王 茜

(內蒙古師范大學政府管理學院， 內蒙古 呼和浩特 010022)

2004年，我國在糧食需求不斷增加、種植面積逐年遞減的情況下，開始在全國范圍內推行糧食直補政策，以期提升生產(chǎn)者種糧積極性，保障國家糧食安全。政策緩解了財政與糧食購銷企業(yè)的負擔、推動了糧食市場流通體制的改革，但在提高農民種糧積極性、提升糧食產(chǎn)能方面的效果一直不夠理想。2016年5月，財政部和農業(yè)部下發(fā)《關于全面推開農業(yè)“三項補貼”改革工作的通知》，將種糧農民直接補貼與農作物良種補貼、農資綜合直接補貼合并為農業(yè)支持保護補貼。政策目標增加了鼓勵地力保護和適度規(guī)模經(jīng)營，加上自2016年以來實施的玉米生產(chǎn)者補貼政策以及2017年實施的大豆生產(chǎn)者補貼政策，形成了我國當前糧食生產(chǎn)直接補貼的政策體系。內蒙古自治區(qū)作為全國十三大糧食產(chǎn)區(qū)之一，是我國糧食生產(chǎn)的重要基地。自治區(qū)農牧業(yè)廳的數(shù)據(jù)顯示，內蒙古自治區(qū)每年為全國提供商品糧100多億kg，是全國糧食輸出最多的5個省區(qū)之一。同時，內蒙古地處我國北疆，是“東北森林屏障”“北方防沙屏障”的重要組成，也被稱為“東北亞水塔”。內蒙古自治區(qū)的生態(tài)保護與環(huán)境建設對我國北方乃至全國的生態(tài)安全都具有重要的戰(zhàn)略意義?？梢姡瑑让晒抛灾螀^(qū)在保障我國的糧食安全與生態(tài)安全兩個方面都起著重要的作用。

在堅定保障糧食安全不能動搖，維護生態(tài)安全也不容忽視的背景下，內蒙古自治區(qū)的糧食生產(chǎn)直補政策研究也應從生態(tài)保護與生態(tài)安全的視角下展開。已有學者研究發(fā)現(xiàn)歐盟的農業(yè)補貼造成農戶在肥力較低、退化嚴重、生態(tài)脆弱的土地上開荒擴大耕種面積的現(xiàn)象[1]，妨礙了生態(tài)平衡、抑制了生物的多樣性[2]。他們測算出經(jīng)濟合作與發(fā)展組織(OECD)國家的補貼水平促進了氮肥施用量[3]、造成了生產(chǎn)要素集約化[4]、化肥使用量增加和土地污染加重[5]。國內學者也發(fā)現(xiàn)農業(yè)補貼標準上漲時農戶會增加農藥使用量[6]，驗證了農資綜合補貼會增加化肥、農藥的使用量[7]，不同的補貼對象對農業(yè)生產(chǎn)環(huán)境會產(chǎn)生一種“負向溢出”[8]。究其原因，是因為農業(yè)稅取消后，三大主糧的種植面積顯著增加，但擴大的面積主要是肥力不高或生態(tài)脆弱的耕地[9-10]，同時農資綜合補貼增加了化肥、農藥的使用，兩種補貼的共同作用下，扭曲了資源的使用[11]。學者們對補貼的生態(tài)效應進行的研究中，多數(shù)發(fā)現(xiàn)補貼會通過化肥農藥施用量的增加對生態(tài)帶來負面影響，但仍缺乏影響程度與解決對策的研究。糧食生產(chǎn)直接補貼的依據(jù)是承包面積或種植面積，內蒙古自治區(qū)的生態(tài)類型、水資源分布與土地利用結構較為復雜，政府若對生態(tài)脆弱的不適宜種植地區(qū)盲目加大補貼力度，可能會造成農戶加大農藥化肥施用量、在生態(tài)脆弱區(qū)濫墾耕地種糧、過度開采水資源、廣種薄收與粗放生產(chǎn)等行為，帶來土地風蝕、水土流失、植被破壞、草原退化等加劇生態(tài)惡化的后果。因此，本研究致力于探討內蒙古自治區(qū)糧食生產(chǎn)直接補貼政策在刺激糧食增產(chǎn)上的效果及政策對生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生的影響，以期為安全、生態(tài)地推進糧食增產(chǎn)提供政策建議。

