張凡凡，張啟楠，李福奪，楊興洪

（1.貴州大學(xué)管理學(xué)院，貴陽 550025；2.中南林業(yè)科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，長沙 410004；3.中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)資源與農(nóng)業(yè)區(qū)劃研究所，北京 100081）

引言

“無農(nóng)不穩(wěn)，無糧則亂?！奔Z食生產(chǎn)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中占有舉足輕重的地位，也關(guān)系著社會的和諧與穩(wěn)定[1]。《2017年全球糧食危機(jī)報告》顯示，全球各地2015—2016年間面臨糧食不安全的人口從8 000萬猛增至1.08億，而且這一數(shù)字仍在持續(xù)飆升之中。作為人口大國，糧食安全問題同樣需要引起我們的重視。近年來，我國糧食生產(chǎn)在實現(xiàn)十二連增的同時，谷物進(jìn)口量也呈現(xiàn)出不斷增長趨勢，糧食自給水平自2009年以來持續(xù)下降，糧食產(chǎn)量增長速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)不及糧食消費增長速度。不可否認(rèn)，在全球氣候變化所引發(fā)的糧食生產(chǎn)不穩(wěn)定因素增多、要素引致性糧食生產(chǎn)成本提高、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)比較利益偏低的大背景下[2]，我國的糧食安全形勢不容樂觀。2016年中央一號文件《關(guān)于落實發(fā)展新理念加快農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化實現(xiàn)全面小康目標(biāo)的若干意見》指出：“把進(jìn)一步提升糧食產(chǎn)能和國家糧食安全保障水平，進(jìn)一步提高糧食生產(chǎn)和供給體系的質(zhì)量和效率作為我國的長期發(fā)展目標(biāo)?！边@是自2004年以來中央一號文件連續(xù)第十三年把三農(nóng)問題作為焦點內(nèi)容，也是第5次把工作重點放在國家糧食經(jīng)濟(jì)方面，可見糧食問題在我國的重要程度。與此同時，為了進(jìn)一步激發(fā)糧農(nóng)的產(chǎn)糧積極性，保障國家糧食安全，我國糧食直補(bǔ)政策從2004年實施以來，補(bǔ)貼力度從145.22億元增加到了2015年的1 700.5億元，增長1 555.28億元，增幅高達(dá)1 070.98%，成為農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的重要組成部分[3]，同時也加大了我國的糧食安全成本。但是，通過實證研究發(fā)現(xiàn)，糧食產(chǎn)量對糧食補(bǔ)貼的反應(yīng)程度較小，僅為0.005。也就是說，糧食補(bǔ)貼每增加1個單位的投入，糧食產(chǎn)量增加0.005個單位的產(chǎn)出，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于其他因素對糧食產(chǎn)量的貢獻(xiàn)，說明目前糧食補(bǔ)貼仍處于低效狀態(tài)，進(jìn)一步完善糧食補(bǔ)貼政策成為我國面臨的重大課題。鑒于此，本文通過深度挖掘目前我國糧食補(bǔ)貼存在的問題并提出相關(guān)建議，旨在為制定合理的糧食補(bǔ)貼政策，提高糧食生產(chǎn)能力提供科學(xué)的理論依據(jù)。

一、數(shù)據(jù)來源與研究方法

（一）數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)體系

本文以糧食主產(chǎn)區(qū)的糧食補(bǔ)貼作為研究對象，立足指標(biāo)量化的可行性、數(shù)據(jù)的可獲取性、影響因素的凸顯性原則，搜集整理包括糧食產(chǎn)量Y、糧食補(bǔ)貼金額K、化肥施用量F、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力J、有效灌溉面積W、農(nóng)村用電量E、受災(zāi)面積Z、糧食播種面積S在內(nèi)的2004—2015年糧食主產(chǎn)區(qū)13個省份的數(shù)據(jù)指標(biāo)，在衡量糧食補(bǔ)貼對糧食產(chǎn)量的影響作用時，以Y作為被解釋變量，K為核心解釋變量，其余變量作為控制變量進(jìn)行實證分析。統(tǒng)計數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》、財政部、中國農(nóng)業(yè)信息網(wǎng)、各?。ㄗ灾螀^(qū)）人民政府與財政廳網(wǎng)站等國家正式發(fā)布的統(tǒng)計資料，由于部分省市的良種補(bǔ)貼數(shù)據(jù)難以收集，所以本文僅以糧食直補(bǔ)金額與農(nóng)資綜合補(bǔ)貼的加總作為衡量糧食補(bǔ)貼政策的指標(biāo)。

