粮食直接补贴政策对粮食生产影响的实证研究

钟 玲，黎东升，游 凤

(湖北农村发展研究中心(长江大学)，湖北 荆州 434025)

粮食直接补贴政策对粮食生产影响的实证研究

钟 玲，黎东升，游 凤

(湖北农村发展研究中心(长江大学)，湖北 荆州 434025)

应用固定效应面板数据模型，实证分析了粮食直接补贴政策对我国粮食生产的影响。结果表明，虽然粮食补贴因素并不能成为影响粮食产量的显著因素，但从回归系数值看，增加的粮食补贴数额比其他变量起到的作用要大得多，粮食补贴政策对促进粮食增产具有显著作用，这为政府实行更有效的粮食补贴政策提供了实证依据。基于此，提出了相关的政策建议。

粮食直接补贴；粮食主产区；粮食生产

国家实施粮食直接补贴政策已有9年了，其补贴力度不断加大。2012年中央一号文件也明确提出，要加大农业投入和补贴力度，继续加大农业补贴强度，提高对种粮农民的直接补贴水平。实行粮食补贴政策是我国高度重视粮食生产和提高粮食综合生产力推行的一项重大举措。其目的是增加粮食生产，确保粮食安全，促进粮农持续增收和促进粮食结构优化。因而，推行粮食补贴政策具有重要意义，对社会发展产生了巨大作用。从理论上讲，粮食直补政策有利于提高农民种粮积极性，促进粮食增产，但对其实施效果存在一定的争议。有学者认为，粮食补贴政策能提高农民的种粮积极性，起到明显的粮食增产效果[1-2]。但目前政府实行的低水平粮食补贴政策对促进粮食增产和农民增收的效应并不明显[3-4]。由于我国粮食直接补贴政策实施的时间较短，以往的研究要么以某地数据为例进行研究，要么就全国性数据进行研究，这样就多少存在样本数据期间较短和数据搜集困难的问题。本研究在已有文献的基础上，增加样本数据的时间跨度(2004～2010年)，且采用的是13个粮食主产区的数据，可以更加客观地分析粮食直接补贴政策对粮食生产影响，为今后进一步优化粮食直接补贴政策提供决策参考。

1 研究方法

1.1 变量选择与说明

从粮食安全的理论分析及生产实际方面考虑，本研究主要选择农业生产资料价格、粮食生产价格、粮食补贴总额以及粮食播种面积作为解释变量。由于粮食生产价格在有关统计数据中很难找到，因此，本研究用谷物生产价格来替代，由于我国的粮食品种主要包括大米、小麦、玉米和大豆，大豆虽然在有关统计年鉴中将其作为粮食品种进行统计，但其用途并未作为粮食使用，而且在四大粮食品种中，其所占比重也是最小的，因此，这种替代是可行的。为了保持统计口径的一致性，粮食产量和粮食播种面积也分别用谷物产量和谷物播种面积替代。从经济意义分析可知，农业生产资料价格对谷物产量的影响为负，谷物出售价格、补贴总额以及谷物播种面积对谷物产量的影响为正。

1.2 样本选择及数据来源

由于我国现行粮食补贴政策始于2004年，加之统计数据的可获得性限制，目前只能搜集到截止2010年的相关时间序列数据。因此本研究只能采取平行数据(又称面板数据，即在时间序列上的多个截面同时选取样本观测值所构成的样本数据)。典型的平行数据是横截面较多而时期较少的数据，因此本研究选取2004～2010年作为时间序列，截面数据主要选自吉林、黑龙江、内蒙古、辽宁、河北、山东、河南、四川、江苏、江西、安徽、湖北和湖南等13个粮食主产区，得到91个样本数据，从而解决了样本数据不足的问题。之所以选择13个粮食主产区，是因为这些粮食主产区每年的粮食产量占到了全国粮食总产量的绝大部分，粮食补贴政策在粮食主产区实施力度较大，对粮食产量的影响及实施效率也较大。我国的非粮食主产区主要指西北地区和东南沿海地区。对于西北地区而言，由于耕地面积相对较少，耕地质量也较差，相对较低的粮食直补额度对于这些地区来讲刺激作用不大；对于东南沿海地区来讲，有限的粮食补贴对这些地区的农民的激励作用也很小，而对于以种粮为主的农民来说，激励作用较大，尤其是对于粮食主产区且自然条件较好的中部和东北地区，而且保证了13个粮食主产区的粮食生产能力，国家的粮食安全也基本上得到了保障，因此具有较强的代表意义。其中粮食产量、谷物播种面积、农业生产资料价格指数及谷物生产价格指数数据来自相关年份的中国农村统计年鉴，粮食直接补贴数据来源于中国农业信息网，13个省(自治区)人民政府网站及国家粮食局网站等。

