焦晉鵬，宋曉洪

（哈爾濱商業(yè)大學a.經(jīng)濟學院；b.MBA、MPA教育中心，哈爾濱 150076）

0 引言

糧食直補政策自2003年實施以來，其實施效果一直是我國學者關心的重點問題之一。如周應恒（2009）運用全球貿(mào)易分析模型進行分析，認為糧食直補政策具有促進糧食作物播種面積增加的效果。高玉強（2010）運用數(shù)據(jù)包絡分析法對2004～2008年各省糧食直補、糧食產(chǎn)量和農(nóng)業(yè)從業(yè)人員等數(shù)據(jù)進行分析，得出糧食直補效率很低的結(jié)論。黃季焜等（2011）通過對6個省份大樣本隨機抽樣調(diào)查獲得的1000多戶農(nóng)戶數(shù)據(jù)進行分析，發(fā)現(xiàn)現(xiàn)行的糧食直補政策對糧食播種面積和糧食產(chǎn)量變動的影響很小。盛逖（2013）通過對2011年我國27個省份的糧食直補、糧食產(chǎn)量和農(nóng)民收入等指標效率的研究，發(fā)現(xiàn)糧食直補政策幾乎無法起到激勵糧食生產(chǎn)的作用，因此急需改變糧食直補模式。彭澧麗等（2014）通過對2004～2011年全國稻谷、玉米和小麥生產(chǎn)數(shù)據(jù)的全面分析，發(fā)現(xiàn)糧食直補對稻谷和玉米的生產(chǎn)具有負向影響，對小麥的生產(chǎn)具有正向影響。可以發(fā)現(xiàn)，學者們對糧食直補政策的實施效果的研究，始終是圍繞著糧食生產(chǎn)投入環(huán)節(jié)上，如糧食直補對糧食作物播種面積、農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)、化肥和農(nóng)藥等方面的影響，而在糧食直補對糧食生產(chǎn)效率的影響方面關注較少。糧食生產(chǎn)效率的變化，關系到我國在人均耕地資源，水資源不足的情況下，國家糧食安全戰(zhàn)略的制定和實施。因此，研究糧食直補對糧食生產(chǎn)效率的影響具有重要的意義。

1 研究方法與模型

1.1 DEA-Malmquist指數(shù)方法

式（5）中Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)可以分解為效率改進指數(shù)(ECH)和技術(shù)進步指數(shù)(TCH)。如果Malmquist指數(shù)值大于1，則表明從t時刻到s時刻全要素生產(chǎn)率增長，小于1則表明下降，等于1則全要素生產(chǎn)率不變。ECH衡量從t時期到s時期每個DMU的相對效率變化，表現(xiàn)為DMU向最佳前沿面移動的程度，反映的是技術(shù)使用效率的變化。TCH衡量最佳前沿面在兩個時刻之間的移動幅度，反映的是技術(shù)進步。

1.2 計量模型

根據(jù)本文的研究思想，將通過以下模型研究糧食直補對糧食生產(chǎn)效率的影響。

式（6）、（7）和（8）中，被解釋變量 ECH 、TEC 和Malmquist分別為效率改進指數(shù)、技術(shù)進步指數(shù)及糧食全要素生產(chǎn)率指數(shù)，TKEV是核心解釋變量糧食直補，CV為其余控制變量，i和t分別為截面和時間指標。

