糧食最低收購價政策對河南省小麥生產的影響

李鈺喆

河南工業大學，河南 鄭州 450001

0 引言

糧食安全一直是國家安全和經濟安全的重要基礎［1-2］。但在我國糧食產業發展中，連續豐產伴隨連續減產現象時常出現。分析其原因發現，除了氣候等外在因素外，最主要的是糧食生產相對過剩，使得賣糧難問題一再發生，從而抑制了農戶的種糧積極性，導致豐年歉年有序循環［3］。同時，隨著我國工業化進程的加快，“三農”問題成為制約我國經濟發展的主要因素，而促進糧食增產、農民增收是解決“三農”問題的關鍵。自2004 年起，我國實施了一系列農業友好政策，以確保國家糧食安全，增加農民收入，這對提高農民的耕種積極性和糧食自給率起到了重要作用。其中，糧食最低收購價政策是為保護農民利益、保障糧食市場供應實施的一項價格調控政策，是為解決“工農”問題、實施工業反哺農業而采取的重要政策措施。

小麥是我國的重要糧食作物。小麥生產與我國糧食安全和社會穩定有著密切關系。2006 年，為維護國家糧食安全、保護農戶收益、提高農戶種植積極性，我國開始實施小麥最低收購價政策。

1 文獻綜述

國內外大部分學者都肯定了糧食最低收購價政策的益處。在國外學者中，Clark 等［4］認為加拿大的小麥收購支持政策體系會影響農戶的生產行為和小麥的播種面積；Dev 等［5］指出，糧食價格政策的實施可以有效改善農民收入、糧食生產和農村就業問題；Ail 等［6］研究表明，印度實施最低限價制度后，糧食產量和生產效率得到了提升；Liang 等［7］認為，糧食補助政策的實施對緩解經濟危機、建立穩定市場秩序、提高糧食產量、提高糧食品質具有重要意義。對于我國學者，馬騰等［8］研究發現最低收購價政策對河南省小麥產量和價格的提升拉動效應顯著；童馨樂等［9］認為，糧食最低收購價政策在實施初始階段對糧食總產量增加具有顯著的促進作用；盧峰［10］認為，最低收購價政策的實施使小麥產量保持高位，連年的豐產豐收使我國小麥庫存充足，庫存消費比例大大高于公認的安全線，小麥口糧安全得到鞏固；茹意鑫等［11］研究指出，我國2004 年陸續對糧食主產區實行最低收購價政策以來，糧食價格保持穩定，糧食產量也在不斷增長。

總的來說，糧食最低收購價政策在促進糧食增產、保障糧食安全方面取得了顯著效果。但受國內外環境影響，我國糧食安全依然面臨嚴峻的挑戰。在復雜多變的市場環境下，科學客觀地評價最低收購價政策的市場效應，對完善我國價格支持政策體系、確保中長期口糧絕對安全具有重要意義［12］。現有研究大多是從宏觀角度評估糧食最低收購價政策的影響，很少從糧食主產區的角度進行深入的考察，缺少對政策具體執行效果的有效把握。河南省自古就是我國的糧食主產區，多年來當地小麥種植面積、總產量一直居于全國首位。基于此，筆者以河南省這一小麥主產區為研究對象，系統分析糧食最低收購價政策對當地小麥生產的影響。

2 糧食最低收購價政策實施效果實證分析

2.1 研究方法

雙重差分法（Difference in Difference，DID）是一種專門用于政策實施效果評估的計量方法［13］。雙重差分法允許存在不可觀測因素，并且允許不可觀測因素對個體是否接受干預的決策產生影響，在一定程度上放松了政策效應評估的條件，使政策效應評估模型與現實經濟更接近。該方法的作用原理與自然實驗相類似。其將某項政策的實施看作是一項自然實驗，通過在樣本中加入一組未受政策影響的控制組，與受政策影響的實驗組進行比較分析，以考察政策實施對分析對象造成的影響［13］。常見的DID模型為

式（1）中：Y為被解釋變量，Yit表示i地區在t年的小麥產量；α0、α1代表雙重差分估計量；posti表示地區虛擬變量，代表個體i是否為實驗組，非政策執行區的控制組為0，政策執行區的實驗組為1；treatt表示時間虛擬變量，小麥最低收購價政策實施前為0，實施后為1；實驗組虛擬變量posti×treatt為地區虛擬變量與時間虛擬變量的交互項，代表政策實行后的實驗組；系數α3反映了政策實施所產生的凈效應；Xit表示影響小麥生產的其他影響因素；εit表示誤差項。將控制變量農村年末常住人口、化肥施用量、農村用電量、小麥播種面積、農村居民人均可支配收入、有效灌溉面積和農用機械總動力納入DID模型中，得到的模型為

式（2）中：被解釋變量outit表示i省在t時期小麥產量的觀測值；控制變量residit表示i省在t時期農村年末常住人口總數；eleit表示i省在t時期的化肥施用量（折純）觀測值；cfit表示i省在t時期農村用電量的總值；areait表示i省在t時期的小麥播種面積；pcdiit表示i省在t時期農村居民人均可支配收入的觀測值；irrit表示i省在t時期的有效灌溉面積；machit表示i省在t時期農用機械總動力；其他變量同式（1）。