1.3 模型构建

由于本研究中的样本数据是面板数据，参考有关研究经验和案例，本研究未对样本数据进行F检验，而直接采用变截距模型。具体研究中究竟选择固定效应还是选择随机效应模型，有学者认为，如果仅以样本自身效应为条件，则宜使用固定效应模型为佳[5]。由于模型仅就13个省(自治区)数据资料进行研究，故选择固定效应模型进行估计，它也是应用最为广泛的一种平行数据模型。同时对各变量取对数模型，于是固定效应面板数据模型分析的基本框架采用如下回归模型：

lnYit=αit+lnx1t+ lnx2t+ lnx3t+ lnx4t+υit

(1)

式中，Y表示粮食产量，αit视为回归模型中每组各自不同的常数项，反映了不同的个体差异；由于有4个解释变量，其中xit=(x1，x2，x3，x4)为1×4向量，i，t分别表示解释变量及时间，x1代表农业生产资料价格指数，x2表示粮食生产价格(谷物生产价格指数)，x3表示粮食直接补贴数额，x4表示粮食播种面积，υ为随机干扰项，表示模型中被忽略的随时间和截面变化的因素影响。

2 计量结果与结论

本研究所采用的样本数据是面板数据(panel data)，因而可假定模型随机误差项存在或仅有较小的序列相关问题。由于各地区之间自然条件和社会经济发展水平存较大差异，随机误差项可能存在异方差问题。因此，本研究采用广义最小二乘法(GLS)对模型(1)进行参数估计。利用EVIEWS5.0进行变截距固定效应模型回归估计，其结果见表1。

表1 粮食补贴政策等因素对粮食产量影响的GLS估计结果

根据上述估计结果，模型(1)可以表示为：

lnYit=-0.265947-0.275648lnx1t+2.496063 lnx2t+5.565275 lnx3t+ 0.641408lnx4t

方程的决定系数为(R-squared)为0.999757，调整后的决定系数(Adjusted R-squared)达0.999581，说明模型的拟合优度很高，D.W检验值为2.431843，证明残差无序列相关。因此，该模型模拟效果较好。

根据上述计量结果，可得出以下主要结论。

(1)农业生产资料价格对粮食产量的影响为负且不显著 其原因可能是农业生产资料价格的上升会造成农民通过减少农药、化肥的使用量及用简单农具或人工代替机械来减少成本投入。虽然这种行为会造成粮食产量的减产，但也不会太大。而且这可能与我国从2006年开始新增农业生产资料综合直接补贴有一定关系。

(2)粮食生产价格和播种面积对粮食产量的影响显著 说明较高的售价对粮食产量具有很强的刺激作用，保证粮食播种面积才能保障国家粮食安全。

(3)粮食补贴对粮食产量增长的影响不显著 因为粮食补贴变量的概率为0.2128，远远大于0.05，由此看来，粮食补贴这个变量对粮食产量的影响并不显著。虽然粮食安全在粮食补贴政策的目标体系中处于优先地位，但并不能说明粮食补贴对其影响就一定显著，对于粮食补贴变量不显著的原因也较容易理解，政府的粮食直接补贴额度在2004～2010年的这5年相比并不大，以13个粮食主产区为例，2004年的补贴额度是100.31亿元，2010年为129.42亿元，虽然有所增加，但幅度不大，即粮食补贴力度并未达到足以促进粮食生产的程度。因此仍需加大补贴力度。

