鐘 玲，黎東升，游 鳳

(湖北農(nóng)村發(fā)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(chǎn)影響的實證研究

鐘 玲，黎東升，游 鳳

(湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心(長江大學)，湖北 荊州 434025)

應用固定效應面板數(shù)據(jù)模型，實證分析了糧食直接補貼政策對我國糧食生產(chǎn)的影響。結(jié)果表明，雖然糧食補貼因素并不能成為影響糧食產(chǎn)量的顯著因素，但從回歸系數(shù)值看，增加的糧食補貼數(shù)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(chǎn)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(jù)?；诖?，提出了相關的政策建議。

糧食直接補貼；糧食主產(chǎn)區(qū)；糧食生產(chǎn)

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(nóng)業(yè)投入和補貼力度，繼續(xù)加大農(nóng)業(yè)補貼強度，提高對種糧農(nóng)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(chǎn)和提高糧食綜合生產(chǎn)力推行的一項重大舉措。其目的是增加糧食生產(chǎn)，確保糧食安全，促進糧農(nóng)持續(xù)增收和促進糧食結(jié)構(gòu)優(yōu)化。因而，推行糧食補貼政策具有重要意義，對社會發(fā)展產(chǎn)生了巨大作用。從理論上講，糧食直補政策有利于提高農(nóng)民種糧積極性，促進糧食增產(chǎn)，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(nóng)民的種糧積極性，起到明顯的糧食增產(chǎn)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(chǎn)和農(nóng)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(shù)據(jù)為例進行研究，要么就全國性數(shù)據(jù)進行研究，這樣就多少存在樣本數(shù)據(jù)期間較短和數(shù)據(jù)搜集困難的問題。本研究在已有文獻的基礎上，增加樣本數(shù)據(jù)的時間跨度(2004～2010年)，且采用的是13個糧食主產(chǎn)區(qū)的數(shù)據(jù)，可以更加客觀地分析糧食直接補貼政策對糧食生產(chǎn)影響，為今后進一步優(yōu)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(chǎn)實際方面考慮，本研究主要選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格、糧食生產(chǎn)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(chǎn)價格在有關統(tǒng)計數(shù)據(jù)中很難找到，因此，本研究用谷物生產(chǎn)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(tǒng)計年鑒中將其作為糧食品種進行統(tǒng)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(tǒng)計口徑的一致性，糧食產(chǎn)量和糧食播種面積也分別用谷物產(chǎn)量和谷物播種面積替代。從經(jīng)濟意義分析可知，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格對谷物產(chǎn)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(chǎn)量的影響為正。

1.2 樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

由于我國現(xiàn)行糧食補貼政策始于2004年，加之統(tǒng)計數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)。因此本研究只能采取平行數(shù)據(jù)(又稱面板數(shù)據(jù)，即在時間序列上的多個截面同時選取樣本觀測值所構(gòu)成的樣本數(shù)據(jù))。典型的平行數(shù)據(jù)是橫截面較多而時期較少的數(shù)據(jù)，因此本研究選取2004～2010年作為時間序列，截面數(shù)據(jù)主要選自吉林、黑龍江、內(nèi)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(chǎn)區(qū)，得到91個樣本數(shù)據(jù)，從而解決了樣本數(shù)據(jù)不足的問題。之所以選擇13個糧食主產(chǎn)區(qū)，是因為這些糧食主產(chǎn)區(qū)每年的糧食產(chǎn)量占到了全國糧食總產(chǎn)量的絕大部分，糧食補貼政策在糧食主產(chǎn)區(qū)實施力度較大，對糧食產(chǎn)量的影響及實施效率也較大。我國的非糧食主產(chǎn)區(qū)主要指西北地區(qū)和東南沿海地區(qū)。對于西北地區(qū)而言，由于耕地面積相對較少，耕地質(zhì)量也較差，相對較低的糧食直補額度對于這些地區(qū)來講刺激作用不大；對于東南沿海地區(qū)來講，有限的糧食補貼對這些地區(qū)的農(nóng)民的激勵作用也很小，而對于以種糧為主的農(nóng)民來說，激勵作用較大，尤其是對于糧食主產(chǎn)區(qū)且自然條件較好的中部和東北地區(qū)，而且保證了13個糧食主產(chǎn)區(qū)的糧食生產(chǎn)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(chǎn)量、谷物播種面積、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)及谷物生產(chǎn)價格指數(shù)數(shù)據(jù)來自相關年份的中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒，糧食直接補貼數(shù)據(jù)來源于中國農(nóng)業(yè)信息網(wǎng)，13個省(自治區(qū))人民政府網(wǎng)站及國家糧食局網(wǎng)站等。

1.3 模型構(gòu)建

由于本研究中的樣本數(shù)據(jù)是面板數(shù)據(jù)，參考有關研究經(jīng)驗和案例，本研究未對樣本數(shù)據(jù)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(qū))數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)模型。同時對各變量取對數(shù)模型，于是固定效應面板數(shù)據(jù)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(chǎn)量，αit視為回歸模型中每組各自不同的常數(shù)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(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)，x2表示糧食生產(chǎn)價格(谷物生產(chǎn)價格指數(shù))，x3表示糧食直接補貼數(shù)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(jié)果與結(jié)論