2.2 實證過程與結果分析

為了準確、有效地評估最低收購價政策對實驗組河南省小麥生產的影響，選取黑龍江省、四川省、山西省作為控制組，綜合考慮政策執行的連續性和數據的獲取情況，并構建面板數據。為評估糧食最低收購價政策對河南省小麥生產是否有顯著影響，將河南省小麥產量作為核心變量，小麥產量值越高代表最低收購價政策對小麥生產的影響效果越顯著。若實驗組的小麥產量高于控制組，則證明政策實施對小麥產量的提升具有一定正向影響。

2.2.1 描述性統計。該文使用的變量數據來源于中國宏觀經濟數據庫及各省統計年鑒。考慮小麥最低收購價政策的實施年份為2006 年，故選取政策實施前后各15 年（1991—2021 年）的調查數據進行分析。所有數據均取對數進行分析，變量的分布統計情況如表1所示，被解釋變量小麥產量標準差為1.337 1，平均值為6.005 1，各變量的最大值、最小值、平均值和標準差都在正常范圍內，沒有特殊和異常。

表1 描述性統計

2.2.2 單變量檢驗分析。DID 模型的假設前提為即使實驗組與控制組之間存在差異，但它們的發展趨勢應與政策實施前呈一致狀態。采用t檢驗來分析2006 年政策分割點前后實驗組與控制組小麥產量的變化趨勢。

由表2 可知，2006 年政策分割點前后實驗組和控制組的產量差異為1.585，但t值在10%水平上未通過檢驗，即在2006 年政策分割點前實驗組與控制組小麥產量的發展趨勢基本符合DID 模型的前提假設，但t值未通過10%檢驗；全樣本政策實施后的t值比實施前提高了0.379；對實驗組進行變量分析，政策實施前后均值差異為0.475，在1%水平上顯著；對控制組進行變量分析，政策實施前后均值差異為0.660，在1%水平上顯著。

表2 政策實施前后單變量統計分析

另外，實驗組與控制組的小麥產量均值差異不顯著，該變量檢驗不能驗證實驗組與控制組小麥產量的差異是由小麥最低收購價政策直接導致的。因此，以此為起點使用DID 雙重差分法進一步檢驗這種差異出現的原因，以評估糧食最低收購價政策的實施對小麥產量的影響。

2.2.3 回歸分析。使用平衡的面板數據，檢驗最低收購價政策對小麥生產的具體影響效果。表3 雙重差分回歸結果（1）顯示，當小麥產量為被解釋變量時，時間與地區交叉項的政策虛擬變量post×treat回歸系數為1.127，在1%水平上顯著；小麥產量回歸系數為0.268，在1%水平上顯著。回歸結果（2）顯示，在加入農村年末常住人口、化肥施用量、農村用電量、小麥播種面積、農村居民人均可支配收入、有效灌溉面積、農用機械總動力等控制變量后的政策凈效應為0.045 8，方向為正，表明糧食最低收購價政策的實施對小麥產量提高產生了積極的推動作用；農村用電量的回歸系數為1.446，在1%水平上顯著，說明農村用電量越高，小麥產量越高；小麥播種面積的回歸系數為0.661，在1%水平上顯著，說明小麥產量隨著小麥播種面積的增加而增長；農村居民人均可支配收入的回歸系數為-0.117，在1%水平上顯著，說明小麥產量隨著農村居民人均可支配收入的提高呈下降趨勢；有效灌溉面積的回歸系數為0.174，在10%水平上顯著，說明有效灌溉面積越大，小麥產量越高。

表3 回歸結果

回歸結果還表明，農村用電量、小麥播種面積、有效灌溉面積和農用機械總動力均對小麥產量提高產生了顯著的正向影響，化肥施用量與農村居民人均可支配收入與小麥產量存在負相關關系，即小麥產量隨著化肥施用量與農村居民人均可支配收入的提升呈下降趨勢。其中，化肥施用量和農業機械總動力對小麥產量的影響不大。

3 結論及建議

采用DID 模型，對糧食最低收購價政策實施前后小麥產量，以及實驗組（河南省）與控制組（黑龍江省、四川省、山西省）的小麥產量進行對比分析，并將這種政策分割點前后的差異假設為政策實施效應。研究發現，實施糧食最低收購價政策對河南省小麥產量提升有明顯的積極作用。2006 年小麥最低收購價政策實施后，政策執行區和非政策執行區的小麥產量逐步增加，可能是政府每年都會上調最低糧價引起的。

從上述研究結果可以看出，要想穩步提高主要糧食作物最低收購價、切實保護廣大種糧農民的實際利益、讓農民大膽放心地生產糧食，政府部門應采取如下措施：①出臺完善的農業補貼政策，并要求相關部門核查補貼發放是否到位；②不斷提高糧農民一次性補貼、農機補貼、耕地補貼等補貼金額，以提高農民的生產熱情；③繼續優化小麥最低保護價政策，提高小麥最低收購價格；④提高對農業保險的財政支持力度和補貼標準，并大力開展宣傳、培訓活動，以調動農戶的投保積極性，提高農業保險覆蓋率，使農民遇到災年時減產不減收。