1 理論基礎

糧食生產(chǎn)直接補貼政策實施中包含兩大主體：政府代表公眾利益，對糧食生產(chǎn)進行補貼的目的是實現(xiàn)社會福利最大化；農戶生產(chǎn)行為的目標是自身利益最大化，兩者的目標并不對等[12-13]。糧食直補政策正是為彌補市場機制在調節(jié)上述外部性時的失靈情況，政府作為利益代表通過補貼制度將一部分糧食生產(chǎn)為公眾帶來的收益轉移給農戶，從而改善其原有收益預期，鼓勵農戶種植糧食[14-15]。補貼政策實質上是主體與客體間的利益反饋機制，這一機制的作用機理是外部收益內部化。具體到本研究，良好的生態(tài)環(huán)境作為公共物品也需要由政府來提供，所以政府對糧食生產(chǎn)進行補貼的同時也要兼顧這一職能。

糧食生產(chǎn)直補能夠促進糧食生產(chǎn)，糧食產(chǎn)量的增加可以源于耕地面積的增加。但我國的耕地面積總體上變化空間不大，更多的要依賴產(chǎn)能與單位產(chǎn)量的提高，這必然會帶來農戶加大化肥、農藥的使用量。這不僅會造成環(huán)境污染與生態(tài)破壞，糧食產(chǎn)品中的化學毒素等殘留還會引發(fā)食品安全問題，威脅消費者的健康與安全。這些問題一定程度上與糧食直補政策有關。我國多數(shù)地區(qū)的糧食生產(chǎn)直補發(fā)放依據(jù)是承包或種植面積，一些農戶在補貼吸引下，會將曾經(jīng)退耕還林、還草的土地開發(fā)再開墾，造成對環(huán)境的極大破壞，帶來生態(tài)上的威脅；補貼依據(jù)面積能夠鼓勵農戶的種植行為，卻也不利于耕地的休養(yǎng)與輪作；農資綜合直接補貼彌補農資價格上漲的影響，卻間接鼓勵了化肥等農資的施用量，會對環(huán)境產(chǎn)生更直接的威脅；糧食直補政策與相關政策也存在不匹配現(xiàn)象，如內蒙古地區(qū)的退耕還牧、草原生態(tài)安全獎補政策等，在糧食生產(chǎn)直補的目標與鼓勵方向上存在一定程度的沖突。

2 研究模型與數(shù)據(jù)選取

2.1 研究模型

與傳統(tǒng)的時間序列模型相比，面板向量自回歸模型(以下簡稱PVAR模型)除了分析自身滯后項的影響外，還分析其他相關因素的滯后項對未來值產(chǎn)生的影響，能夠研究多個變量之間的相互影響關系。本研究通過構建雙變量的面板向量自回歸模型，經(jīng)過確定最優(yōu)滯后階數(shù)、穩(wěn)定性檢驗、Granger因果檢驗、脈沖響應函數(shù)分析與方差分解等環(huán)節(jié)，以滯后期的數(shù)據(jù)剖析變量之間的影響關系。

雙變量的PVAR模型的形式為：

Y1it=c1i+α11Y1i,t-1+α12Y1i,t-1+ε1it

(1)

Y2it=c2i+α21Y2i,t-1+α22Y2i,t-1+ε2it

(2)

其中，Y1it與Y2it為模型的內生變量，t-1表示模型的滯后一期變量，i為樣本容量，t為時間序列，模型的隨機擾動項為ε，內生變量前的α指代變量影響系數(shù)。

2.2 數(shù)據(jù)獲取

鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，選用內蒙古自治區(qū)12個盟市2004-2020年間的糧食產(chǎn)量與糧食生產(chǎn)直補金額作為研究變量，共獲得有效數(shù)據(jù)360個，描述性統(tǒng)計分析見表1。

