“糧改飼”補貼政策對農地租金的影響及作用機制

摘要 “糧改飼”補貼政策主要是通過補貼農業企業撬動農戶生產方式改變，以達到農業調控的整體目標，目前鮮有文獻研究此類補貼模式對農地租金的影響。該研究首先理論分析了“糧改飼”補貼政策從養殖企業傳導到農戶進而影響農地租金的傳輸機制，然后利用2020年和2022年中國鄉村振興綜合調查10省份50縣300村4 384戶5 894個地塊數據，采用雙向固定效應模型，實證分析了“糧改飼”補貼政策對農地租金的影響及作用機制。研究結果表明：①“糧改飼”補貼政策顯著提高了農戶收取土地租金的比例和價格。②機制分析發現，“糧改飼”補貼政策主要通過提高飼料糧種植比例、增加農民收入、培育農地流轉市場的方式提高農地流轉租金。③異質性分析發現，對于養殖企業附近、耕地資源稟賦較好、土地密集型作物種植區的農地，“糧改飼”補貼對農地租金發揮更大的政策效應；對于勞動力資源稟賦差異，該補貼對農地租金的影響沒有表現出顯著差異。基于以上研究結論提出政策建議：①優化“糧改飼”補貼政策，將“糧改飼”補貼政策與適宜當地青貯玉米等飼料糧生產的自然條件相結合，減少耕地資源與農產品市場錯配，有效發揮耕地資源的使用效率。②優化農地流轉市場，發揮土地規模效應，引導農戶大規模種植青貯玉米。③探索更加靈活的“糧改飼”補貼模式，鼓勵農業企業與農業大戶直接合作，通過企業引導農戶生產出更加符合市場需求的產品，提高整體的社會福利。

關鍵詞 “糧改飼”補貼；農地租金；農地流轉；飼料糧

中圖分類號 F321. 1 文獻標志碼 A 文章編號 1002-2104（2024）09-0182-11 DOI：10. 12062/cpre. 20240710

在不同的經濟發展階段，國家往往會根據食物供需的動態變化對農業保護政策進行調整。近年來，中國居民食物消費的典型趨勢是肉蛋奶消費增加，口糧消費下降，飼料糧安全供應問題成為糧食安全的關鍵。2015年中共中央、國務院印發的《關于加大改革創新力度加快農業現代化建設的若干意見》中明確提出：“加快發展草牧業，支持青貯玉米和苜蓿等飼草料種植，開展糧改飼和種養結合模式試點，促進糧食、經濟作物、飼草料三元種植結構協調發展”。“糧改飼”補貼政策在此背景下應運而生。“糧改飼”補貼政策最大的特點是通過直接補貼養殖企業進而撬動農地經營者生產行為改變，部分學者稱之為“以企帶戶”補貼［1］。目前學術界主要聚焦“糧改飼”補貼對農戶種植結構、投入產出的影響［2-5］，鮮有學者分析“糧改飼”補貼對農地租金的影響。早期關于農業補貼與農地租金關系的研究主要以理論模型分析為主［6-7］，由于假設農地供給無彈性，與生產脫鉤的補貼資金全部轉化為農地租金。但是，現實的農地市場供給并不是完全無彈性，大部分實證分析結果也表明農業補貼資金會在農地租出者和租地經營者之間分配。“糧改飼”補貼模式對農地租金的影響機制與上述補貼資金發放給農地經營者的模式存在一定差異。該政策主要是通過補貼養殖企業引起青貯玉米市場價格的改變以及農地經營者生產行為改變，進而傳輸到農地租賃市場。那么，“糧改飼”補貼政策如何影響農地租金變化？“糧改飼”補貼通過哪些渠道影響農地租金，以及在不同生產要素稟賦條件下影響效果存在怎樣的差異？現有研究中很少給予回答。鑒于此，本研究采用中國10個省份兩期的農戶追蹤調查數據，從理論和實證兩個維度分析“糧改飼”補貼模式對農地租金的影響及影響機制。