為了對比糧食補(bǔ)貼前后的糧食產(chǎn)量變化情況，將考察范圍擴(kuò)展到1995—2015年。從總體來看，主產(chǎn)區(qū)的糧食變化大體經(jīng)歷了兩個階段。第一階段為1995—2003年，這一時期主產(chǎn)區(qū)的糧食產(chǎn)量不穩(wěn)定，甚至出現(xiàn)下降趨勢，這與近年來糧食主產(chǎn)區(qū)受城鎮(zhèn)化、工業(yè)化影響，大量耕地、勞動力、資金、技術(shù)流出農(nóng)業(yè)領(lǐng)域有很大的關(guān)系。第二階段為2004—2015年，從2004年以后，主產(chǎn)區(qū)糧食生產(chǎn)呈現(xiàn)出穩(wěn)定增長態(tài)勢，并于2010年突破40 000萬噸，實現(xiàn)了從1995年的34 470.1萬噸到2015年的46 021.3萬噸的巨大增長，增幅達(dá)33.5%，年均增長1.6%。因此，不可否認(rèn)，糧食補(bǔ)貼確實起到了糧食穩(wěn)產(chǎn)增產(chǎn)的作用。但從增長率角度來看，很明顯糧食補(bǔ)貼的增長速度（年均增長97.36%）遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于糧食產(chǎn)量的增長速度（年均增長1.6%），這也不可避免地造成了糧食補(bǔ)貼的低效率，間接反映了糧食產(chǎn)量對糧食補(bǔ)貼的反應(yīng)并不靈敏。因此，初步判斷糧食補(bǔ)貼對糧食產(chǎn)量的增加有正向拉動作用，但作用程度不明顯。為了證實這一猜想，以下實證研究主要基于2004年糧食補(bǔ)貼實施以后的主產(chǎn)區(qū)糧食產(chǎn)量隨糧食補(bǔ)貼的變化情況。

（二）研究方法

1.柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)。柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)是20世紀(jì)30年代被提出的用來描述投入產(chǎn)出關(guān)系的新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，本文選取糧食產(chǎn)量Y作為被解釋變量，糧食補(bǔ)貼金額K作為核心解釋變量，化肥施用量F、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力J、有效灌溉面積W、農(nóng)村用電量E、受災(zāi)面積Z、糧食播種面積S等指標(biāo)作為控制變量，構(gòu)建如下生產(chǎn)函數(shù)模型：

在中性技術(shù)進(jìn)步假設(shè)條件下，令 A（t）=A0en，代入式（1），得到拓展的C-D生產(chǎn)函數(shù)：

其中，a1為糧食綜合補(bǔ)貼的產(chǎn)出彈性，a2為化肥施用量的產(chǎn)出彈性，a3為農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力的產(chǎn)出彈性，a4為有效灌溉面積的產(chǎn)出彈性，a5為農(nóng)村用電量的產(chǎn)出彈性，a6為受災(zāi)面積的產(chǎn)出彈性，a7為糧食播種面積的產(chǎn)出彈性，A0為基期的技術(shù)水平，r為技術(shù)進(jìn)步率。

