貿易開放下大麥進口價格對中國啤酒進出口的影響
——基于空間面板模型的實證研究

李京棟，李先德，孫致陸

（中國農業科學院農業經濟與發展研究所 北京 100081）

受社會經濟快速增長、人們生活水平不斷提高的影響，中國啤酒行業面臨消費者需求多元化、無醇飲料擠占啤酒市場等情況，導致國產啤酒產量下滑、銷售不景氣，外國啤酒進口量逐年增加。根據國家統計局數據，2013年以來中國啤酒產量持續下降，從2013年的5 122.74萬t降為2016年的4 560.93萬t，減產10.97%。中國啤酒減產的同時，進口量卻激增。根據中國海關數據，2013年中國啤酒進口量為18.45萬t，2016年達到65.41萬t，增幅為254.53%；啤酒出口量增幅緩慢，2016年為29.48萬t，比2013年增加16.80%。2014年中國啤酒進口量超過出口量，凈進口量為8.13萬t，此后呈現逐年增大的趨勢，2016年達到35.93萬t。大麥是釀造啤酒的主要原料，新世紀以來中國啤酒產量增幅顯著，但大麥產量卻逐年遞減。中國大麥主要依賴于進口，2015年中國大麥產量為186.80萬t，而進口量高達1 073.23萬t。大麥的大量進口，導致中國啤酒產業過度依賴于進口大麥，進口大麥價格的高低不僅影響了國產大麥價格的波動，也直接決定了國產啤酒生產成本的高低。近年來，大麥的大量進口在一定程度上制約了國內啤酒企業的發展，進口大麥的低廉價格嚴重打擊了農戶種植優質啤酒大麥的積極性，進而不利于國產啤酒品質的提升，導致啤酒生產跟不上消費市場升級的步伐，加大了啤酒的進口需求。因此，探究大麥進口與中國啤酒貿易的關系，具有一定的現實意義。

大麥持續大量進口問題成為學者們關注的熱點。首先，許多學者對大麥大量進口的原因做出了解釋。大麥生產體制不完善、補貼政策缺失以及國際貿易缺乏宏觀調控導致大麥進口量逐年高企[1]；大麥產業鏈脫節、農戶種植規模偏小、市場收儲混亂和啤酒大麥供給波動化致使外國啤酒大麥擠占國內市場[2]。大麥種植面積受限、種植技術效率偏低、種植比較收益不高的現狀，導致中國大麥供給潛力提升有限、進口依存度逐漸提高[3]。由于大麥進口的市場依賴度和集中度都很高，國際大麥價格極易傳導到國內市場，加大了國內大麥市場的價格風險[4-5]。從國內大麥價格和國際大麥價格之間的關系看，在大麥巨量進口的條件下，國際大麥價格對國內大麥價格影響較大[6]；中國大麥國際貿易政策單一，國際市場風險較大，國際大麥價格變動極易對國內大麥市場造成巨大沖擊[1]。因此，有學者認為在啤酒大麥生產和貿易波動較大的背景下，中國將長期依賴大麥進口，中國可以利用其進口大國的地位來獲得大麥價格的話語權[7]。然而，針對大麥價格話語權的研究，許多學者持相反觀點。一些學者通過對大麥主要進出口國家的國際貿易定價權進行測算，得出大麥的主要出口國具有較高的定價能力，而中國大麥國際貿易定價能力較弱[8]。中國大麥貿易在國際貿易中處于相對弱勢的地位，其定價的話語權也較弱[4]。由于中國大麥國際貿易定價能力較弱，因此國際大麥價格波動會對中國啤酒行業的健康發展產生較大的沖擊[7-8]。關于啤酒行業的研究，學者們從市場發展影響因素[9]、消費量影響因素[10]、消費者購買決策影響因素等方面進行分析[11-13]。而關于大麥進口與啤酒企業發展的研究較少，啤酒企業作為大麥產業鏈的下游，其生產成本中啤酒大麥價格和包裝費用占比較大，進口啤酒大麥價格成為制約其發展的首要原因[2]。