3 政策建议

3.1 改革补贴依据和补贴对象

目前有些地方为了降低补贴核算成本、简化补贴程序和手续，粮食直补主要依据计税田亩和计税常产量，或粮食种植面积等。这样就可能会使那些承包了责任田、但实际不种田或从事非粮产业的农民也可以得到粮食补贴资金。而且有些农民由于种植规模很小，即使是种粮了，但也主要是为了满足其口粮需要，他们也可以得到一定的粮食补贴。农民对国家粮食安全的贡献主要体现其交售的商品粮上，而这两部分农户并没有对国家粮食安全做出贡献，却仍然可以获得粮食补贴，这样就背离了粮食补贴的目标。因此，要改革补贴依据和补贴对象，补贴依据改为以农民交售的商品粮数量进行，不仅可以真正体现粮食补贴的目标，而且还可以促进规模化种植，激励种粮农民多产粮。补贴的对象应限定为种粮农民而不应是全部农民，尤其是提供商品粮的农民。

3.2 粮食直补向粮食主产区倾斜

目前，我国我国主产区(包括主销区的粮食主产县、市)粮食商品化率达到70%，提供的商品粮总量约占全国总需求量的65%左右，在稳定粮食供给、保障粮食安全方面具有举足轻重的作用。因此，粮食直补应坚持向粮食主产区倾斜的原则，不搞平均分配，以提高补贴效率，激发种粮农民的积极性，确保更多的生产要素资源向主产区流动集中，最大限度地发挥主产区的种粮优势。在粮食风险基金配套政策方面，应该增加主产区粮食风险基金规模，给予主产区更多的倾斜扶持政策。建立产销区之间的粮食直补资金转移机制，包括中央与地方之间的纵向转移支付制度及产区与销区之间的横向转移支付制度。

3.3 粮食直接补贴应效率优先，兼顾公平

为引导优势粮食品种种植的区域化和规模化发展，避免“普惠制”粮食补贴政策对城镇化及农村土地流转等的负面影响，粮食直接补贴必须遵循“效率优先，兼顾公平”原则。为提高效率，应实行规模补贴。对于沿海经济发达地区，主要考虑效率问题，规模水平可以确定得高一些。而对于经济欠发达的地区，由于农业人口比重大，所以具体实施时要兼顾公平，规模水平可以定得低点，而且还可以考虑级差规模补贴方式，即规模越大，补贴标准越高。达到提高补贴效率、减少补贴成本的目的。

3.4 进一步加大粮食直补力度

从2005年起，我国将粮食直补资金部分列入中央财政支出，并逐年提高粮食直补资金的补贴数额，从2004年的116亿元增加到2011年的151亿，虽然实现了直补资金逐年递增的设想。但增长幅度太小，这对于增加农民的收入和调动农民种粮积极性的作用不大。要想通过粮食直补政策充分调动农民种粮的积极性，真正实现粮食直补政策的目标，就应该进一步加大粮食直补力度，把种粮收入提高到社会平均收入水平，逐步建立粮食补贴标准与农资价格的变化、粮食价格变化的联动机制，不断提高补贴标准，缩小种粮农民与其他产业劳动者之间的收入差距。

[1]吴连翠，陆文聪．粮食补贴政策的增产增收效应——基于农户模型的模拟研究[J]．江西农业大学学报(社会科学版)，2011，(3)：60-66.

[2]段云飞．对河北省粮食直补工作的调查[J]．中国财政，2009，(6)：12-15.

[3]赵瑞芹，孟全省．直接补贴政策对粮食产量的影响效果分析——以山东省为例[J]．农业经济，2012，(5)：20-21.

[4]黄季焜，王晓兵，智华勇，等．粮食直补和农资综合补贴对农业生产的影响[J]．农业技术经济，2011，(1)：4-12.

[5]易丹辉．结构方程模型方法与应用[M].北京：中国人民大学出版社，2008:89-90.

[6]何蒲明．对我国粮食直接补贴政策的几点思考[J]．长江大学学报(自然科学版)，2005，(11)：83-85.

2012-11-10

湖北省社会科学基金项目(2012105)。

钟 玲(1977-)，女，湖北荆州人，硕士生，研究方向为农村区域发展。

黎东升，E-mail：dongsli@qq.com。

10.3969/j.issn.1673-1409(S).2012.12.010

F326.11

A

1673-1409(2012)12-S032-04