為了有效消除異方差問題，對式（2）兩邊同時取對數(shù)，并用u表示隨機(jī)誤差，得：

式（3）即為最終確定的糧食生產(chǎn)影響因素模型。

2.逐步回歸分析。對于多元線性回歸模型Y=XB+U來說，在滿足“沒有完全的多重共線性”的假設(shè)條件下可利用最小二乘回歸方法對模型進(jìn)行擬合[4]，其參數(shù)估計量為但是在現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)生活中，解釋變量之間很難做到完全線性無關(guān)，如果解釋變量X1，X2…Xi之間存在線性相關(guān)關(guān)系，則必有參數(shù)估計量不唯一，最終導(dǎo)致最小二乘法估計失效。而逐步回歸法是一種兼具檢驗?zāi)Ｐ投嘀毓簿€性和處理多重共線性的有效方法，其基本思想是將變量逐個引入模型，每引入一個解釋變量后都要進(jìn)行F檢驗，并對已經(jīng)選入的解釋變量逐個進(jìn)行t檢驗，當(dāng)原來引入的解釋變量由于后面解釋變量的引入變得不再顯著時，則將其刪除[5]，以確保每次引入新的變量之前回歸方程中只包含顯著性變量。這是一個反復(fù)的過程，直到既沒有顯著的解釋變量選入回歸方程，也沒有不顯著的解釋變量從回歸方程中剔除為止，以保證最后所得到的解釋變量集是最優(yōu)的。具體步驟如下：

第一步，用每一個自變量對因變量進(jìn)行一元線性回歸，得到i個回歸方程：

第二步，在式（4）中的i個方程中選擇擬合優(yōu)度最大或者殘差平方和最小的模型作為初始模型，不防設(shè)模型Y=a01+a11X1+ε1為初始模型。

第三步，如式（5）所示，在初始方程中引入變量X2，如果X2對應(yīng)的F和t值通過了顯著性檢驗，則需要引入變量X2，得回歸模型①，否則剔除變量X2，繼續(xù)引入新變量X3，得回歸模型②，重復(fù)以上步驟，直至得到滿意的模型。

二、實證分析

對數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理后利用Stata軟件進(jìn)行回歸估計，結(jié)果（見下頁表1）。

根據(jù)表1的回歸結(jié)果可以構(gòu)建主產(chǎn)區(qū)糧食產(chǎn)量的初始回歸模型：

從模型的可信度來看，各變量的回歸系數(shù)值與客觀事實和經(jīng)濟(jì)理論所擬定的期望值基本吻合，同時，模型總體的R2較高，F(xiàn)（6，124）=176.57。因此，可以認(rèn)為自變量與因變量之間存在顯著的線性關(guān)系，且模型擬合效果較好，但是變量J和E明顯都沒有通過T檢驗，因此，初步斷定變量之間存在多重共線性。為了排除多重共線性所帶來的干擾，需要通過逐步回歸法對變量進(jìn)行重新調(diào)整，由于本文的核心解釋變量為糧食補(bǔ)貼，因此，選取糧食補(bǔ)貼與糧食產(chǎn)量的回歸方程為初始方程，其回歸結(jié)果為lnY=2 497.741+0.014lnK，{t（K）=16.73，R2=0.493}，之后將其他變量依次引入此初始方程中，結(jié)果（見表 2）。

表1 模型回歸結(jié)果

表2 逐步回歸結(jié)果

表2顯示，在初始方程中引入變量F，以K、F為自變量，Y為因變量做回歸分析。結(jié)果顯示，變量K、F所對應(yīng)的P值分別為0.000和0.006，均通過了1%的顯著性水平，即通過了t檢驗。同時，R2由0.493變?yōu)?.753，表明變量F的引入提高了模型總體的解釋能力，因此需要引入；繼續(xù)引入變量J，其對應(yīng)的P值0.950＞0.05，未通過t檢驗，因此不引入變量J；同理，相繼引入變量W、E、Z、S，其中，引入變量E 后未通過顯著性檢驗，因此不引入，其余變量均通過了顯著性檢驗，且提高了模型的整體信度，因此需要引入。通過以上逐步回歸過程得到最終的糧食生產(chǎn)回歸模型為：

