糧食直接補貼政策對糧食生產影響的實證研究

鐘 玲，黎東升，游 鳳

(湖北農村發展研究中心(長江大學)，湖北 荊州 434025)

糧食直接補貼政策對糧食生產影響的實證研究

鐘 玲，黎東升，游 鳳

(湖北農村發展研究中心(長江大學)，湖北 荊州 434025)

應用固定效應面板數據模型，實證分析了糧食直接補貼政策對我國糧食生產的影響。結果表明，雖然糧食補貼因素并不能成為影響糧食產量的顯著因素，但從回歸系數值看，增加的糧食補貼數額比其他變量起到的作用要大得多，糧食補貼政策對促進糧食增產具有顯著作用，這為政府實行更有效的糧食補貼政策提供了實證依據。基于此，提出了相關的政策建議。

糧食直接補貼；糧食主產區；糧食生產

國家實施糧食直接補貼政策已有9年了，其補貼力度不斷加大。2012年中央一號文件也明確提出，要加大農業投入和補貼力度，繼續加大農業補貼強度，提高對種糧農民的直接補貼水平。實行糧食補貼政策是我國高度重視糧食生產和提高糧食綜合生產力推行的一項重大舉措。其目的是增加糧食生產，確保糧食安全，促進糧農持續增收和促進糧食結構優化。因而，推行糧食補貼政策具有重要意義，對社會發展產生了巨大作用。從理論上講，糧食直補政策有利于提高農民種糧積極性，促進糧食增產，但對其實施效果存在一定的爭議。有學者認為，糧食補貼政策能提高農民的種糧積極性，起到明顯的糧食增產效果[1-2]。但目前政府實行的低水平糧食補貼政策對促進糧食增產和農民增收的效應并不明顯[3-4]。由于我國糧食直接補貼政策實施的時間較短，以往的研究要么以某地數據為例進行研究，要么就全國性數據進行研究，這樣就多少存在樣本數據期間較短和數據搜集困難的問題。本研究在已有文獻的基礎上，增加樣本數據的時間跨度(2004～2010年)，且采用的是13個糧食主產區的數據，可以更加客觀地分析糧食直接補貼政策對糧食生產影響，為今后進一步優化糧食直接補貼政策提供決策參考。

1 研究方法

1.1 變量選擇與說明

從糧食安全的理論分析及生產實際方面考慮，本研究主要選擇農業生產資料價格、糧食生產價格、糧食補貼總額以及糧食播種面積作為解釋變量。由于糧食生產價格在有關統計數據中很難找到，因此，本研究用谷物生產價格來替代，由于我國的糧食品種主要包括大米、小麥、玉米和大豆，大豆雖然在有關統計年鑒中將其作為糧食品種進行統計，但其用途并未作為糧食使用，而且在四大糧食品種中，其所占比重也是最小的，因此，這種替代是可行的。為了保持統計口徑的一致性，糧食產量和糧食播種面積也分別用谷物產量和谷物播種面積替代。從經濟意義分析可知，農業生產資料價格對谷物產量的影響為負，谷物出售價格、補貼總額以及谷物播種面積對谷物產量的影響為正。

1.2 樣本選擇及數據來源

由于我國現行糧食補貼政策始于2004年，加之統計數據的可獲得性限制，目前只能搜集到截止2010年的相關時間序列數據。因此本研究只能采取平行數據(又稱面板數據，即在時間序列上的多個截面同時選取樣本觀測值所構成的樣本數據)。典型的平行數據是橫截面較多而時期較少的數據，因此本研究選取2004～2010年作為時間序列，截面數據主要選自吉林、黑龍江、內蒙古、遼寧、河北、山東、河南、四川、江蘇、江西、安徽、湖北和湖南等13個糧食主產區，得到91個樣本數據，從而解決了樣本數據不足的問題。之所以選擇13個糧食主產區，是因為這些糧食主產區每年的糧食產量占到了全國糧食總產量的絕大部分，糧食補貼政策在糧食主產區實施力度較大，對糧食產量的影響及實施效率也較大。我國的非糧食主產區主要指西北地區和東南沿海地區。對于西北地區而言，由于耕地面積相對較少，耕地質量也較差，相對較低的糧食直補額度對于這些地區來講刺激作用不大；對于東南沿海地區來講，有限的糧食補貼對這些地區的農民的激勵作用也很小，而對于以種糧為主的農民來說，激勵作用較大，尤其是對于糧食主產區且自然條件較好的中部和東北地區，而且保證了13個糧食主產區的糧食生產能力，國家的糧食安全也基本上得到了保障，因此具有較強的代表意義。其中糧食產量、谷物播種面積、農業生產資料價格指數及谷物生產價格指數數據來自相關年份的中國農村統計年鑒，糧食直接補貼數據來源于中國農業信息網，13個省(自治區)人民政府網站及國家糧食局網站等。