本研究所采用的樣本數(shù)據(jù)是面板數(shù)據(jù)(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(qū)之間自然條件和社會經(jīng)濟發(fā)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(shù)估計。利用EVIEWS5.0進行變截距固定效應模型回歸估計，其結(jié)果見表1。

表1 糧食補貼政策等因素對糧食產(chǎn)量影響的GLS估計結(jié)果

根據(jù)上述估計結(jié)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(shù)為(R-squared)為0.999757，調(diào)整后的決定系數(shù)(Adjusted R-squared)達0.999581，說明模型的擬合優(yōu)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(jù)上述計量結(jié)果，可得出以下主要結(jié)論。

(1)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格對糧食產(chǎn)量的影響為負且不顯著 其原因可能是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格的上升會造成農(nóng)民通過減少農(nóng)藥、化肥的使用量及用簡單農(nóng)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(chǎn)量的減產(chǎn)，但也不會太大。而且這可能與我國從2006年開始新增農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料綜合直接補貼有一定關系。

(2)糧食生產(chǎn)價格和播種面積對糧食產(chǎn)量的影響顯著 說明較高的售價對糧食產(chǎn)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(chǎn)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(chǎn)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(yōu)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(chǎn)區(qū)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(chǎn)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(jù)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(xù)，糧食直補主要依據(jù)計稅田畝和計稅常產(chǎn)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(chǎn)業(yè)的農(nóng)民也可以得到糧食補貼資金。而且有些農(nóng)民由于種植規(guī)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(nóng)民對國家糧食安全的貢獻主要體現(xiàn)其交售的商品糧上，而這兩部分農(nóng)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(jù)和補貼對象，補貼依據(jù)改為以農(nóng)民交售的商品糧數(shù)量進行，不僅可以真正體現(xiàn)糧食補貼的目標，而且還可以促進規(guī)?；N植，激勵種糧農(nóng)民多產(chǎn)糧。補貼的對象應限定為種糧農(nóng)民而不應是全部農(nóng)民，尤其是提供商品糧的農(nóng)民。

3.2 糧食直補向糧食主產(chǎn)區(qū)傾斜

目前，我國我國主產(chǎn)區(qū)(包括主銷區(qū)的糧食主產(chǎn)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(wěn)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(chǎn)區(qū)傾斜的原則，不搞平均分配，以提高補貼效率，激發(fā)種糧農(nóng)民的積極性，確保更多的生產(chǎn)要素資源向主產(chǎn)區(qū)流動集中，最大限度地發(fā)揮主產(chǎn)區(qū)的種糧優(yōu)勢。在糧食風險基金配套政策方面，應該增加主產(chǎn)區(qū)糧食風險基金規(guī)模，給予主產(chǎn)區(qū)更多的傾斜扶持政策。建立產(chǎn)銷區(qū)之間的糧食直補資金轉(zhuǎn)移機制，包括中央與地方之間的縱向轉(zhuǎn)移支付制度及產(chǎn)區(qū)與銷區(qū)之間的橫向轉(zhuǎn)移支付制度。

3.3 糧食直接補貼應效率優(yōu)先，兼顧公平

為引導優(yōu)勢糧食品種種植的區(qū)域化和規(guī)模化發(fā)展，避免“普惠制”糧食補貼政策對城鎮(zhèn)化及農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)等的負面影響，糧食直接補貼必須遵循“效率優(yōu)先，兼顧公平”原則。為提高效率，應實行規(guī)模補貼。對于沿海經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，主要考慮效率問題，規(guī)模水平可以確定得高一些。而對于經(jīng)濟欠發(fā)達的地區(qū)，由于農(nóng)業(yè)人口比重大，所以具體實施時要兼顧公平，規(guī)模水平可以定得低點，而且還可以考慮級差規(guī)模補貼方式，即規(guī)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(shù)額，從2004年的116億元增加到2011年的151億，雖然實現(xiàn)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(nóng)民的收入和調(diào)動農(nóng)民種糧積極性的作用不大。要想通過糧食直補政策充分調(diào)動農(nóng)民種糧的積極性，真正實現(xiàn)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(nóng)資價格的變化、糧食價格變化的聯(lián)動機制，不斷提高補貼標準，縮小種糧農(nóng)民與其他產(chǎn)業(yè)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(chǎn)增收效應——基于農(nóng)戶模型的模擬研究[J]．江西農(nóng)業(yè)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(diào)查[J]．中國財政，2009，(6)：12-15.

[3]趙瑞芹，孟全?。苯友a貼政策對糧食產(chǎn)量的影響效果分析——以山東省為例[J]．農(nóng)業(yè)經(jīng)濟，2012，(5)：20-21.

[4]黃季焜，王曉兵，智華勇，等．糧食直補和農(nóng)資綜合補貼對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響[J]．農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟，2011，(1)：4-12.

[5]易丹輝．結(jié)構(gòu)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(nóng)村區(qū)域發(fā)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