表1 描述性統(tǒng)計分析

3 結果與分析

3.1 糧食產(chǎn)量與糧食生產(chǎn)直補金額趨勢分析

圖1為2004-2020年間內蒙古自治區(qū)的糧食總產(chǎn)量與糧食生產(chǎn)直補金額的趨勢圖，可見糧食總產(chǎn)量基本呈現(xiàn)出逐年遞增的趨勢，糧食生產(chǎn)直補除2016年政策改革之初由于補貼類型合并調整有所下降之外，其余年份的糧食生產(chǎn)直補變動都較為平穩(wěn)。2015年生產(chǎn)者補貼試點實施后，在耕地面積變化不大的基礎上糧食產(chǎn)量水平有所提升。其中，2009年的糧食產(chǎn)量下降主要由于2個糧食主產(chǎn)區(qū)(呼倫貝爾市、巴彥淖爾市)的糧食產(chǎn)量下降導致的，然而當年的糧食補貼沒有明顯減少；2014年的糧食產(chǎn)量明顯下降主要是由于內蒙古響應國家供給側結構性改革的新政策，積極調整種植結構，一些結構性過剩的糧食種類種植面積有所縮減，數(shù)量也有所下降，而當年的糧食生產(chǎn)直接補貼較上年沒有減少。據(jù)此，應深入挖掘糧食生產(chǎn)直補額與產(chǎn)量之間的內在聯(lián)系。

圖1 內蒙古自治區(qū)糧食產(chǎn)量與糧食生產(chǎn)直補金額趨勢圖

3.2 模型構建與最優(yōu)滯后階數(shù)的選擇

根據(jù)描述性統(tǒng)計結果，結合面板向量自回歸模型的原理，模型設置如下：

Subsidy=c1i+α11subsidyt-1+α12yieldt-1+ε

(3)

Yield=c2i+α21subsidyt-1+α22yieldt-1+ε

(4)

在模型(3)、(4)中，將變量糧食總產(chǎn)量定義為yield，將糧食生產(chǎn)直補金額定義為subsidy。對于PVAR模型而言，最優(yōu)滯后階數(shù)的選擇尤為重要，不同的滯后階數(shù)，直接導致構建的模型不同，若選擇錯誤，則會導致模型估計失真。在本研究中，首先最大滯后階數(shù)確定為3階，工具變量分別設置為1/3、1/4階，驗證其有效性。最終，通過檢驗可得p值為0.983，表明工具變量選擇有效(表2)。

表2 工具變量有效性驗證

根據(jù)最小信息化準則鎖定MBIC、MAIC、MQIC的值進行比較，在MBIC準則下，滯后一階值為-58.3889(最小值)；在MAIC準則下，滯后二階值為-13.4754(最小值)；在MQIC準則下，滯后一階值為-29.9527(最小值)；因此，最優(yōu)滯后階數(shù)應選滯后1階(表3)。

表3 最優(yōu)滯后階數(shù)選擇

3.3 模型回歸與穩(wěn)健性檢驗

在進行模型回歸之后，可得到初步的回歸結果如表4所示。由于面板向量自回歸模型研究的是變量之間的動態(tài)影響關系，靜態(tài)系數(shù)(coef)不能夠全面真實的反應變量之間的作用關系，因此對于初步回歸結果得到的系數(shù)值不做解釋。

表4 模型回歸結果

為了更加直觀地顯示檢驗結果，在stata中畫出穩(wěn)健性檢驗圖形(圖2)，可見原點均落在單位圓內，表示該模型穩(wěn)定。

圖2 穩(wěn)健性檢驗圖示

3.4 Grange因果檢驗

3.4.1檢驗假設 原假設H0：Excluded變量對于原方程而言不通過Granger因果檢驗，即對被解釋變量無解釋效用，系數(shù)不顯著；在本研究中即為產(chǎn)量(yield)滯后1階對于糧食生產(chǎn)直補(subsidy)無解釋作用，產(chǎn)量不是糧食生產(chǎn)直補的Granger原因。

備擇假設H1：Equation變量對于原方程而言能夠通過Granger因果檢驗，對被解釋變量有解釋效應，系數(shù)顯著；在本研究中表現(xiàn)為產(chǎn)量對糧食生產(chǎn)直補具有解釋效力。

3.4.2結果分析 在本研究中，當糧食生產(chǎn)直補金額作為被解釋變量時，根據(jù)本研究的檢驗結果顯示，prob值為0.02，表示拒絕原假設，即產(chǎn)量對糧食生產(chǎn)直補有一定的Granger因果關系，不應該在模型當中被排除掉，因此應該考慮產(chǎn)量對糧食生產(chǎn)直補的影響關系。當產(chǎn)量作為被解釋變量時，糧食生產(chǎn)直補的滯后1階的prob值為0，表示依舊拒絕原假設，即糧食生產(chǎn)直補對于產(chǎn)量有一定的解釋效應。綜上所述，根據(jù)Granger因果檢驗結果可知，應該重新考慮糧食生產(chǎn)直補與糧食產(chǎn)量之間的關系。