關于大麥進口或啤酒產業發展的研究較多，而探究大麥進口對啤酒產業影響的較少，尤其缺少進口大麥價格對中國啤酒貿易影響的研究。中國啤酒出口量增長緩慢，進口量高企不下。提高國產啤酒品質是增強中國啤酒競爭力的關鍵所在，而提高啤酒品質的一個重要途徑就是采用優質大麥進行釀造。然而，進口大麥的低廉價格導致了國產大麥價格的低迷，嚴重打擊了農戶種植的積極性，不利于國產優質大麥的推廣和種植。啤酒企業多采用價格較低的進口大麥進行釀造，導致國產啤酒品質不高、國際競爭力較弱。中國作為世界第一大啤酒生產國，在保證產量和國內需求的同時，應積極提高國際競爭力水平，統籌利用國內和國際市場資源，挖掘中國啤酒出口潛力，縮減進出口差額。因此，分析大麥進口價格對中國啤酒產業的影響具有一定的現實意義。本文基于進口大麥價格和中國啤酒貿易進出口分析，借助地區固定效應空間杜賓模型來研究2001—2015年大麥進口價格等因素對中國啤酒進出口的影響，以期為提高中國啤酒國際競爭力、增加啤酒出口貿易量、減緩啤酒進口壓力提供參考依據和相關建議。

1 研究方法

1.1 國際競爭力測算方法

關于國際競爭力測算方法的應用已相當成熟，本文選取貿易競爭力指數（Trade Competition Index）來測算商品的國際競爭力。貿易競爭力指數表示某種商品的出口額與進口額之差除以這種商品的出口額與進口額之和，計算公式為：式中：TCi,k表示i國k產品的貿易競爭力指數；Xi,k為i國k產品的出口額；Mi,k為i國k產品的進口額。貿易競爭力指數取值范圍為（-1，1），越接近1表示出口競爭力越強，越接近-1表示出口競爭力越弱。

1.2 空間計量模型構建

經濟行為主體之間的互動研究受到學者們越來越多的關注，空間計量經濟學能夠用于分析橫截面單位之間的空間相關性，并在面板數據中得到了推廣和應用，本文借助空間計量模型來分析中國啤酒進出口影響因素。使用空間計量模型時，首先應該檢驗樣本數據是否存在空間相關性，本文利用莫蘭（Moran’s I）指數（MI）來對此進行檢驗。

式中：Wij為空間權重矩陣。莫蘭指數的取值范圍為[-1，1]，大于零表示空間正相關，小于零表示空間負相關，等于零表示不存在空間相關性。

空間面板模型的一般形式可表示為：

式中：yi,t-1為被解釋變量yi,t的一階滯后（說明方程為動態空間面板模型；當τ=0時，方程為靜態空間面板模型）；Yt為被解釋變量列向量；Xt為解釋變量列向量；wi為空間權重矩陣W的第i行；ρ為空間自回歸系數；β、δ為待估參數；γt為時間效應；（μi+εit）為復合擾動項；mi為擾動項空間權重矩陣M的第i行。

如果λ=0，則模型為空間杜賓模型（SDM）；如果λ=0且δ=0，則模型為空間自回歸模型（SAR）；如果τ=0且δ=0，則模型為空間自相關模型（SAC）；如果τ=ρ=0且δ=0，則模型為空間誤差模型（SEM）。

在構建空間權重矩陣時考慮到，便利的交通是一國發展國際貿易的有利條件，當進口國與出口國相鄰時（地域或海域相鄰），商品的運輸費用將會大大減小，有利于國際貿易的順利開展；當進口國與出口國不相鄰時，意味著需要支付高額的運費來保障國際貿易的順利進行，由此導致貿易成本的提高不利于國際貿易的發展。因此，空間權重矩陣采用一階相鄰矩陣，即國家i與國j相鄰時，Wij=1，國家i與國j不相鄰時，Wij=0，并對空間權重矩陣W作行標準化處理。

1.3 變量選取

探究大麥進口價格對中國啤酒進出口的影響時，可以借鑒學者們分析商品國際貿易影響因素的思路。因此，本文分析進口大麥價格對啤酒進出口貿易影響時，還應考慮貿易雙方的經濟總量、貿易雙方國民消費水平、匯率、貿易協定、技術性貿易壁壘等因素（表1）。

進口大麥價格（APBA）。2001—2016年中國從澳大利亞進口的大麥量占大麥總進口量的比例常年超過50%，且2015年中國大麥總產量為186.8萬t，而從澳大利亞進口的大麥量為436.2萬t，澳麥進口量遠遠超過國產大麥總量，因此本文選擇澳大利亞大麥進口CNF價格（即成本加運費價格）來分析進口大麥價格對中國啤酒進口量（BINP）和出口量（BEXP）的影響。