2 糧食全要素生產(chǎn)率影響因素實證分析

2.1 數(shù)據(jù)處理

根據(jù)上述實證模型和方法，選擇糧食主產(chǎn)區(qū)13個省份（黑龍江、吉林、遼寧、河北、山東、河南、江西、江蘇、安徽、湖南、湖北、四川和內(nèi)蒙古）2003～2011年的糧食生產(chǎn)投入和產(chǎn)出數(shù)據(jù)，計算糧食全要素生產(chǎn)率指數(shù)。參考以往相關研究文獻（魏丹等，2010；紅波，2012）結(jié)合數(shù)據(jù)的可得性和準確性，選取糧食產(chǎn)量（萬噸）為產(chǎn)出指標，農(nóng)林牧漁業(yè)就業(yè)人員（萬人），農(nóng)業(yè)機械總動力（萬千瓦），糧食播種面積（千公頃），化肥使用量（萬噸），農(nóng)藥使用量（噸）為五個投入指標。其中，除糧食產(chǎn)量和糧食播種面積兩個指標之外的四個指標無法直接獲得相應糧食生產(chǎn)投入數(shù)據(jù)，但是在糧食主產(chǎn)區(qū)中糧食生產(chǎn)投入占比較高，因此用農(nóng)業(yè)投入的總量數(shù)據(jù)做替代也符合研究要求。衡量糧食直補對糧食全要素生產(chǎn)率指數(shù)的影響時，除了糧食直補這一核心解釋變量外，參照米建偉（2009）、王玨等（2010）、鄭云（2011）和黃季焜（2011）等學者的研究文獻，選擇了農(nóng)田水利發(fā)展和農(nóng)村發(fā)展程度為控制變量。投入指標、產(chǎn)出指標、糧食直補金額和控制變量中數(shù)據(jù)主要來自《新中國統(tǒng)計資料六十年匯編》和歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》，其中糧食直補2011年數(shù)據(jù)來自盛逖（2013）中相應數(shù)據(jù)，而2009和2010年缺失數(shù)據(jù)用插值法來彌補。

（1）產(chǎn)出指標：選用13個省份生產(chǎn)的糧食作物如稻谷、小麥、玉米、高粱、谷子、薯類和大豆等的產(chǎn)量加總。

（2）投入指標

①農(nóng)林牧漁業(yè)就業(yè)人員：主要指農(nóng)林牧漁業(yè)及其副業(yè)的勞動力的人數(shù)。

②農(nóng)業(yè)機械總動力：主要包括農(nóng)林牧漁業(yè)的各種機械動力總和。

③糧食播種面積：主要指谷物、豆類和薯類三類農(nóng)作物的播種面積。

④化肥使用量：在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的氮肥、磷肥、鉀肥和復合肥的折純量。

⑤農(nóng)藥使用量：在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中各種有機和無機農(nóng)藥的使用量。

（3）核心變量：糧食直補，糧食播種面積乘以每畝糧食播種面積糧食直補金額。

（4）控制變量

①農(nóng)村發(fā)展因素（DM），用農(nóng)村用電量表示。農(nóng)村的發(fā)展和農(nóng)業(yè)的發(fā)展是不可分割的兩部分，用電量的高低不僅是衡量經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的重要指標，也是衡量生活水平的指標。農(nóng)村用電量包括農(nóng)村的生活用電和部分生產(chǎn)用電，用其代表農(nóng)村發(fā)展是合理的。

②農(nóng)田水利因素（NTSL），用有效灌溉面積與耕地面積之比表示。糧食生產(chǎn)離不開水利的發(fā)展，這種對糧食生產(chǎn)有重大影響的因素是有必要控制的。

2.2 糧食主產(chǎn)區(qū)總體評價

糧食主產(chǎn)區(qū)的糧食全要素生產(chǎn)率Malmquist指數(shù)均值為1.011，表明糧食全要素生產(chǎn)率的年均增速為1.1%，遠低于糧食產(chǎn)量4.5%的平均增速（見表1）。不僅如此，糧食全要素增長率的速度遠低于我國全要素增長率，糧食種植業(yè)的落后顯而易見。在這種糧食生產(chǎn)低效率和投入不足的狀態(tài)下，為保障糧食安全，增加糧食生產(chǎn)的各項投入成為了重要增產(chǎn)途徑，使得我國糧食的生產(chǎn)成本不斷增加?？梢钥闯?，糧食主產(chǎn)區(qū)依然以粗放式糧食生產(chǎn)方式為主，即過度依賴農(nóng)藥和化肥等投入，還沒有轉(zhuǎn)變?yōu)榧Z食生產(chǎn)精細化，即以全要素生產(chǎn)率的增長推動糧食產(chǎn)量增長的模式。