1 政策介紹和理論分析

1. 1 政策介紹

“糧改飼”補貼政策主要是通過補貼養殖企業帶動農戶種植青貯飼料，按照“種養結合，以養定種”的模式，促進中國農業結構由“糧食-經濟作物”二元結構向“糧食-經濟作物-飼草料”三元結構轉變。補貼對象主要是草食家畜養殖場、青貯飼料收貯企業等新型經營主體。2015年中央財政提供3億元補貼，在10個省份的30個縣（市、區）開展試點。2016—2020年中央一號文件和多個重大會議文件中強調“糧改飼”補貼政策在調整種植結構方面的重要性。2022年，“糧改飼”試點范圍擴大到全國19個省份的906個項目縣（市、區），涉及區域由原來的東北、華北、西北地區的農牧交錯區延伸到華東、西南、華南，目前實施區域基本覆蓋中國養殖主產區。“糧改飼”補貼標準和方式在各地略有差異，主要是由縣級主管單位根據實際情況靈活調整，根據農業農村部統計數據，養殖企業每貯藏1 t青貯玉米大致可以得到50～60元補貼。

1. 2 理論分析

“糧改飼”補貼對農地租金的影響主要通過提高農戶收入、改變農戶種植結構、培育農地租賃市場3個渠道提高農地租金價格（圖1和圖2）。

1. 2. 1 “糧改飼”補貼與農地租金：局部均衡視角分析

“糧改飼”補貼通過改變市場供求關系，進而提高青貯玉米的價格增加農戶收入。具體而言，“糧改飼”補貼主要是根據養殖場存貯的青貯玉米數量給予財政補貼。因此，養殖場在補貼資金的激勵下，會通過擴大養殖規模或調整飼喂結構，增加青貯玉米的需求。根據市場供求均衡模型（圖1（a）），青貯玉米需求曲線由D0變為D1，青貯玉米市場價格則由P0上升為P1，短期內農民收入增加最為明顯，對應著圖1（a）中P1P0BC 的面積；在補貼政策實施一段時間后，農戶在市場價格引導下，逐步調整生產決策，開始增加青貯玉米的種植，市場上青貯玉米供給量不斷增加，此時青貯玉米供給曲線由S0增加到S1，青貯玉米價格則下降為P2。但是與沒有補貼相比，農戶收入依然增加，對應著圖1（a）中P2ADE 的面積減去P0AB 的面積。

農戶收入增加進一步提高了農地流轉租金。農戶種植青貯玉米的收入增加，無論對于農地轉出戶還是轉入戶，對于農地的預期價值得到提高，而農地租金在很大程度上取決于農產品的預期價值，尤其是像“糧改飼”這類“掛鉤補貼”，對土地租金的影響更為明顯［8-9］。

農戶收入增加，會擴大青貯玉米的種植規模，提高當地的農地租金。此時，見圖1（b），農戶對農地的需求曲線則由D0變為D1，短期內農地租金由P0上升為P1（假定短期內養殖場附近農地供給有限，農地供給完全無彈性，因此供給曲線垂直于橫軸）；隨著農地租金的增加，農戶開始租賃離養殖場更遠的農地（假定隨著距離養殖場越遠，農地供給越多，因此供給曲線發生偏移），農地租金開始下降，最終達到新的市場平衡。但是，與沒有補貼相比，農地租賃市場中新的均衡價格仍然得到提高［6-7，10］。

綜上所述，提出以下兩個研究假說。

H1：“糧改飼”補貼通過提高農戶收益增加農地預期價值，進而提高了農地租金。

H2：“糧改飼”補貼通過提高青貯玉米的種植規模增加農地需求，進而提高了農地租金。

1. 2. 2 “糧改飼”補貼與農地租金：土地租賃視角分析

相對其他作物，青貯玉米生產的規模效應更加明顯，農戶傾向轉入更多的農地。第一，相對其他糧食作物或者籽粒玉米，青貯玉米生產過程中更加依賴大型專業機械，小規模種植青貯玉米的收割成本較高。第二，養殖企業對青貯玉米需求較大，為了減少交易成本，養殖企業更傾向從經營規模較大的農戶收購青貯玉米。因此，相對普通玉米，農戶對大規模生產青貯玉米有更強的需求。一般而言，養殖場附近的耕地資源有限，在“糧改飼”補貼刺激下，農戶對農地的需求增加，當地的農地流轉市場變成需求市場。農戶為了獲得更多的農地，將會搜集更多農地租賃信息，租賃雙方農地流轉信息更加透明、更傾向約定明確的租期時間、傾向書面租約、減少熟人型交易等方式進行農地流轉［11］。因此，“糧改飼”補貼促進了農地租賃市場化轉型。