貿易雙方經濟總量。選取出口國GDP（GDPI）和進口國GDP（GDPJ）來分析貿易雙方經濟總量對中國啤酒進出口的影響。

表1 商品國際貿易影響因素Table 1 Inf l uencing factors of international commodity trade

貿易雙方國民消費水平。選取出口國人均GDP（PCGDPI）、進口國人均GDP（PCGDPJ）進行分析。

匯率水平（RECH）。選取人民幣匯率水平來分析人民幣升值和貶值對中國啤酒進出口貿易的影響。

WTO和FTA。由于中國進口啤酒的稅率相對穩定（最惠國稅率為0，普通稅率為7.5元/L），因此本文構建虛擬變量WTO（是否為WTO成員國，是為1，否為0）和FTA（貿易雙方是否簽訂了自由貿易協定，是為1，否為0），并利用交互項WTO·FTA來考察世貿組織與自貿協定對中國啤酒進出口的影響。

技術性貿易措施（TBT）。選取進口國是否實行技術性貿易措施的虛擬變量（進口國是否向WTO提交了有關啤酒產品的TBT/SPS通報，是為1，否為0）進行分析。

因此，本文分別對中國啤酒進口量和出口量建模分析，建立的靜態空間面板模型為：

1.4 樣本選取與數據說明

根據FAO數據可知，2014年大麥生產量前4位國家是：俄羅斯（2 044.43萬t）、法國（1 172.86萬 t）、德國（1 156.28 萬 t）、澳大利亞（917.44 萬 t）。本文選取以上4個國家與中國進行大麥國際競爭力的比較分析。2014年世界啤酒（麥芽釀造啤酒，文中的啤酒都是指麥芽釀造啤酒）生產量排名前5的國家分別是：中國（4 921.90萬t）、美國（2 260.00萬 t）、巴西（1 400.00萬 t）、德國（872.31萬 t）、墨西哥（858.82萬t）。本文選取這5個國家為研究對象進行啤酒國際競爭力分析。

探究中國啤酒進出口貿易的影響因素時，受限于所選變量數據的可獲得性，最終選取的樣本區間為2001—2015年。選取德國、荷蘭、西班牙、比利時、墨西哥、葡萄牙、法國、韓國、英國、俄羅斯、意大利、美國、奧地利、丹麥、愛爾蘭、捷克、日本、澳大利亞、新西蘭和泰國為啤酒出口國，2015年中國進口這20個國家的啤酒量占總進口量的99.16%；選取緬甸、馬來西亞、澳大利亞、韓國、阿拉伯聯合酋長國、美國、法國、新加坡、荷蘭、俄羅斯、新西蘭、意大利、加拿大和日本為啤酒進口國，2015年中國對這14個國家的啤酒出口量占總出口量的95.56%?；跀祿目傻眯?，文中的中國僅指中國的大陸地區，未包含臺灣省、香港地區和澳門地區的數據。

中國啤酒進出口量數據來自中國海關數據庫，進口國、出口國GDP和人均GDP的現價數據來自世界銀行網站，澳大利亞大麥進口CNF價格來自中國海關數據庫并經計算得出，人民幣兌美元的匯率來自世界銀行數據庫，WTO、FTA數據來自世界貿易組織網站，TBT/SPS數據來自中國WTO/TBTSPS通報咨詢網。為消除通貨膨脹影響，本文先將進出口國GDP、進出口國人均GDP和澳大利亞大麥進口CNF價格轉化為人民幣表示的名義值，再用2001年為100的中國CPI平減指數進行平減得到各變量的實際值。同時，考慮到變量取對數能夠起到序列去勢、增加穩定性的作用，故對中國啤酒進出口量、進出口國GDP、進出口國人均GDP和澳大利亞大麥進口CNF價格作對數化處理，各變量的描述性統計如表2所示。

2 結果與分析

2.1 大麥進口與啤酒進出口貿易分析

從大麥進口量來看，大麥進口量的季節性和年度波動性顯著，2010年以后進口量增幅較大，2015年進口量達到1 073.23萬t（圖1）。中國主要從澳大利亞、法國、加拿大進口大麥，澳大利亞、法國和加拿大大麥國際競爭力極強，從這三個國家進口大麥的數量常年占中國大麥總進口量的90%以上。以2016年為例，中國從澳大利亞進口大麥的占比為61.22%，從加拿大進口大麥的占比為19.75%，從法國進口大麥的占比為12.90%，從這三個國家進口大麥的占比累計為93.87%，也反映出中國大麥進口的市場集中度較高。