3.5 脈沖響應分析

基于95%的置信區(qū)間內，Orthogonalized IRF正交響應函數(shù)運用蒙特卡洛模擬將2個變量之間的關系刻畫于圖3中，impluse表示驅動變量，response表示反映變量。結果顯示，隨著滯后項的延長，產(chǎn)量對于糧食生產(chǎn)直補金額的影響逐漸變大。

圖3 脈沖響應分析

3.6 方差分解

方差分解能夠考察被解釋變量方差的變動有多少來源于自身，有多少來源于其他內生變量。在該方差分解中(表5)，模型默認呈現(xiàn)滯后10期的擬合結果。在第2期內，糧食生產(chǎn)直補金額的變動有93.39%與自身有關，有6.61%與糧食產(chǎn)量有關；在第3期，糧食生產(chǎn)直補金額的變動有90.94%與自身有關，有9.06%與糧食產(chǎn)量有關；在第4期，糧食生產(chǎn)直補金額的變動有89.85%與自身有關，有10.15%與糧食產(chǎn)量有關；在第5期，糧食生產(chǎn)直補金額的變動有89.29%與自身有關，有10.71%與糧食產(chǎn)量有關；在第6期，糧食生產(chǎn)直補金額的變動有88.97%與自身有關，有11.03%與糧食產(chǎn)量有關；顯然，隨著滯后期的不斷推移，產(chǎn)量對于糧食生產(chǎn)直補金額的影響力越來越大。在直補政策調整中應充分重視糧食產(chǎn)量因素，補貼依據(jù)不僅應與面積相關，也應與產(chǎn)量掛鉤。

表5 方差分解結果

3.7 糧食生產(chǎn)直補的生態(tài)保護效果分析

基于《內蒙古統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)，通過計算得到2004-2020年內蒙古自治區(qū)的農藥使用量與耕地面積之比、化肥使用量與耕地面積之比，以便測算出單位面積的耕地上農藥和化肥使用量，從而側面反映生態(tài)安全(圖4)。從統(tǒng)計數(shù)據(jù)整體趨勢來看，在內蒙古全區(qū)范圍內，每單位面積的耕地面積上農藥與化肥的使用量呈上升趨勢。2004年糧食生產(chǎn)直補政策實施以來，各盟市農戶將所得的糧食直補資金和農資綜合直補資金投入農業(yè)生產(chǎn)當中，然而在糧食生產(chǎn)過程中，并未出現(xiàn)農藥與化肥的使用量隨之下降的趨勢。按照糧食實際種植面積給予農戶直接補貼的方式，對農戶自覺保護生態(tài)環(huán)境的意識并沒有顯著的提升作用，未能在一定程度上起到保護或恢復生態(tài)的作用，反而使得農牧民忽視了對生態(tài)環(huán)境的保護，一味地追求種植面積的擴大。

圖4 各盟市農藥使用量與耕地面積間的關系

使用單位面積(以下單位面積指1 hm2)耕地化肥使用量與農藥使用量來度量內蒙古自治區(qū)的生態(tài)安全性問題，以12個盟市2004-2020年間單位面積耕地農藥使用量與化肥使用量為研究樣本，同樣運用面板向量自回歸模型進行模擬回歸。

(1)將農藥使用量命名為pesticide，糧食生產(chǎn)直補金額為subsidy，模型如下：

subsidy=c1i+α11subsidyt-1+α12pesticidet-1+ε

(5)

pesticide=c2i+α21subsidyt-1+α22pesticidet-1+ε

(6)

(2)將化肥使用量命名為fertilizer，糧食生產(chǎn)直補金額為subsidy，模型如下：

subsidy=c1i+α11subsidyt-1+α12fertilizert-1+ε

(7)

fertilizer=c2i+α21subsidyt-1+α22fertilizert-1+ε

(8)

表6為模型(5)、(6)的方差分解結果，揭示了滯后10期的單位面積耕地面積農藥使用量與糧食生產(chǎn)直補金額間的影響關系。在第2期內，單位面積耕地面積農藥使用量指標的變動有24.05%與糧食生產(chǎn)直補金額有關，有75.94%與自身有關；在第3期內，單位面積耕地面積農藥使用量指標的變動有32.57%與糧食生產(chǎn)直補有關，有67.42%與自身有關；在第4期內，單位面積耕地面積農藥使用量指標的變動有36.96%與糧食生產(chǎn)直補有關，有63.03%與自身有關；在第5期內，單位面積耕地面積農藥使用量指標的變動有39.42%與糧食生產(chǎn)直補有關，有60.57%與自身有關；依此類推可得，隨著滯后期的不斷推移，糧食生產(chǎn)直補對單位面積耕地面積農藥使用量這一指標的影響程度越來越大。