表1 糧食主產(chǎn)區(qū)糧食全要素生產(chǎn)率及其構(gòu)成變化

從效率改進和技術(shù)進步指數(shù)中可以發(fā)現(xiàn)，糧食全要素生產(chǎn)率增長的主要驅(qū)動因素是技術(shù)進步。糧食主產(chǎn)區(qū)效率改進指數(shù)的均值為0.996，年均增長率為-0.4%，表明糧食生產(chǎn)中對已有技術(shù)的使用效率是緩慢下降的。與之相比，技術(shù)進步指數(shù)的均值為1.016，即糧食生產(chǎn)技術(shù)水平是以1.16%的速度進步的。相對于緩慢衰退的效率水平，技術(shù)進步在促進糧食全要素生產(chǎn)率增長中起到了決定性作用。另外，糧食主產(chǎn)區(qū)的技術(shù)進步呈現(xiàn)出較大的波動，這可能與農(nóng)民種植糧食積極性有關系，當糧食生產(chǎn)遇到灌溉不足等影響時，DEA將這種技術(shù)前沿的倒退解釋為技術(shù)退步。效率改進和糧食全要素生產(chǎn)率波動較小，可能與2003年以來穩(wěn)定的糧食補償政策有關。

2.3 區(qū)域分析

由表2可以看出不同地域糧食全要素生產(chǎn)率增長存在較大差距。中部地區(qū)省份的糧食全要素生產(chǎn)率以2.5%年均增速居于首位，東部地區(qū)其次為2.1%，西部地區(qū)最低為-1.9%。盡管三個區(qū)域?qū)崿F(xiàn)了糧食產(chǎn)量的增長，但是西部地區(qū)主要依靠生產(chǎn)投入的增加帶動糧食產(chǎn)量的增長，并沒有實現(xiàn)中部與東部省份依靠效率的提高帶動糧食產(chǎn)量增長的方式。從技術(shù)利用效率來看，中部地區(qū)省份的技術(shù)利用效率高于東部省份，更遠高于西部地區(qū)省份，西部地區(qū)省份技術(shù)利用效率處于衰退狀態(tài)，技術(shù)使用效率年均下降1.2%。從技術(shù)進步的角度看，中部和東部省份擁有經(jīng)濟資源和科技資源優(yōu)勢，技術(shù)進步速度為2.2%，與西部省份增速相比差距明顯。西部地區(qū)糧食生產(chǎn)技術(shù)出現(xiàn)整體倒退，導致其糧食全要素生產(chǎn)率不斷下降，這里的技術(shù)衰退并不是指新種子、新型化肥等科學技術(shù)推動的技術(shù)發(fā)生退步，而是農(nóng)戶在糧食生產(chǎn)中的“干中學”出現(xiàn)退步，即農(nóng)戶在糧食生產(chǎn)中并沒有產(chǎn)生知識積累，反而卻發(fā)生生產(chǎn)技術(shù)遺忘。

從時間角度來看，在2003～2006年間糧食全要素生產(chǎn)率增長較慢的西部與中部、東部的差距表現(xiàn)為擴大態(tài)勢，而在2007年之后好轉(zhuǎn)并在以后的年份里保持較小差距。不難發(fā)現(xiàn)，2007年之后西部地區(qū)的技術(shù)效率增長率與東、中部保持微弱的差距，是提升其糧食全要素生產(chǎn)率的主要原因。這表明，西部地區(qū)對現(xiàn)有糧食生產(chǎn)技術(shù)的利用效率得到了有效的改進。從糧食全要素生產(chǎn)率增長的波動來看，西部地區(qū)的波動較大，東部和中部波動較小，這主要是西部地區(qū)的技術(shù)進步速度波動較大所導致，如何穩(wěn)步推進西部糧食生產(chǎn)的技術(shù)進步應該引起西部省份的重視。