從整體來看，該模型的R2為0.889，說明模型的擬合效果較好，且各因素的作用方向與客觀事實相符合，說明該模型能夠較好的模擬主產(chǎn)區(qū)的糧食生產(chǎn)狀況。在此模型中，核心解釋變量糧食補(bǔ)貼前面的系數(shù)值為0.005，從作用方向來看，由于此系數(shù)值為正值，說明糧食補(bǔ)貼確實對糧食產(chǎn)量起到了正向拉動作用。但是從作用程度方面來說，糧食補(bǔ)貼每增加1個單位的投入，糧食產(chǎn)量只增加0.005個單位的產(chǎn)出，可見糧食補(bǔ)貼對糧食產(chǎn)量的影響較小。通過觀察發(fā)現(xiàn)，糧食補(bǔ)貼的系數(shù)值遠(yuǎn)低于化肥施用量、有效灌溉面積、受災(zāi)面積、糧食播種面積的系數(shù)，即說明糧食產(chǎn)量的增長主要靠其他要素的投入，證實了前文中的初步預(yù)判。

三、結(jié)論與討論

研究結(jié)果表明，糧食補(bǔ)貼變量在糧食產(chǎn)量反應(yīng)方程中通過了顯著性檢驗且符號為正，但反應(yīng)程度較小，僅為0.005。也就是說，糧食補(bǔ)貼每增加1個單位的投入，糧食產(chǎn)量增加0.005個單位的產(chǎn)出，糧食產(chǎn)量對糧食補(bǔ)貼的反應(yīng)程度遠(yuǎn)遠(yuǎn)不及其他影響糧食產(chǎn)量的因素，表明目前我國糧食補(bǔ)貼政策的實施效果并不理想，巨額的糧食補(bǔ)貼款不僅沒有達(dá)到大量增產(chǎn)的效果，還大大增加了我國的糧食安全成本[6]，糧食補(bǔ)貼政策的實施還存在一定的問題，需要做進(jìn)一步完善。

基于以上研究結(jié)論，做以下討論：

首先，我國糧食補(bǔ)貼政策針對性不強(qiáng)，這是糧食產(chǎn)量對糧食補(bǔ)貼反應(yīng)不靈敏的重要原因。目前，同一地區(qū)的糧食補(bǔ)貼基本都是“一刀切”，沒有質(zhì)量和產(chǎn)量上的結(jié)構(gòu)差別，形成了事實上的“普惠模式”，同時，大多數(shù)省份的糧食直補(bǔ)以家庭聯(lián)產(chǎn)承包時的計稅面積為發(fā)放依據(jù)[7]，這種補(bǔ)貼方式對農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)沒有做硬性要求，只要是計稅農(nóng)田，種植戶都可以得到補(bǔ)貼資金，從而使糧食補(bǔ)貼更加具有了農(nóng)村社保的特征，沒有真正起到激勵作用。此外，以種植面積為補(bǔ)貼依據(jù)的補(bǔ)貼形式可能會對糧食生產(chǎn)帶來擠出效應(yīng)，在糧食直補(bǔ)的影響作用下，糧農(nóng)作為理性的經(jīng)濟(jì)人，為了獲取更多的經(jīng)濟(jì)利益，把上等農(nóng)田用于種植經(jīng)濟(jì)效益較高的經(jīng)濟(jì)作物，同時為了獲得糧食補(bǔ)貼而把肥力較差的農(nóng)田用于種植糧食，以此來達(dá)到經(jīng)濟(jì)收益最大化，從而惡化了糧食生產(chǎn)的整體狀況。因此，必須加快糧食直補(bǔ)政策由“普惠型”向“生產(chǎn)激勵型”轉(zhuǎn)變。具體來說，可以把糧食直補(bǔ)分為按面積補(bǔ)貼與按售糧數(shù)量補(bǔ)貼兩部分，即固定補(bǔ)貼和非固定補(bǔ)貼，前者主要與前期的面積掛鉤，通過銀行賬戶直接支付給農(nóng)民，后者則需要根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、生產(chǎn)成本、物價水平等因素制定售糧補(bǔ)貼率，按糧農(nóng)當(dāng)年出售糧食的多少給予補(bǔ)貼，由此從糧食播種面積和糧食產(chǎn)量方面形成雙向激勵。