從啤酒進口量來看，2012年以前中國啤酒進口量相對穩定，2013年以后，啤酒進口量迅速大幅增加，2014年啤酒進口量首次超過出口量，此后進口量與出口量的差值表現出逐年增大的趨勢。中國主要從德國、荷蘭和墨西哥進口啤酒，特別是德國啤酒，一直占據中國市場的大部分份額，以2016年為例，中國從德國、荷蘭和墨西哥進口啤酒量占中國啤酒總進口量的58.76%，其中德國啤酒占中國啤酒總進口量的36.53%。從啤酒出口量來看，啤酒出口量的季節性和年度波動性相對平緩，出口量增加緩慢。中國啤酒出口市場結構穩定性較差，2001年中國啤酒主要出口美國（占比為16.71%）、朝鮮（占比為15.67%）和緬甸（占比為14.47%），2010年主要出口緬甸（占比為40.70%%）、馬來西亞（占比為12.99%）和美國（占比為6.85%），2016年主要出口韓國（占比為21.39%）、緬甸（占比為18.18%）和馬來西亞（占比為14.67%）。

表2 變量的描述性統計分析結果Table 2 Descriptive statistics of selected variables

圖1 2001年1月—2016年12月中國大麥進口量及啤酒進出口量Fig. 1 China’s barley import quantity, beer import quantity and export quantity from January 2001 to December 2016

2013—2016年大麥進口量和啤酒進口量都出現了大幅增加的趨勢。其中，大麥進口量的增加主要用于替代玉米飼料，而啤酒大麥的進口量相對穩定[4-5]；啤酒進口量增加的原因包括，國內啤酒生產與消費需求不匹配，外國啤酒的國際競爭力強、品牌影響力大，外國啤酒的包裝和口感深受國內消費者的喜愛。中國啤酒消費市場不斷升級，國內啤酒生產不能滿足消費者的多元化需求，外國啤酒的大量進口擠占了國內市場份額。作為啤酒主要原料的啤酒大麥的產量逐年下降，依靠進口來調節國內啤酒大麥供需平衡的局面將長期不變[6]。中國作為大麥進口第一大國，其大麥國際貿易定價能力較弱，大麥國際定價權掌握在澳大利亞等主要出口國的手中。在此背景下，啤酒大麥的進口價格對國內啤酒企業的生產成本影響較大，在一定程度上制約了啤酒企業的發展，導致啤酒生產跟不上消費市場升級的步伐，加大了啤酒的進口需求；同時，進口啤酒大麥的低廉價格嚴重打擊了農戶種植優質啤酒大麥的積極性，不利于國產啤酒質量的提升及國際競爭力的提高。

2.2 大麥和啤酒的國際競爭力分析

中國大麥貿易競爭力指數常年接近-1（表3），說明中國大麥國際競爭力極弱，大麥進口額遠遠超過出口額。澳大利亞、法國大麥貿易競爭力指數常年接近1，說明這些國家大麥國際競爭力極強。由于中國大麥產量不高、國際競爭力較弱，為滿足國內生產和消費需求，中國常年進口巨量大麥。中國、美國啤酒貿易競爭力指數常年為負，說明這些國家啤酒進口額常年大于出口額。其中，美國啤酒貿易競爭力指數最小，均值為-0.84，說明美國啤酒出口競爭力很弱，啤酒進口額遠遠超過出口額；中國啤酒貿易競爭力指數在2001—2008年間呈現逐年增大的趨勢，2009年以后又逐年減小，但始終為負值，說明中國啤酒進口額大于出口額的現狀仍未改變。墨西哥啤酒貿易競爭力指數最大，均值為0.89，說明墨西哥啤酒出口競爭力極強，出口額遠大于進口額。中國是啤酒生產大國，卻不是啤酒出口強國，其產量與其出口地位不相匹配。

表3 2001—2016年各國大麥貿易競爭力指數Table 3 Trade competition indices of major barley trading countries from 2001 to 2013

表4 2001—2015年中國啤酒進出口的Moran’s I指數Table 4 Moran’s I of China’s beer import and export values between 2001 and 2015