表6 模型(5)、(6)方差分解

表7為模型(7)、(8)的方差分解結果，揭示了滯后10期的單位面積耕地面積化肥使用量與糧食生產(chǎn)直補金額間的影響關系。在第2期內，單位面積耕地面積化肥使用量指標的變動有26.25%與糧食生產(chǎn)直補金額有關，有73.75%與自身有關；在第3期內，單位面積耕地面積化肥使用量指標的變動有33.45%與糧食生產(chǎn)直補有關，有66.55%與自身有關；在第4期內，單位面積耕地面積化肥使用量指標的變動有36.76%與糧食生產(chǎn)直補有關，有63.24%與自身有關；在第5期內，單位面積耕地面積化肥使用量指標的變動有39.46%與糧食生產(chǎn)直補有關，有60.54%與自身有關；依此類推可得，隨著滯后期的不斷推移，糧食生產(chǎn)直補對單位面積耕地面積化肥使用量這一指標的影響程度越來越大。在滯后第6期～第10期，糧食直補金額對化肥使用量的影響持續(xù)增大。

表7 模型(7)、(8)方差分解

綜上，經(jīng)過模型(5)、(6)與模型(7)、(8)的方差分解可以看出在現(xiàn)有的糧食直補政策下，農牧民會主觀增加農藥與化肥的使用量，在提高產(chǎn)量的同時也存在污染破壞生態(tài)環(huán)境的風險。應當考慮適當調整糧食生產(chǎn)直補政策，以緩解生態(tài)矛盾。

4 結論與建議

4.1 結論

從上述結果發(fā)現(xiàn)，對內蒙古自治區(qū)而言，盡管政策效果綜合值是穩(wěn)步增加的，但政策并未對糧食質量安全性產(chǎn)生明顯影響，補貼在刺激糧食增產(chǎn)上的效果非常有限。這在一定程度上違背了政策的初衷，是限制政策作用發(fā)揮的最主要問題。從生態(tài)安全性指標出發(fā)，發(fā)現(xiàn)補貼在生態(tài)保護方面的效能也發(fā)揮不足，補貼從2017年開始在生態(tài)安全性上的效果呈明顯下降趨勢。這說明補貼在一定程度上促使農戶加大了農藥、化肥、農膜的使用量，這不僅直接影響糧食質量，還會造成耕地地力下降，嚴重影響糧食質量安全。

現(xiàn)行政策主要依據(jù)面積進行補貼，這不僅影響了補貼的增產(chǎn)效果，還會引發(fā)生態(tài)問題、造成外部不經(jīng)濟，進而影響補貼資金帶來的效用、降低社會總福利水平。經(jīng)過查閱資料，當前實踐中全國多數(shù)地區(qū)都將種植面積、甚至耕地承包面積設定為唯一的補貼依據(jù)。承包面積增大不意味著種糧面積一定增大，種糧面積增大也不意味著糧食產(chǎn)量一定增加，因而這種方式會影響補貼的增產(chǎn)效果。2016年內蒙古自治區(qū)將良種補貼、種糧農民直接補貼和農資綜合直接補貼合并為農業(yè)支持保護補貼一起發(fā)放，但發(fā)放的依據(jù)沒有變更。近幾年推出的生產(chǎn)者補貼，依據(jù)玉米和大豆的實際種植面積來發(fā)放補貼，相較之前依據(jù)計稅面積發(fā)，能在一定程度上刺激糧食種植面積的增加，但種糧面積并不是決定糧食產(chǎn)量的唯一因素，特別是當面積相對穩(wěn)定的情況下，對產(chǎn)量的影響更為有限。生產(chǎn)者補貼仍然沒做到補貼與糧食產(chǎn)量直接掛鉤，對補貼目標的影響是間接的，是通過先影響種植面積再用面積影響糧食產(chǎn)量的方法來實現(xiàn)的，不如直接刺激產(chǎn)量的效果好，仍然沒有實現(xiàn)補貼投入資金的最優(yōu)化配置。

