农民对粮食直接补贴的满意度及影响因素研究——基于安徽田野调查实证分析

葛莉萍

一、前 言

所谓粮食直接补贴就是国家财政按一定的补贴标准和粮食实际种植面积，对农户直接给予的补贴，这种直补与过去发放到流通领域的补贴不同。实施粮食直接补贴政策是必要的，基于以下几点原因：①实施粮食直补政策是市场经济发展的必然趋势。随着市场经济的发展，农业生产率低于第二、三产业，大量农村劳动力丢下农田进城务工，这在全球不是个案。其他国家是通过工业反哺农业、对农民进行直接补贴来解决的。直补不仅可以让农民享受到真正的实惠，还不会扭曲市场价格，符合市场经济规律。②粮食直接补贴政策可以更好地落实党中央的三农政策。为更好地解决“三农”问题，政府采取了“少取、多予、放活”的方针，而粮食直接补贴就能很好地贯彻落实“多予”方针。③粮食直补在一定程度上保证国家粮食安全。对农民给予直接补贴，可以防止在粮食丰收时谷贱伤农，确保农民种田收益，也有利于防止农民丢弃农田，从而确保好粮食产量，这是国家为维持粮食安全需要付出的政策成本。

随着政府对农民粮食直接补贴政策的实施，详细研究农民对直补的满意度，不仅能了解粮食直补政策的实施效果，而且能找出直补政策的欠妥之处，使直补政策更好地推进，并促进农民收入的提高。

二、相关研究综述

已有的关于粮食直接补贴的文献多侧重于以下几方面：①粮食直接补贴的效果评价。陈薇[1]、王娇等[2]研究指出无论从补贴方式的角度还是补贴标准的角度考虑，粮食直接补贴对农民收入的贡献很小，粮食直接补贴在农民收入中只占很小的比重；马彦丽等[3]在案例分析的基础上研究发现，粮食直接补贴对农民种粮意愿和农民收入影响均很小，对每亩的投入量没有影响。②粮食直接补贴的效率研究。叶慧等[4]从制度效率和规模效率两方面研究补贴效率，发现我国粮食直接补贴制度的效率普遍不高，补贴无效率的区域多呈现规模效益递减。③粮食直接补贴政策的缺陷分析。其中，杨秀琴[5]指出，虽然粮食直接补贴取得了初步的成效，提高了农民的生产积极性，但是仍然存在一些问题，如：补贴标准过低且随意性强、资金来源窄、补贴方式地区差异大、增产与增收两个目标不能同时实现等。④粮食补贴政策的经济学理论分析。肖国安[6]通过粮食的供给和需求曲线分析得出，由于在市场经济条件下政府给予的直接补贴降低了粮食市场的均衡价格，这样的结果就是，粮食直补使得粮食消费者得利大于粮食生产者得利。⑤其他方面的研究。赵德余等[7]指出，由于各地的资源禀赋、经济发展水平等，粮食直接补贴政策在补贴规模、补贴条件、补贴方式及补贴标准等方面存在着差异。郭云辉等[8]指出，政府应根据补贴目标以及耕地需求的补贴弹性和耕地供给的补贴弹性选择粮食补贴对象，这样可以实现补贴目标的最大化。

而从农民的角度研究对粮食直接补贴满意度的研究相对较少，但也有学者在这方面作了相应的研究。冷俊磊等[9]通过实地调查发现，是否具备某项专业技能、对粮食直补的了解程度、是否遭受自然灾害和村庄地形对农民的满意度有显著的影响。

以上文献为我们对粮食直接补贴作进一步研究奠定了基础，然而随着粮食直接补贴政策的不断推进，农民的年龄结构、受教育程度等方面均出现了较大的变化，因此关于农民对粮食直补的满意度会出现新的影响因素。本文根据在安徽省的调研数据，在Logistic模型的基础上对上述问题进行探讨。