表2 糧食主產(chǎn)區(qū)各省糧食全要素生產(chǎn)率與分解的時空差異分析

2.4 省際分析

不同省份之間的糧食全要素生產(chǎn)率差異較大。其中，河北省和山東省的糧食全要素生產(chǎn)率增長速度最快，湖南和黑龍江的增速略慢于前兩個省份，安徽與河南的糧食全要素增長率勉強達到糧食主產(chǎn)區(qū)糧食全要素生產(chǎn)率增速的平均水平。值得關注的是湖北、江西、內(nèi)蒙古、四川和吉林五個省份糧食全要素生產(chǎn)率增速較慢，尤其是排在最后的內(nèi)蒙古、四川和吉林三省，糧食全要素生產(chǎn)率處于退步狀態(tài)。究其原因，主要是技術(shù)使用利用效率一直處于衰退狀態(tài)中，應該加強這三個省份農(nóng)民糧食種植技術(shù)方面的推廣。

表3 2003～2011年糧食主產(chǎn)區(qū)各省糧食全要素生產(chǎn)率增長及分解

2.5 糧食直補對糧食全要素生產(chǎn)率影響分析

本文使用我國糧食主產(chǎn)區(qū)的數(shù)據(jù)，在這里可以看作是一個總體，在這種情況下使用固定效應模型更合理（Hsiao，2002）。此外，在F檢驗和Hanuman檢驗中，再次確定應該選擇個體固定效應模型。在估計模型參數(shù)之前，進行F-ADF檢驗分析數(shù)據(jù)是否存在非平穩(wěn)的可能性，進而避免偽回歸問題，結(jié)果顯示數(shù)據(jù)平穩(wěn)。隨后，實證數(shù)據(jù)通過協(xié)整檢驗，說明變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。使用個體固定效應模型對方程（6）、（7）和（8）進行初步的估計，得到如表3所示的模型回歸結(jié)果。其中第1—2列、3—4列和5—6列分別是針對糧食效率改進指數(shù)、糧食生產(chǎn)技術(shù)進步指數(shù)和糧食全要素生產(chǎn)率增長指數(shù)的估計結(jié)果。在第1、3和5中沒有加入控制變量，而在第2、4和6中加入控制變量。第一列中，糧食直補的估計系數(shù)顯著為負，表明糧食直補金額高的時期糧食效率改進的速度會下降，而糧食直補金額小時則會上升。為了查證這種關系是否源于其它因素，需要與第2列中加入控制變量的估計結(jié)果進行對比，不難發(fā)現(xiàn)，在控制了農(nóng)田水利和農(nóng)村發(fā)展等因素后，糧食補貼對效率改進的影響的負影響更加顯著。第3、4列是針對糧食生產(chǎn)技術(shù)進步指數(shù)的估計結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)在未加入控制變量的第三列中，糧食補貼的影響顯著為正，在加入控制變量之后，糧食補貼的估計系數(shù)依然為正且顯著?？梢钥闯?，糧食直補的金額越高對技術(shù)進步的影響越大，促進糧食生產(chǎn)技術(shù)的進步的效果越好。第5、6列是針對糧食直補對糧食全要素生產(chǎn)效率變化的估計結(jié)果。從第五列結(jié)果來看，糧食補貼與生產(chǎn)效率變化之間存在顯著的負相關關系，這一結(jié)果在加入了控制變量后，影響程度有所減小。如前所述，根據(jù)公式5，全要素生產(chǎn)率指數(shù)是效率改進指數(shù)與技術(shù)進步指數(shù)的幾何乘積，生產(chǎn)效率變化是效率改進與技術(shù)進步的綜合反映。糧食直補對效率改進的負向影響程度要大一些，超過對技術(shù)進步的影響，在二者的共同作用下體現(xiàn)為與糧食全要素生產(chǎn)率增長的負向聯(lián)系。