其次，總體而言，我國的糧食補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)偏低，糧食補(bǔ)貼雖然在總量上有了很大的提升，但是由于基數(shù)大，平均每畝糧田補(bǔ)貼不足100元[8]，在當(dāng)今物價上漲，生產(chǎn)成本大幅提高的大背景下，這種較低標(biāo)準(zhǔn)的糧食補(bǔ)貼對糧農(nóng)的激勵作用相當(dāng)有限。同時，糧食補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)沒有與糧食生產(chǎn)成本形成聯(lián)動機(jī)制，補(bǔ)貼增長幅度不及生產(chǎn)資料價格上漲幅度，糧農(nóng)無法感受到真正的收益。因此，需要設(shè)法提高補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)，尤其對糧食生產(chǎn)潛力大的地區(qū)要合理制定其補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)，使糧食補(bǔ)貼真正成為糧食增產(chǎn)的有效動力。此外，應(yīng)盡快實行糧食補(bǔ)貼與糧食生產(chǎn)資料價格指數(shù)波動相掛鉤的聯(lián)動機(jī)制，盡最大可能對糧農(nóng)形成一種兜底保護(hù)，免除糧農(nóng)的后顧之憂。

最后，糧食生產(chǎn)省長責(zé)任制加劇了主產(chǎn)區(qū)與主銷區(qū)糧食直補(bǔ)標(biāo)準(zhǔn)的差距，違背了糧食生產(chǎn)比較優(yōu)勢原則，損害了主產(chǎn)區(qū)糧農(nóng)的利益，不利于糧食生產(chǎn)的整體發(fā)展。對于糧食主銷區(qū)而言，城鎮(zhèn)化、工業(yè)化發(fā)展迅速，耕地非農(nóng)化、非糧化程度高。同時，耕地一旦進(jìn)入非農(nóng)領(lǐng)域就很難再次轉(zhuǎn)為農(nóng)業(yè)用地，否則將會帶來較大的經(jīng)濟(jì)損失，由此造成了糧食主銷區(qū)人均耕地嚴(yán)重不足，糧食供需矛盾突出，糧食供給主要依靠從主產(chǎn)區(qū)調(diào)入。明顯地，糧食生產(chǎn)省長責(zé)任制的實施給糧食主銷區(qū)帶來了更大的壓力，為了保障本轄區(qū)的糧食安全問題，主銷區(qū)往往憑借其雄厚的經(jīng)濟(jì)實力給予糧農(nóng)更高水平的補(bǔ)貼。例如2004年（糧食直補(bǔ)實行的第一年），全國糧食直補(bǔ)標(biāo)準(zhǔn)最高的是上海市和北京市（主銷區(qū)），上海市補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)高達(dá)65～95元/畝，而素有“中原糧倉”之稱的河南?。Z食主產(chǎn)區(qū)）的糧食補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)僅有12.3元每畝，前者是后者的5—7倍。這就造成了本應(yīng)以高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)為主的主銷區(qū)通過雄厚的經(jīng)濟(jì)實力大力發(fā)展不占優(yōu)勢的糧食生產(chǎn)，減少了對主產(chǎn)區(qū)糧食的需求量，間接損害了主產(chǎn)區(qū)糧農(nóng)的利益，同時違背了糧食生產(chǎn)比較優(yōu)勢原則，扭曲了糧食補(bǔ)貼設(shè)計的初衷。因此，應(yīng)將糧食主銷區(qū)用于發(fā)展糧食生產(chǎn)的糧補(bǔ)資金有效整合，按照調(diào)入糧食的多少向糧食主產(chǎn)區(qū)支付糧食補(bǔ)貼金額，從而加大對糧食主產(chǎn)區(qū)的補(bǔ)貼力度，促進(jìn)糧食增產(chǎn)，真正做到資源有效配置。