農地租賃市場化轉型將提高養殖場附近更具資源稀缺性的農地的租金價格。主要有3個方面：一是養殖場附近農地資源有限，農地供給缺少彈性。由于養殖場附近農地流轉市場為需求市場，農地流轉市場發育將會使有限的土地市場競爭更加激烈，進而提高了當地的農地租金［10，12］。二是農地流轉市場發育減少了人格化交易的零租金和低租金現象。在中國現有的農地流轉市場中，農地流轉服務中心以及監管機構的缺失，農地流轉信息不對稱，農地流轉競爭者較少，流轉往往在親戚和熟人之間進行，親友之間的農地流轉可能以隱蔽的人情租代替了顯性的實物與貨幣租。土地流轉市場發育后，將會減少熟人間的零租金或低租金現象，從一定程度上提高了土地租金［13-14］。三是農地流轉市場發育有利于土地規模經營，引起農地租金提高。規模化生產可以通過提高單位面積土地利用效率和單位勞動生產率促進農業生產，尤其是青貯玉米生產，規模效應更加明顯，農業勞動的邊際報酬和總收入得到提升［15-16］，進一步提高了農地租金。

綜上所述，提出第3個研究假說。

H3：“糧改飼”補貼通過促進農地租賃市場化轉型，進而提高農地租金。

2 數據來源、模型設定和描述性分析

2. 1 數據來源

研究數據來自中國社會科學院農村發展研究所于2020 年和2022 年實施的中國鄉村振興綜合調查（Chinarural revitalisation survey，CRRS）。CRRS按照多階段分層隨機抽樣原則，在10個省份50個縣（市、區）300個行政村組織了兩輪追蹤調查。具體抽樣原則為：①按三分之一的比例分別從東部、中部、西部和東北地區隨機抽取省份，總計抽出10個省份，分別是浙江、山東、廣東、安徽、河南、貴州、四川、陜西、寧夏、黑龍江。②在每個省份按照人均GDP高低將所有縣（市、區）等分為5組，從每組中隨機抽取1個樣本縣（市、區）（以下簡稱“樣本縣”）。③在每個樣本縣按照人均GDP高低將所有鄉鎮等分為3組，從每組中隨機抽取1個鄉鎮。④將每個樣本鄉鎮按照經濟發展水平分為2組，每組隨機抽取1個村。⑤依據村委會提供的花名冊篩選出全部在村里居住的農戶，隨機抽取12 戶。2020 年完成基線調查，調查樣本3 800 余戶，2022年進行第二期追蹤調查，樣本追蹤率為79. 4%，對于第一期無法追蹤的樣本，課題組在村委會花名冊上按照同樣的方法重新抽取樣本，保證每個村莊樣本量在12戶以上［17］。

研究中主要使用CRRS兩個方面的數據。一是農戶所在縣域“糧改飼”補貼政策實施情況。將CRRS調查縣域名單與全國“糧改飼”補貼縣域名單進行匹配，定義調查當年實施了“糧改飼”補貼政策的縣域內的農戶為處理組，沒有受到補貼的縣域內的調查農戶為對照組。通過有效地識別縣域“糧改飼”補貼政策實施時間與農戶地塊轉出（轉入）時間的先后順序，從而確保縣域實施“糧改飼”補貼政策早于農戶地塊流轉決策。二是地塊層面農地租金及農地轉出和轉入情況。CRRS調查了農戶轉出或轉入面積最大兩塊地的農地租金及市場交易信息（如是否收取租金、租金價格、轉出或轉入年份、交易對象、合約形式、合約期限、租金形式和租金價格）和地塊特征（如離家距離、是否與自家地塊相連、能否灌溉和地塊坡度、是否高標準農田、是否測土配方施肥）。經過數據清理，兩期共5 894塊流轉農地，2020年和2022年分別調查的流轉地塊為2 964和2 930塊。

2. 2 模型設定

使用雙向固定效應（TWFE）估計“糧改飼”補貼政策對農地租金的影響，模型設定見公式（1）：

Rentalijt = β0 + β1Treatit + α2 Pijt + α1 Xit + α3Vit +Villagei + γt + εijt （1）

被解釋變量。Rentalijt 表示第i 個農戶的第j 塊地在第t 年農地流轉租金情況。為檢驗結果穩定性，選取“是否收取租金”和“租金價格”兩個被解釋變量衡量農地流轉租金，前者表示地塊流轉時出租方是否收取租金，此變量為離散變量（1=收取租金；0=不收取租金），后者表示出租方收取租金的價格，為連續變量。