2.3 中國啤酒進出口貿易的空間相關性檢驗

利用空間計量模型對中國啤酒進出口量影響因素進行分析時，應先檢驗空間相關性。除2001年進口模型和2003年出口模型沒有通過顯著性檢驗外，其余年份的進口、出口模型都通過了顯著性檢驗（表4），說明中國啤酒進出口貿易具有空間相關性；同時，進口模型的Moran’s I指數值都為負值，出口模型的Moran’s I指數值都為正值，說明中國啤酒進口貿易存在負向的空間相關性，而中國啤酒出口貿易存在正向的空間相關性，即向中國出口啤酒的20個國家中，相鄰國家之間存在競爭關系（某國向中國出口啤酒的貿易活動抑制了其相鄰國家對中國的出口），從中國進口啤酒的14個國家中，相鄰國家之間存在促進關系（某國從中國進口啤酒的貿易活動促進了其相鄰國家對中國的進口）。

2.4 中國啤酒進出口影響因素的空間計量分析

進行中國啤酒進出口量的空間面板計量分析時，應對空間計量模型進行選擇。本文借鑒Elhorst的研究[27]，利用Wald和Lratio檢驗來判斷模型的適配情況。根據Wald和Lratio檢驗結果，本文選擇空間杜賓模型（SDM）進行分析，并在選擇SDM模型的基礎上進行了Hausman檢驗，最終確定模型為固定效應SDM模型。本文借助STATA軟件對中國啤酒進口量、出口量的固定效應SDM模型進行MLE估計，估計結果見表5和表6。表5和表6中分別為進口模型和出口模型的地區固定效應、時間固定效應、雙向固定效應估計值和最終杜賓模型的估計值。從中國啤酒進口模型和出口模型來看，地區固定效應、時間固定效應和雙向固定效應的估計值中，地區固定效應模型的LogL值和R2都顯著高于時間固定效應模型和雙向固定效應模型，根據LogL值最大原則，均應該選擇地區固定效應模型進行回歸分析，得到中國啤酒進口模型和出口模型的最終估計方程分別為Durbin1和Durbin2。

從中國啤酒進口的地區固定效應空間杜賓模型（Durbin1）來看，空間相關系數的估計值為-0.323（表5），在1%的水平上顯著，由此得出地理位置相鄰的國家向中國出口啤酒時，彼此之間存在顯著的負向影響。從各變量系數的估計值來看，澳大利亞大麥進口CNF價格在1%的水平上顯著，澳大利亞大麥進口價格的系數為0.328，表示澳大利亞大麥價格上升1%時，中國啤酒進口量增加0.328%。澳大利亞大麥進口價格對中國啤酒進口產生正影響，一方面，澳麥進口價格通過影響啤酒生產成本來影響啤酒進口貿易，澳麥價格上升引起國內啤酒生產成本上升，拉動國產啤酒價格上升，而短時期內外國啤酒價格較穩定，外國啤酒的消費需求增加，導致外國啤酒進口量增加；另一方面，澳麥價格對國產大麥價格打壓嚴重，中國缺少大麥相關的生產補貼和貿易保護政策，農戶種植優質啤酒大麥的積極性不高，國產啤酒品質提升空間有限，相比之下進口啤酒品質高、口感好、國際競爭力強，消費者更傾向于購買進口啤酒，致使進口啤酒的需求量增加。

表5 中國啤酒進口影響因素空間面板模型的估計結果Table 5 Estimation results of spatial panel model for inf l uencing factors of China’s beer import values

出口國GDP、出口國人均GDP在1%的水平上顯著（表5）。出口國GDP對中國啤酒進口產生較大正影響，出口國GDP代表出口國經濟發展水平，出口國經濟水平的提高有助于啤酒生產力及產品質量的提升，有利于本國啤酒的出口貿易，從而對中國啤酒進口產生正影響；出口國人均GDP對中國啤酒進口產生較大負影響，出口國人均GDP越高，其消費啤酒能力越高，不利于本國啤酒的出口，進而對中國啤酒進口產生負影響。進口國人均GDP、人民幣匯率水平和技術性貿易措施在5%的水平上顯著。進口國人均GDP對中國啤酒進口產生正影響，即中國國民消費水平的提高能夠促進中國啤酒進口的增加；間接標價法下，人民幣匯率的提升意味著人民幣的升值，有助于中國的進口貿易，進而對中國啤酒進口產生正影響，但這種影響力較小；技術性貿易措施對中國啤酒進口產生較小負影響，這與中國所實施的技術性貿易措施有關，反映出中國目前施行的技術性貿易措施對保護國內啤酒產業的貢獻較小。進口國GDP在10%的水平上顯著，進口國GDP對中國啤酒進口產生負影響，即中國經濟水平的提高有助于國內啤酒行業的發展，減少了對外國啤酒的需求。WTO和FTA交互項沒有通過顯著性檢驗，但有利于中國啤酒進口貿易；WTO和FTA交互項系數估計值不顯著的原因可能是，中國主要從德國、荷蘭、西班牙等歐盟成員國進口啤酒，雖然這些國家都是WTO成員國，但中國尚未同歐盟達成自由貿易協定。

