營者仍然覺得信息不足，指導性不夠，有效性不強。農業網站普遍提供市場行情，而市場瞬息萬變，且農產品市場波動具有周期性，根據當前的信息調整農業結構，農戶遭受風險損失的機會明顯增加。因此，為了避免政府提供農產品市場信息不能及時地滿足農業生產者和農產品經營者的需要，可以從深入分析區域間的比較優勢入手，動態地確定各地競爭力強的農產品的生產和國家需要的重要農產品的生產，尤其是在信息提供方面將重點放在區域間農產品生產布局和農業競爭力評估上。

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