核心自變量。Treatit 表示第i 個農戶在第t 年所在縣域是否實施了“糧改飼”補貼政策，定義調查年份實施了補貼政策為1，沒有實施補貼政策為0，系數β1 為“糧改飼”補貼政策對農地租金影響的估計系數。

控制變量。參照采用農戶模型的相關文獻，分別從地塊、戶主和村莊3個方面選取控制變量。公式（1）中Pijt為地塊層面控制變量，包括地塊離家距離、地理位置、灌溉條件、地塊的坡度等衡量流轉地塊的基本特征；地塊的流轉方式也可能會影響租金［18-19］，選擇“地塊是否通過中介平臺流轉”加以控制。公式（1）中Xit 為戶主層面控制變量，主要包括性別、年齡、教育、職務等反映戶主基本特征的變量；當地農地流轉市場發育情況及經濟發展水平在一定程度上也可能會影響農地租金［20］，采用村級流轉市場發育程度和距離縣城的距離加以控制，在公式（1）中采用Vit 表示。為了控制村莊不隨時間變化的情況及農地租金隨時間變量的情況，公式（1）中采用Villagei 和γt 分別表示村莊固定效應和年份固定效應；εijt 為隨機擾動項。β0、α1—α3為變量系數。上述各變量的詳細解釋見表1。

2. 3 描述性分析

變量描述性統計見表2。

被解釋變量。從整體樣本看，有78% 的農戶在農地流轉時收取了租金，沒有收取租金的主要原因是農地在親戚或朋友間流轉，多發生在農戶種植收益較低的地區［14］。農地流轉租金價格平均為430元/畝。對比處理組和對照組樣本可以看出，實施“糧改飼”補貼的地區收取租金的農戶比例平均高出12%，但是租金價格沒有明顯的差異。由于農地租金價格受到地塊特征、戶主特征、當地流轉市場等多方面的影響，要想準確估計“糧改飼”補貼政策對農地租金的影響，還需要通過實證模型控制其他變量的影響。

控制變量。地塊層面，有36%的地塊通過中介平臺流轉，平均離家距離為2. 65 km，26%的流轉地塊與自家地塊相鄰，66%的流轉地塊能夠灌溉，80%的流轉地塊為平地。戶主層面，男性占比為94%、平均年齡為55. 43歲、主要受教育水平為初中和小學教育（占比77%），上述人口基本統計特征與目前以調查農戶為研究對象的文獻基本一致。在“糧改飼”補貼地區和非補貼地區，地塊層面的中介平臺、灌溉條件，戶主層面的性別、年齡、職務以及村莊農地流轉市場、村委會到縣城的距離存在顯著差異。因此，為準確估計“糧改飼”補貼政策對農地租金的影響，有必要控制相關變量進行計量模型估計。

3 基準回歸結果

表3為“糧改飼”補貼政策對農戶收取租金的影響結果。收取租金為離散變量，采取Logit模型估計。列（1）和列（2）回歸模型中沒有控制其他變量，列（3）和列（4）控制了村莊和年份固定效應，以控制不隨時間變化的地區差異和兩期調查農地租金隨時間的變化。列（5）和列（6）進一步增加了影響農地租金的控制變量，防止遺漏變量造成的偏誤問題。整體而言，模型估計結果符合預期，“糧改飼”補貼政策顯著提高了農戶收取農地租金的比例。在不增加控制變量情況下，“糧改飼”補貼可以提高14%的地塊收取租金（表3列（2）），在依次增加時間和村莊固定效應以及其他控制變量后，補貼政策分別提高8% 和10%的地塊收取租金，可以看出“糧改飼”補貼政策對收取租金影響的估計結果比較穩健。

表4為“糧改飼”補貼政策對農地租金價格的影響結果。首先采用最小二乘法（OLS）估計“糧改飼”補貼對租金價格的影響，鑒于部分地塊租金為0元，最后采用Tobit模型進行穩健性估計。表4列（1）—列（3）為OLS模型估計，列（4）為Tobit模型估計。此處與表3 的估計方法一致，依次在模型中增加相關控制變量。估計結果顯示，在沒有控制任何變量情況下，估計結果為負值且不顯著，但是在控制年份和村莊固定效應后，估計結果在5%的統計水平上顯著為正，這也解釋了描述性統計分析中農地租金在處理組和控制組沒有表現出顯著差異的原因。在增加控制變量和使用Tobit模型估計后，估計結果依然穩健，可見“糧改飼”補貼政策可以顯著提高農地租金的價格。具體而言，“糧改飼”補貼可以顯著提高農地租金價格36元/畝左右，根據全樣本平均租金430元/畝計算，平均提高農地租金8. 4%，表現出一定的經濟顯著性。