三、数据来源与变量定义

1.数据来源与样本描述

模型所使用的数据为安徽大学中国三农问题研究中心于2013年2月所做的问卷调查而获得的第一手资料。本次调研采取分组随机抽样方式发放问卷579份，收回有效问卷561份，问卷有效率为96.9%。样本基本情况如下：

表1 样本基本情况（N=561）

从以上数据可以看出农民对粮食直补的满意 度有如下特征：①从整体上看农民比较满意。样本数据显示有49.9%的农民对粮食直补很满意，同时不太满意的农民也达到了33.3%，这说明粮食直接补贴政策虽然得到广大农民的认可与支持，但是仍然需要进一步完善。②种田不再是农民主要的收入来源。数据显示有68.8%的农民通过外出打工取得收入，家庭收入不完全依赖种田，这在一定程度上说明了种田不能很好地解决农民经济问题。③农民的相对收入状况一般。数据显示只有14.1%的农民认为他们的收入比较好，66.8%的农民认为一般，说明农民增收问题一直没有得到妥善解决。

2.变量选取及定义

模型从四个方面选取 29个相关变量。个人特征方面变量有：性别、年龄、文化程度、身份；家庭特征及经济状况方面变量有：家庭成员数、人均承包地、主要种植作物、种田目的、主要收入来源、相对收入状况；养老状况方面的变量有：是否参加新农保、所希望的养老方式；政治生活方面的变量有：是否参加过选举大会、对十八大的关注度。

为进一步分析相关变量如何影响农民对粮食直接补贴的满意度，将农民满意度为无所谓、性别为女性、年龄为 60岁以上、文化程度为大专及以上、身份为其他、家庭成员数4人以上、人均承包地为2亩以上、主要种植作物为茶等林产品、种田目的为比较喜欢种田、主要收入来源为个体经营、相对收入比较差、没有参加新农保、希望政府或集体救助养老、没参加过选举大会、对十八大不太关注作为参照组，相关变量定义见表2。

表2 相关变量定义

四、模型选择、计量结果及解释

1. 模型选择

自变量涉及个人特征、家庭及经济状况、养老状况及政治生活四个方面共 29个变量，由于被解释变量都是二分变量，且相关数据均为离散型数据，并且因变量分为“很满意”和“不大满意”两个，所以将采取多分类 logistic模型对农民对粮食直接补贴满意度的影响因素进行实证分析，其具体形式为：

其中，P为因变量发生概率，X1、X2、X3…Xn为自变量，α为常数项，β1、β2、β3…βn为自变量系数。

因变量结果分为三类，将“非常满意”作为第一类，记为 Y=1，“不太满意”作为第二类，记为Y=2，“无所谓”作为第三类，记为Y=0。以第三类作为参照组，此多分类 logistic模型可以表示为式（1）：

上述方程组中有 2×（n+1）个参数，其中 n为自变量的个数。第一个Logit函数表示第一类与第三类类比的Logit，β1i表示第一类与第三类类比，xi改变一个单位时，比数比发生的对数值。第二个Logit函数表示第二类与第三类类比的 Logit，β2i表示第二类与第三类类比，xi改变一个单位时，比数比发生的对数值。

第一类与第二类相类比的Logit可以用上述两个模型之差得到，即（2）：

由于P(Y=0|x)+P(Y=1|x)+P(Y=2|x)=1，所以只要给出两个Logistic函数，第三个可通过减法得出。

2. 计量结果

本文在统计软件SPSS 20.0的基础上，采取向后逐步选择法，对 LogitP（1/0）和 LogitP（2/0）进行回归分析，保留至少在其中一个方程中能够通过10%显著性检验的变量，最终化简结果如表3。

表3 回归结果

表3可以看出的两个Logit方程的P值均小于0.001，对此回归模型相关变量进行方差膨胀因子（VIF）检验，结果表明各变量VIF值均小于10，VIF平均值远小于10，所以回归方程多重共线性不明显。综上，此模型可以为我们所接受。