1.3 模型構建

由于本研究中的樣本數據是面板數據，參考有關研究經驗和案例，本研究未對樣本數據進行F檢驗，而直接采用變截距模型。具體研究中究竟選擇固定效應還是選擇隨機效應模型，有學者認為，如果僅以樣本自身效應為條件，則宜使用固定效應模型為佳[5]。由于模型僅就13個省(自治區)數據資料進行研究，故選擇固定效應模型進行估計，它也是應用最為廣泛的一種平行數據模型。同時對各變量取對數模型，于是固定效應面板數據模型分析的基本框架采用如下回歸模型：

lnYit=αit+lnx1t+ lnx2t+ lnx3t+ lnx4t+υit

(1)

式中，Y表示糧食產量，αit視為回歸模型中每組各自不同的常數項，反映了不同的個體差異；由于有4個解釋變量，其中xit=(x1，x2，x3，x4)為1×4向量，i，t分別表示解釋變量及時間，x1代表農業生產資料價格指數，x2表示糧食生產價格(谷物生產價格指數)，x3表示糧食直接補貼數額，x4表示糧食播種面積，υ為隨機干擾項，表示模型中被忽略的隨時間和截面變化的因素影響。

2 計量結果與結論

本研究所采用的樣本數據是面板數據(panel data)，因而可假定模型隨機誤差項存在或僅有較小的序列相關問題。由于各地區之間自然條件和社會經濟發展水平存較大差異，隨機誤差項可能存在異方差問題。因此，本研究采用廣義最小二乘法(GLS)對模型(1)進行參數估計。利用EVIEWS5.0進行變截距固定效應模型回歸估計，其結果見表1。

表1 糧食補貼政策等因素對糧食產量影響的GLS估計結果

根據上述估計結果，模型(1)可以表示為：

lnYit=-0.265947-0.275648lnx1t+2.496063 lnx2t+5.565275 lnx3t+ 0.641408lnx4t

方程的決定系數為(R-squared)為0.999757，調整后的決定系數(Adjusted R-squared)達0.999581，說明模型的擬合優度很高，D.W檢驗值為2.431843，證明殘差無序列相關。因此，該模型模擬效果較好。

根據上述計量結果，可得出以下主要結論。

(1)農業生產資料價格對糧食產量的影響為負且不顯著 其原因可能是農業生產資料價格的上升會造成農民通過減少農藥、化肥的使用量及用簡單農具或人工代替機械來減少成本投入。雖然這種行為會造成糧食產量的減產，但也不會太大。而且這可能與我國從2006年開始新增農業生產資料綜合直接補貼有一定關系。

(2)糧食生產價格和播種面積對糧食產量的影響顯著 說明較高的售價對糧食產量具有很強的刺激作用，保證糧食播種面積才能保障國家糧食安全。

(3)糧食補貼對糧食產量增長的影響不顯著 因為糧食補貼變量的概率為0.2128，遠遠大于0.05，由此看來，糧食補貼這個變量對糧食產量的影響并不顯著。雖然糧食安全在糧食補貼政策的目標體系中處于優先地位，但并不能說明糧食補貼對其影響就一定顯著，對于糧食補貼變量不顯著的原因也較容易理解，政府的糧食直接補貼額度在2004～2010年的這5年相比并不大，以13個糧食主產區為例，2004年的補貼額度是100.31億元，2010年為129.42億元，雖然有所增加，但幅度不大，即糧食補貼力度并未達到足以促進糧食生產的程度。因此仍需加大補貼力度。