4 機制分析結果

4. 1 “糧改飼”補貼政策對農戶收益影響的檢驗

2018 年對河南和河北省的試點縣農戶進行專題調查，采用專題調查數據估計了青貯玉米和籽粒玉米在投入產出方面的差異，估計結果見表5。表5列（1）為青貯玉米對農戶資金投入的估計結果，相對籽粒玉米，青貯玉米可以減少農戶生產投入資金10. 7%，且在1%水平上統計顯著。列（2）為青貯玉米對勞動力投入的估計結果，相對籽粒玉米，種植青貯玉米平均減少勞動力投入26. 6%。列（3）為青貯玉米對農戶玉米收入的估計結果，相對籽粒玉米，青貯玉米可以顯著提高農戶種植青貯玉米的收入，平均每畝地增加收入77元。由此可以得出，在“糧改飼”政策的影響下，農戶種植青貯玉米可以節省農業生產成本，提高農業收入。此處作者只是估計了農戶種植青貯玉米對生產成本和收益帶來的直接影響，可以看出，農戶也可以將節省的勞動力用于其他產業增收，間接提高家庭總收入。

4. 2 “糧改飼”補貼政策對青貯玉米種植面積影響的檢驗

根據理論分析，“糧改飼”補貼通過補貼養殖場提高市場對青貯玉米的需求，增加青貯玉米的種植規模，進一步提高農地租金。由于地塊層面沒有統計種植作物的情況，此處采用兩期農戶面板數據進行檢驗。選取農戶是否種植青貯玉米、青貯玉米占農戶總播種面積比例兩個變量衡量青貯玉米規模，估計結果見表6。可以看出，“糧改飼”補貼政策顯著提高了農戶種植青貯玉米的規模。具體而言，“糧改飼”補貼可以提高6%的農戶種植青貯玉米，提高青貯玉米種植比例3%，且均在1%的水平上統計顯著。

4. 3 “糧改飼”補貼政策對農地租賃市場影響的檢驗

“糧改飼”補貼改變了農地租賃市場的供求關系導致農地租金的上漲，而供求關系最直接的反映是租賃市場的變化。借鑒王術坤等［11］的做法，選取“熟人型交易”“書面租約協議”“約定租賃期限”3個變量衡量農地租賃市場化轉型。以上3個變量均為離散型變量，采用Logit模型進行估計，估計結果見表7，模型估計結果基本符合預期。首先，“糧改飼”補貼政策可以顯著減少熟人之間的交易。表7列（2）邊際效應的結果顯示，“糧改飼”補貼政策在5%的統計水平上減少的熟人間交易的可能性為7%。其次，“糧改飼”補貼顯著增加了農戶約定明確期限的比例。表7列（6）邊際效應的結果顯示，“糧改飼”補貼政策在1%的統計水平上促使農戶約定明確租賃期限的可能性提高了8%。但是沒有發現“糧改飼”補貼對農戶使用書面租約協議產生顯著影響。整體而言，“糧改飼”補貼在一定程度上促進了農地租賃市場化轉型。

5 進一步分析

5. 1 補貼政策對養殖場附近農戶的影響

“糧改飼”補貼模式主要通過補貼企業撬動農戶生產行為發生改變，養殖企業是農業補貼傳導到農戶的唯一渠道。“糧改飼”補貼對象是飼喂青貯玉米的養殖企業，那么補貼地區在養殖企業附近的農地租金是否更高？為回答這個問題，將農戶按照所在村莊是否有規模養牛場進行分類，然后進行異質性分析。估計結果見表8。表8列（1）、列（3）、列（5）為“糧改飼”補貼政策在村莊沒有養殖場的樣本中對農地租金的影響，表8列（2）、列（4）、列（6）為“糧改飼”補貼政策在有養殖場的樣本中對農地租金的影響。表8 列（1）、列（2）為Logit 模型計算結果，表8 列（3）、列（4）為OLS計算結果，表8列（5）和列（6）為Tobit模型的計算結果。由此得出，雖然“糧改飼”補貼對農地租金影響的方向都符合預期，但是只有在養殖場所在村（附近）的估計結果表現出顯著的正向影響。從養殖場附近樣本的估計系數上看，補貼對提高收取租金農戶的比例與基準模型估計結果相近，對租金價格的影響略高于基準回歸結果，估計結果整體符合理論預期。