糧食補貼對效率改進指數(shù)的影響是負向關系的結(jié)果似乎與糧食直補通過增加種糧農(nóng)民收入產(chǎn)生的激勵效應相違背。一般情況認為在激勵效應的作用下，糧食補貼對效率改進指數(shù)和技術(shù)進步指數(shù)起到的作用應該是正向的，糧食直補資金能夠提高農(nóng)民的收入，增加農(nóng)民種糧的積極性，進而付出更多的努力“精耕細作”，提升已有糧食生產(chǎn)技術(shù)的使用效率。然而，通過研究發(fā)現(xiàn)糧食補貼在影響效率改進指數(shù)方面，除了具有激勵效應，還應具有“擠出效應”?！皵D出效應”是指農(nóng)民將有限的優(yōu)勢資源給予非糧食作物，而將劣等資源用于糧食生產(chǎn)。產(chǎn)生這一結(jié)果的原因在于，在糧食直補政策的影響下，農(nóng)民為了獲取更多的經(jīng)濟利益，將有限耕地中肥力較高的土地用于種植經(jīng)濟作物，將肥力較低的土地用于種植糧食作物，雖然無法得到較高的糧食產(chǎn)量但可以獲得糧食直補。這種農(nóng)民自發(fā)的“擠出效應”使得現(xiàn)有糧食生產(chǎn)技術(shù)在劣等土地上，無法發(fā)揮應有的效果，導致糧食補貼與效率改進指數(shù)之間的負向關系。

表4 糧食直補對糧食全要素生產(chǎn)率增長指數(shù)影響

3 結(jié)論與政策建議

通過本文研究主要結(jié)論如下：（1）2003～2011年間主產(chǎn)區(qū)糧食全要素生產(chǎn)率處于緩慢增長的狀態(tài)，糧食生產(chǎn)技術(shù)進步的提升是其增長的主要驅(qū)動因素，而糧食生產(chǎn)技術(shù)使用效率的下降阻礙糧食生產(chǎn)效率的提升。從東中西部區(qū)域?qū)Ρ葋砜?，糧食主產(chǎn)區(qū)的東部省份糧食生產(chǎn)效率最高，中部稍稍落后，而西部則處于生產(chǎn)效率倒退的不利狀況中。（2）在“擠出效應”的影響下，糧食直補對糧食生產(chǎn)技術(shù)使用效率是負向影響，而在激勵作用的影響下其對糧食生產(chǎn)技術(shù)進步的影響為正向，在兩種效應綜合作用下，糧食直補對糧食全要素生產(chǎn)率影響為抑制性，這一結(jié)果在加入控制變量后，依然顯著。

從糧食直補對糧食生產(chǎn)效率的影響來看，我們應該強化糧食直補的激勵效應，弱化“擠出效應”。因此，為推進糧食主產(chǎn)區(qū)的糧食生產(chǎn)效率的提升，糧食直補政策應進行以下調(diào)整：

（1）建立糧食主產(chǎn)區(qū)動態(tài)補償機制。在糧食主產(chǎn)區(qū)糧食補償實施的過程中，由于農(nóng)戶在信息的獲取中處于劣勢地位，其在未能直接感受種糧補償?shù)娘@性增長的情況下，會衡量種糧與其他行為決策的當時收益水平，選擇獲取收益高的經(jīng)營方式，而在國內(nèi)糧食主產(chǎn)區(qū)現(xiàn)階段執(zhí)行的補償標準下，種糧的收益明顯低于同等條件下種植經(jīng)濟作物或發(fā)展果蔬的收益，也低于務工的收益，這使得種糧農(nóng)戶群體的總體數(shù)量呈現(xiàn)遞減的趨勢，從保障國家糧食安全的角度來看，這種情況將會影響國家糧食供銷和儲備的長期穩(wěn)定。因此，為保障國家糧食安全，實現(xiàn)糧食主產(chǎn)區(qū)糧食產(chǎn)量增加與種糧農(nóng)戶收益同步提高，國家和糧食主產(chǎn)區(qū)地方政府必須采取有效的措施促進動態(tài)補償機制的有效實施。