3 政策建議

3.1 改革補貼依據和補貼對象

目前有些地方為了降低補貼核算成本、簡化補貼程序和手續，糧食直補主要依據計稅田畝和計稅常產量，或糧食種植面積等。這樣就可能會使那些承包了責任田、但實際不種田或從事非糧產業的農民也可以得到糧食補貼資金。而且有些農民由于種植規模很小，即使是種糧了，但也主要是為了滿足其口糧需要，他們也可以得到一定的糧食補貼。農民對國家糧食安全的貢獻主要體現其交售的商品糧上，而這兩部分農戶并沒有對國家糧食安全做出貢獻，卻仍然可以獲得糧食補貼，這樣就背離了糧食補貼的目標。因此，要改革補貼依據和補貼對象，補貼依據改為以農民交售的商品糧數量進行，不僅可以真正體現糧食補貼的目標，而且還可以促進規模化種植，激勵種糧農民多產糧。補貼的對象應限定為種糧農民而不應是全部農民，尤其是提供商品糧的農民。

3.2 糧食直補向糧食主產區傾斜

目前，我國我國主產區(包括主銷區的糧食主產縣、市)糧食商品化率達到70%，提供的商品糧總量約占全國總需求量的65%左右，在穩定糧食供給、保障糧食安全方面具有舉足輕重的作用。因此，糧食直補應堅持向糧食主產區傾斜的原則，不搞平均分配，以提高補貼效率，激發種糧農民的積極性，確保更多的生產要素資源向主產區流動集中，最大限度地發揮主產區的種糧優勢。在糧食風險基金配套政策方面，應該增加主產區糧食風險基金規模，給予主產區更多的傾斜扶持政策。建立產銷區之間的糧食直補資金轉移機制，包括中央與地方之間的縱向轉移支付制度及產區與銷區之間的橫向轉移支付制度。

3.3 糧食直接補貼應效率優先，兼顧公平

為引導優勢糧食品種種植的區域化和規模化發展，避免“普惠制”糧食補貼政策對城鎮化及農村土地流轉等的負面影響，糧食直接補貼必須遵循“效率優先，兼顧公平”原則。為提高效率，應實行規模補貼。對于沿海經濟發達地區，主要考慮效率問題，規模水平可以確定得高一些。而對于經濟欠發達的地區，由于農業人口比重大，所以具體實施時要兼顧公平，規模水平可以定得低點，而且還可以考慮級差規模補貼方式，即規模越大，補貼標準越高。達到提高補貼效率、減少補貼成本的目的。

3.4 進一步加大糧食直補力度

從2005年起，我國將糧食直補資金部分列入中央財政支出，并逐年提高糧食直補資金的補貼數額，從2004年的116億元增加到2011年的151億，雖然實現了直補資金逐年遞增的設想。但增長幅度太小，這對于增加農民的收入和調動農民種糧積極性的作用不大。要想通過糧食直補政策充分調動農民種糧的積極性，真正實現糧食直補政策的目標，就應該進一步加大糧食直補力度，把種糧收入提高到社會平均收入水平，逐步建立糧食補貼標準與農資價格的變化、糧食價格變化的聯動機制，不斷提高補貼標準，縮小種糧農民與其他產業勞動者之間的收入差距。

[1]吳連翠，陸文聰．糧食補貼政策的增產增收效應——基于農戶模型的模擬研究[J]．江西農業大學學報(社會科學版)，2011，(3)：60-66.

[2]段云飛．對河北省糧食直補工作的調查[J]．中國財政，2009，(6)：12-15.

[3]趙瑞芹，孟全省．直接補貼政策對糧食產量的影響效果分析——以山東省為例[J]．農業經濟，2012，(5)：20-21.

[4]黃季焜，王曉兵，智華勇，等．糧食直補和農資綜合補貼對農業生產的影響[J]．農業技術經濟，2011，(1)：4-12.

[5]易丹輝．結構方程模型方法與應用[M].北京：中國人民大學出版社，2008:89-90.

[6]何蒲明．對我國糧食直接補貼政策的幾點思考[J]．長江大學學報(自然科學版)，2005，(11)：83-85.

2012-11-10

湖北省社會科學基金項目(2012105)。

鐘 玲(1977-)，女，湖北荊州人，碩士生，研究方向為農村區域發展。

黎東升，E-mail：dongsli@qq.com。

10.3969/j.issn.1673-1409(S).2012.12.010

F326.11

A

1673-1409(2012)12-S032-04