5. 2 農地要素稟賦差異下補貼政策對農地租金的影響

根據理論分析，“糧改飼”補貼實施后，青貯玉米的市場價格提高，農戶在收入效應和規模效應雙重誘致下會改變生產決策，擴大農地規模種植青貯玉米。如果當地耕地資源相對豐富，“糧改飼”補貼提高農地租金價格的空間相對更大。為檢驗上述假設，選取農戶所在村莊的地形衡量農地稟賦條件。如果農戶所在村為平原地區，說明該地區農地資源稟賦較好，農戶會較容易地租賃到農地；反之，如果農戶所在村莊為山區地形，農戶流轉農地相對較難。表9為村莊在不同地形條件下“糧改飼”補貼對農地租金的影響。表9列（1）、列（3）、列（5）為農戶所在村莊為平原地形的估計結果，表9列（2）、列（4）、列（6）為農戶所在村莊為山區地形的估計結果。表9列（1）和列（2）為Logit模型估計結果，表9列（5）和列（6）為Tobit模型的估計結果。由此得出：在平原地區，“糧改飼”補貼增加了農戶收取租金的比例（表9列（1）），提高了農地租金的價格（表9列（3）和列（5））；在山區，“糧改飼”補貼對農戶收取租金的比例和農地租金價格都沒有表現出顯著影響。因此，“糧改飼”補貼在農地資源稟賦更好的地區對農地租金提高的影響更大。

5. 3 勞動力要素稟賦差異下“糧改飼”補貼對農地租金的影響

農業勞動力是農業生產的重要生產要素。長期以來，中國農村勞動力外出務工比例一直較高，農村“空心化”和“老齡化”問題嚴重，通過農地流轉，實現規模化和機械化生產是解決農業勞動力不足的有效途徑。由于勞動力和農地存在一定的要素配比，“糧改飼”補貼對農地租金的提高可能會因為農村勞動力不足而減弱。為檢驗這一假說，選取農戶所在村莊中長期外出務工占總勞動力比例衡量當地勞動力資源，通過在基準模型中增加交互項進行檢驗，估計結果見表10。由此得出，外出務工勞動力越高，“糧改飼”補貼對農戶收取農地租金的比例越低，但是對農地租金價格的影響不受勞動力資源條件的影響。可見，“糧改飼”補貼對農地租金的影響一定程度上會受到當地勞動力資源的影響，但是影響并不明顯。

5. 4 不同作物類型條件下“糧改飼”補貼對農地租金的影響

“糧改飼”補貼主要通過補貼養殖場改變對青貯玉米的需求，種植青貯玉米對農地的需求更強，屬于土地密集型作物。與之相反，經濟作物對勞動的需求更強，屬于勞動密集型作物。由此，假設相對勞動密集型作物，在土地密集型作物的地區“糧改飼”補貼對農地市場需求的刺激更強，可能會引起更高的農地租金。為此，選取農戶所在村莊中糧食作物占比衡量土地密集型作物的特點，與上文估計方法一致，在基準模型中增加交互項進行檢驗，估計結果見表11。由此得出，村莊糧食作物占比越高，在“糧改飼”補貼的影響下，農戶收取農地租金的比例越高（表11 列（1）），農地租金價格也越高（表11 列（2）和列（3））。可見，“糧改飼”補貼對農地租金的影響在土地密集型作物種植地區更為明顯。

6 模型穩健性討論

6. 1 因果關系的討論：排除其他補貼政策干擾

中國高度重視糧食安全，在農業領域出臺了大量支持糧食生產的補貼政策。“糧改飼”補貼地區很有可能也受到其他政策的干擾，如果多種補貼在同一地區同時發生，則難以識別出“糧改飼”補貼對農地租金的真實影響。比較巧妙的是，“糧改飼”補貼政策不同于其他直接補貼給農戶的政策，從而可以通過是否有養殖場的樣本排除其他補貼的干擾。具體而言，“糧改飼”政策（政策干預D）通過補貼養殖企業（M）傳導到農戶農地流轉行為（Y），因此養殖企業是補貼政策傳導到農戶的唯一途徑（圖3）。如果政策因果識別不存在誤差，則在有養殖企業的地方，補貼對農戶的影響存在明顯的效果，而在沒有養殖企業的地方，就相當于把養殖企業這個唯一的傳輸渠道切斷，則補貼政策對農地租金不存在影響。上文對“有無養殖企業”進行分組回歸正好驗證了這一結論，即在有養殖企業的地方政策效果顯著，在沒有養殖企業的地方政策效果不顯著。如果基準回歸的結果也受到其他補貼政策的影響，則沒有養殖企業的樣本也會存在顯著效果，結果并非如此，說明上述政策識別結果不會受到其他補貼政策的干擾。同時，通過切斷沒有養殖企業的回歸路徑，在有養殖企業的傳輸路徑上估計結果依然顯著，也進一步驗證了“糧改飼”補貼模式對農地租金影響的因果關系。