4.2 政策建議

4.2.1依據(jù)產(chǎn)量補貼，促進糧食生產(chǎn) 與全國多數(shù)地區(qū)類似，內蒙古自治區(qū)的糧食生產(chǎn)直接補貼依據(jù)二輪承包耕地面積(三項補貼)和實際種植面積(玉米、大豆生產(chǎn)者補貼)發(fā)放。所以，補貼會激勵農戶擴大種植面積。在內蒙古自治區(qū)的農牧交錯帶都發(fā)現(xiàn)了這種現(xiàn)象：有的農戶為獲得標準較高的玉米生產(chǎn)者補貼開墾草地、林地進行耗水量較大的顆粒玉米種植，造成水資源消耗過快，土地板結、沙化的后果。2005年的中央一號文件提出，直接補貼可以依據(jù)農業(yè)計稅面積、計稅常產(chǎn)、糧食種植面積補貼和種糧農民出售的商品糧數(shù)量。2005年《關于進一步完善對種糧農民直接補貼政策的意見》規(guī)定，具體補貼品種及補貼標準由各省、自治區(qū)、直轄市政府根據(jù)當?shù)貙嶋H情況確定。2018年的中央一號文件進一步提出，按糧食實際播種面積或產(chǎn)量補貼生產(chǎn)者的做法已經(jīng)可以開始在有條件的地方進行試點。國家允許地方在補貼依據(jù)上有一定的選擇空間，地方可以根據(jù)自身實施情況進行選擇適合的補貼依據(jù)。內蒙古自治區(qū)應積極探索依據(jù)商品糧產(chǎn)量進行補貼的方法，將補貼資金充分配置于鼓勵地方增加糧食產(chǎn)量上。

4.2.2補貼分類指導，保護生態(tài)環(huán)境 在對直補政策執(zhí)行情況進行嚴格、公開、透明監(jiān)督的前提下，內蒙古自治區(qū)應該根據(jù)各地區(qū)實際的環(huán)境與生產(chǎn)條件，建立富有彈性的補貼標準，為充分發(fā)揮區(qū)域優(yōu)勢可以制定不同的補貼標準、分區(qū)施策。今后的補貼新增部分要突出農業(yè)適宜地區(qū)的優(yōu)勢地位，降低限制開發(fā)地區(qū)的補貼水平，促進退耕還林還草水平，提高補貼效能的同時保護生態(tài)環(huán)境。調減農牧交錯地區(qū)、風沙干旱地區(qū)和石漠化地區(qū)的補貼水平，將有限的補貼資金集中投于優(yōu)勢產(chǎn)區(qū)，逐步形成糧食產(chǎn)業(yè)地區(qū)優(yōu)勢布局。根據(jù)水資源承載能力適度安排糧食生產(chǎn)規(guī)模，提升資源生態(tài)與農業(yè)生產(chǎn)的匹配度，促進綠色發(fā)展。

4.2.3補貼水平掛鉤糧食質量，推進“質量興農” 由前所述，現(xiàn)行的依據(jù)面積補貼的方法會在一定程度上促使農戶開墾草地、林地等擴大種糧面積。農戶在這些地力與水資源承載能力不足的耕地上進行生產(chǎn)必然需要加大農藥與化肥的施用量，這不僅會降低糧食質量，還會嚴重危害生態(tài)環(huán)境。將補貼水平與糧食質量掛鉤，利用補貼工具鼓勵農戶減少農藥、化肥和農膜等的使用，能夠在提升糧食質量的同時保護生態(tài)環(huán)境。所以，在商品糧生產(chǎn)環(huán)節(jié)，內蒙古自治區(qū)要通過糧食生產(chǎn)補貼政策促進商品糧產(chǎn)量、質量的提高，合理調整“糧經(jīng)飼”結構，著力增加優(yōu)質綠色農產(chǎn)品供給。糧食生產(chǎn)直補政策助力實現(xiàn)糧食質量安全可以通過補貼依據(jù)與糧食質量相關，制定糧食質量評價標準，補貼金額與糧食質量掛鉤來限制糧食生產(chǎn)者過度使用化肥、農藥，逐步轉化到適度生產(chǎn)規(guī)模下基于豐富糧食生產(chǎn)經(jīng)驗的精細化生產(chǎn)；從依賴化學制品提升單產(chǎn)轉化到依靠資源優(yōu)化配置與科學技術手段應用來提升單產(chǎn)，從而在商品糧產(chǎn)量、質量上滿足居民對糧食質量越來越高的要求，滿足人民日益增長的美好生活需要。