（2）在糧食直補過程中不斷探索有效的糧食直補資金同糧食生產(chǎn)掛鉤機制，可以使生產(chǎn)糧食多的農(nóng)民獲得較多的糧食直補資金，以保護農(nóng)民生產(chǎn)糧食的積極性。同時，在政策實施過程中，為滿足國民經(jīng)濟的需求，可以對不同糧食品種設立不同的售糧補貼標準，如在黑龍江、吉林和遼寧等省份水稻是我國居民生活中喜愛的口糧，可以對其設立較高的補貼金額，以鼓勵農(nóng)戶生產(chǎn)。

（3）擴大對提供商品糧農(nóng)戶的補貼金額額度。將商品糧和非商品糧補貼標準予以區(qū)別，不僅能強化糧食主產(chǎn)區(qū)商品糧輸出的重要作用，同時也能起到激勵農(nóng)民提高生產(chǎn)效率，提高糧食產(chǎn)量的作用。

（4）簡化補貼種類。糧食主產(chǎn)區(qū)地方政府可根據(jù)實際情況將現(xiàn)有的四種補貼融合為一體，即將針對種糧農(nóng)戶實行的農(nóng)民直接補貼、良種補貼、農(nóng)機具購置補貼和農(nóng)資綜合補貼融為一體，建立糧食直接補償基金。在綜合考慮農(nóng)戶糧食產(chǎn)量、當期CPI指數(shù)水平、種糧成本變動水平等因素的基礎上實行動態(tài)補償，直接針對種糧農(nóng)戶，補償條目簡單清晰，方便糧食產(chǎn)區(qū)基層組織操作，便于農(nóng)戶理解并做出行為反饋。

（5）提高補償標準，明確補償依據(jù)。為提高糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶選擇種糧行為的比例，對種糧農(nóng)戶的利益補償標準應能保證農(nóng)戶種糧的收益不低于從事經(jīng)濟作物種植或務工所獲取的收益，若種糧補償?shù)陀谄渌?jīng)濟行為的收益，農(nóng)戶會做出不種糧，改種經(jīng)濟作物或果蔬的理性選擇。因此，糧食補償?shù)臉藴时仨毥?jīng)過科學的核定，具有吸引力，補償?shù)囊罁?jù)也需做出相應的調(diào)整，實行以糧食出售量為依據(jù)的方式，由財政和糧食儲備部門聯(lián)合印制糧食收購統(tǒng)一票據(jù)，憑票據(jù)結(jié)算，補貼到人。

[1]彭澧麗,龍方,卜蓓.基于時間效應視角的補貼政策對糧食生產(chǎn)的影響[J].統(tǒng)計與決策，2014,（8）.

[2]周應恒,趙文,張曉敏.近期中國主要農(nóng)業(yè)國內(nèi)支持政策評估.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題[J].2009,（5）.

[3]高玉強,賀伊琦.我國糧食主產(chǎn)區(qū)糧食直補效率研究[J].中南財經(jīng)政法大學學報，2010，（4）.

[4]黃季焜,王曉兵,智華勇,黃珠容.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)經(jīng)濟，2011，（1）.

[5]盛逖.我國糧食直補績效評價及對策研究[J].中南財經(jīng)政法大學學報，2013,（5）.

[6]米建偉,梁勤,馬驊.我國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的變化及其與公共投資的關系—基于1984～2002年分省面板數(shù)據(jù)的實證分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2009,（3）.

[7]王鈺,宋文飛,韓先鋒.中國地區(qū)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率及其影響因素的空間計量分析—基于1992～2007年省域空間面板數(shù)據(jù)[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2010,（8）.

[8]鄭云.中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率變動、區(qū)域差異及其影響因素分析[J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2011,（2）.