6. 2 其他內生性討論

補貼對農地租金因果關系的研究最大的內生性主要是由反向因果關系導致。在實證過程中主要采用兩種策略進行識別。一是空間上的外生性。“糧改飼”補貼政策作為核心自變量，屬于縣級層面的政策干預，相對地塊層面的流轉決策在空間上具有很強的外生性。二是時間上的外生性。借鑒王術坤等［11］的做法，通過識別出縣域“糧改飼”補貼政策實施時間與農戶地塊流轉時間的先后順序，從而確保縣域實施“糧改飼”補貼政策發生于農戶地塊流轉決策之前。因此，通過上述兩種策略可以避免核心自變量和因變量邏輯上的反向因果關系。

7 研究結論和政策建議

本研究分析了“糧改飼”補貼政策從養殖企業到農戶生產行為改變，再到農地租金影響的傳輸機制；利用CRRS兩期調查數據，實證分析了“糧改飼”補貼政策對農地租金的影響及作用機制，并從耕地資源稟賦、勞動力資源、作物類型進行異質性分析。研究結果顯示，“糧改飼”補貼政策通過補貼養殖企業促使農地租金提高約8. 4%，并且經過多種方法檢驗后估計結果依然穩健。機制分析得出，“糧改飼”補貼政策通過減少成本投入、增加農戶收入、提高農戶種植青貯玉米比例、培育農地流轉市場的方式，提高了農地流轉租金。具體而言，相對籽粒玉米，青貯玉米平均減少農戶資金投入10. 7%，減少勞動力投入26. 6%，并增加收入77. 0元/畝。“糧改飼”補貼不僅提高6%的農戶種植青貯玉米，而且增加青貯玉米種植比例為3. 4%。同時，“糧改飼”補貼政策減少了熟人之間的交易、增加了明確約定期限的可能性，從而促進了農地流轉市場化轉型。具體而言，“糧改飼”補貼政策不僅促使熟人間交易的可能性下降8%，而且提高農戶約定明確的租賃期限的可能性為7%。異質性分析發現，對養殖企業附近、耕地資源稟賦較好、土地密集型作物種植區的農戶，“糧改飼”補貼政策對農地租金的影響更大，但是對當地勞動力資源異質性的影響并不明顯。

“糧改飼”補貼主要按照“種養結合，以養定種”的模式，通過補貼養殖場引導中國農業結構調整。其政策目標主要有兩個：一是調整種植結構；二是增加農戶收入。目前看，“糧改飼”確實可以引起農戶種植結構的改變，增加種植收入，但是該政策也間接地增加了農地租金，其主要原因是養殖場附近耕地資源相對較少，對青貯玉米種植的需求增加抬高了當地的農地租金。因此，上述研究結論可以得到如下的政策啟示：一是優化“糧改飼”補貼模式，將“糧改飼”補貼與適宜當地青貯玉米等飼料糧的生產條件相結合，減少耕地資源與農產品市場錯配，有效發揮耕地資源的使用效率。二是優化農地流轉市場，引導農戶大規模種植青貯玉米。青貯玉米作為飼料糧，其生產具有明顯的規模效應。因此建議在遵循市場競爭條件下，適度引導家庭農場、合作社等新型經營主體規模化種植青貯玉米。三是探索更加靈活的補貼模式。鼓勵農業企業與職業農民以及大規模農戶的合作，發揮“糧改飼”補貼的精準性，通過企業引導農戶生產出更加符合市場需求的產品，提高整體的社會福利。

參考文獻

［1］ 王術坤， 楊國蕾， 鄭沫利.“以企帶戶”補貼模式能否增加優質糧油供給：基于“中國好糧油”行動計劃的準實驗設計［J］. 中國農村經濟，2021（12）：87-108.