表6 中國啤酒出口影響因素空間面板模型的估計結果Table 6 Estimation results of the spatial panel model for inf l uencing factors of China’s beer export values

從中國啤酒出口的地區固定效應空間杜賓模型（Durbin2）來看，空間相關系數的估計值為0.273（表6），在1%的水平上顯著，由此得出地理位置相鄰的國家從中國進口啤酒時，彼此之間存在顯著的正向影響。從各變量系數的估計值來看，澳大利亞大麥進口CNF價格的系數在5%的水平上顯著，澳麥進口價格的系數為-0.139，表示澳麥價格增加1%時，中國啤酒出口量減小0.139%。澳麥價格對中國啤酒出口量的影響較小，當澳麥價格上升時，國產啤酒成本的提高對中國啤酒出口量的影響較??；相反，當澳麥價格下降時，國產啤酒成本的下降對增加國產啤酒出口量的作用有限，反映出國際啤酒市場對中國啤酒價格變動的敏感度較低，也反映出國際啤酒市場越來越注重啤酒的品質和口感等因素。進口國GDP、進口國人均GDP在1%的水平上顯著，且都對中國啤酒出口產生正影響。人民幣匯率、WTO和FTA的交互項在5%的水平上顯著，人民幣匯率對中國啤酒出口產生較小負影響，而WTO和FTA的交互項對中國啤酒出口產生正影響。技術性貿易措施在10%的水平上顯著，對中國啤酒出口產生較小負影響。

3 結論與政策啟示

3.1 結論

研究表明，中國大麥進口量持續增加，進口市場集中度較高。中國大麥的貿易競爭力指數均值為-0.98，國際競爭力極弱。中國啤酒進口量增幅較大，出口量增長緩慢，出口市場結構的穩定性差。中國啤酒的貿易競爭力指數均值為-0.42，國際競爭力弱。進口大麥的低價，打擊了農戶種植的積極性，不利于國產大麥的增產。大麥產業鏈中，各環節聯系不緊密，啤酒釀造需求與大麥種植供給銜接不當。低價的進口大麥不利于國產啤酒品質的提高，制約了中國啤酒企業的發展。

中國啤酒進口的空間負相關性顯著，澳大利亞大麥進口價格對中國啤酒進口產生顯著正影響，影響大小僅次于出口國GDP和進口國人均GDP；中國啤酒出口的空間正相關性顯著，澳大利亞大麥進口價格對中國啤酒出口產生顯著負影響，但影響較小。大麥進口價格通過影響生產成本，對啤酒進口量產生較大影響，而對啤酒出口量的影響較小。國際市場更注重啤酒品質而非啤酒價格，低價的進口大麥不利于國產啤酒品質的提高，而大麥單一的貿易政策不能有效調控大麥進口，對國內優質大麥產業的保護力較小。

3.2 政策啟示

第一，提高國內大麥產量，增加農戶種植積極性，對緩解大麥進口壓力、減小大麥進口的價格沖擊、提高國產啤酒的質量、提升國產啤酒的國際競爭力等方面具有較大影響。國家和主產區政府部門應積極制定大麥生產相關的優惠政策，綜合利用種植補貼、收入保險等手段來提高農戶種植大麥的積極性。

第二，提升大麥產業鏈各環節之間的相互聯系，對提高國產大麥質量具有重要意義。緊密聯系大麥種植、麥芽加工和啤酒釀造環節，以大麥生產合作社為平臺，加大啤酒生產龍頭企業與大麥種植大戶之間的信息交流和資源共享，采用大戶帶頭、企業注資、合作社監督的方式，引導和激勵普通農戶種植優質啤酒大麥。

第三，加強大麥貿易的宏觀調控，采取多元化的貿易手段保護國內大麥產業。改善大麥國際貿易中單一稅收政策的局面，加強大麥的自動進口許可管理，綜合運用技術性貿易措施及“綠箱政策”來保護國內大麥產業。通過提高大麥品質、穩定大麥產量、降低大麥進口依存度來提升國產啤酒品質、緩解啤酒進口壓力。

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