［2］ 王國剛， 王明利， 王濟民， 等. 中國南方牧草產業發展基礎、前景與建議［J］. 草業科學，2015，32（12）：2114-2121.

［3］ 王怡然， 孫芳， 丁玎. 京津冀區域冀北地區“糧改飼”結構調整效益分析［J］. 中國農業資源與區劃，2019， 40（11）：158-165.

［4］ WANG S K，LIU C Q，HAN L，et al. Corn grain or corn silage：effectsof the grain?to?fodder crop conversion program on farmers' incomein China［J］. Agriculture，2022，12（7）：976.

［5］ 郭世娟， 胡鐵華， 胡向東， 等.“糧改飼”補貼政策該何去何從：基于試點區肉牛養殖戶的微觀模擬［J］. 農業經濟問題，2020（9）：101-110.

［6］ SCHULTZE C L. The distribution of farm subsidies： who gets thebenefits［R］. Washington， D. C. ： Brookings Institute， 1971.

［7］ ROBERTS M J， KIRWAN B， HOPKINS J. The incidence of governmentprogram payments on agricultural land rents： the challengesof identification［J］. American journal of agricultural economics，2003， 85（3）： 762-769.

［8］ 吳學兵， 尚旭東， 何蒲明. 有償抑或無償：政府補貼、農戶分化與農地流轉租金［J］. 經濟問題，2021（ 12）：59-66.

［9］ 鐘鈺， 陳希， 普蓂喆. 土地租金銷蝕了糧食補貼的“穩糧”效果嗎［J］. 華中農業大學學報（社會科學版），2024（3）：118-130.

［10］ 徐娜， 張莉琴. 誰獲得了更多的農業補貼：基于農業補貼對土地租金的影響研究［J］. 哈爾濱工業大學學報（社會科學版），2018， 20（4）：134-140.

［11］ 王術坤， 林文聲. 高標準農田建設的農地流轉市場轉型效應［J］. 中國農村經濟，2023（12）：23-43.

［12］ TOWE C， TRA C I. Vegetable spirits and energy policy［J］.American journal of agricultural economics， 2013， 95（1）： 1-16.

［13］ 陳奕山， 鐘甫寧， 紀月清. 為什么土地流轉中存在零租金：人情租視角的實證分析［J］. 中國農村觀察，2017（4）：43-56.

［14］ 王亞輝， 李秀彬， 辛良杰. 山區土地流轉過程中的零租金現象及其解釋：基于交易費用的視角［J］. 資源科學，2019，41（7）：1339-1349.

［15］ 陳潔， 高韻哲， 羅丹， 等. 耕地經營權流轉對糧食生產的影響［J］. 農村經營管理，2015（4）：28-30.

［16］ 徐志剛， 譚鑫， 鄭旭媛， 等. 農地流轉市場發育對糧食生產的影響與約束條件［J］. 中國農村經濟，2017（9）：26-43.

［17］ 魏后凱， 張海鵬， 王術坤. 中國鄉村振興綜合調查研究報告：2023［M］. 北京：中國社會科學出版社，2023：1-6.

［18］ 宋珂， 劉衛柏， 魏遜， 等. 農業經營外包對土地流轉租金的影響：基于3 省（市）農戶調查數據的實證分析［J］. 經濟地理，2022，42（3）：133-140.

［19］ 蔡鍵， 郭欣琪， 劉文勇. 中介參與土地流轉是否有助于保障轉出戶的利益：基于地塊樣本的研究視角［J］. 農村經濟，2021（4）：32-39.

［20］ 郜亮亮， 紀月清. 中國城鄉轉型中的農村土地集體產權與流轉配置效率［J］. 中國農村經濟，2022（10）：24-40.

（責任編輯：李琪）

基金項目：國家自然科學基金青年項目“‘糧改飼’補貼政策對農戶生產影響及政策優化研究”（批準號：72003194），“‘中國好糧油’行動計劃對優質糧油供給影響的作用機制、實證分析與政策優化”（批準號：72303048）；財政部和農業農村部國家現代農業產業技術體系資助項目“鄉村振興和建設農業強國背景下中國奶業現代化的戰略與政策研究”（批準號：CARS-36）；北京理工大學青年教師學術啟動計劃“中國農用地流轉價格的演變趨勢、驅動力及其影響”（批準號：2022-2024）；中國社會科學院重大經濟社會調查項目“鄉村振興綜合調查及中國農村調查數據庫項目”（批準號：GQDC2020017；GQDC2022020；2024ZDDC001）。