3. 结果说明

(1)农民的个人特征中性别、年龄、文化程度和身份对其满意度有显著影响。 就性别而言，男性对粮食直补的满意度偏向于满意，因为男性一般转移到其他非农业行业，不经常参与田地管理，也不太了解种田的辛苦，对直补持比较满意态度。就年龄而言，年龄1、年龄2分别和很满意呈正相关，由于 45岁以下的农民大多在外地务工，他们有更多的机会了解国家政策，而且思想较为开放，所以比较容易理解和接受粮食直接补贴。不仅如此，在外务工的青壮年可以在非农收入基础上获得额外补贴，从而他们对粮食直补的满意度更高。在文化程度方面，文化程度1和文化程度2分别对Logit1/0有正影响，而文化程度3对Logit2/0有正影响，即受教育程度不高的农民对粮食直补比较满意，受教育程度较高的对粮食直补不满意。这可能是由于文化程度高的农民对劳动收益预期较高。在身份方面，身份1分别对Logit1/0和Logit2/0有正影响。一个可能的解释是，农民对粮食直补的态度出现了两极化现象，有的农民非常满意而有的非常不满意，也就是因为满意而满意，因为不满意而不满意。身份3对Logit1/0有正的影响，说明了村两委干部在执行粮食补贴政策时比较了解政策，认为给农民的粮食直补是很合理的，所以对粮食直补很满意。

(2)家庭特征中家庭成员数、人均承包地、主要种植作物、种田目的、收入来源、相对收入状况等对粮食直补的满意度有显著影响。家庭成员数方面，家庭成员数这个变量对Logit1/0有正的影响，说明人口少的家庭经济负担相对较轻，对粮食直补的要求就不会太高。人均承包地方面，人均承包地2对Logit2/0有正的影响，农民人均承包地较多意味着种植业收入对家庭收入影响较大，那么这部分农民对粮食补贴的期望高，而目前补贴标准没有达到其期望。主要种植作物方面，种植作物2和种植作物3分别与不太满意呈正相关。种植经济作物和水果蔬菜对技术要求较高，需要农民付出高于粮食作物的成本。在粮食补贴根据粮食种植面积发放的条件下，种植经济作物和水果蔬菜的农民对直补是不太满意的。在种田目的方面，种田目的1与很满意呈显著正相关，说明为了供给日常饮食而种田的农民对直补还是很满意的，因为他们没有期望从农业中取得很高的收入。收入来源方面，收入来源 1与不太满意呈显著正相关，说明这部分以种田为生的农民希望可以获得更高的农业收入，同时对当前直补政策不是很满意。收入来源3与很满意呈显著正相关，这部分农民大多把土地承包出去，自己不亲自参与土地管理，节省劳动力的同时，还能获得额外的直补费，所以他们对粮食直补还是很满意的。相对收入状况方面，相对收入1与不太满意呈显著负相关，表明相对收入比较好的农民对国家的粮食直接补贴政策还是很满意的。

(3)养老状况中参加新农保和所希望的养老方式对粮食直补的满意度有显著影响。参加新农保方面，参加新农保与很满意呈正相关，与不太满意呈负相关。这是由于参加了新农保的农民养老有了政府的参与，这部分农民对土地养老的依赖性降低，对粮食直补的期望自然不会太高，持有满意的态度。所希望的养老方式方面，养老方式1与不太满意呈正相关，说明寄希望于子女养老的农民，不想给自己子女增加太多经济负担，从而倾向于依赖政府，对政府的直补期望也较高。

(4)政治生活方面，参加过村委会或人大代表选举、对十八大的关注度都对粮食直补满意度有显著影响。参加过选举大会或人大代表选举、关注十八大分别与很满意呈显著正相关，由于参加过这类政治活动的农民，对国家政策比较了解。由于对直补政策的充分感知和了解是满意的前提，所以参加过政治活动并且了解国家政策的农民对粮食直接补贴的满意度很高。

五、结 论

在安徽实地调研数据的基础上，以农民对粮食直接补贴的满意度为对象进行深入分析。结果表明，农民满意度受到性别、年龄、文化程度、身份、家庭成员数、人均承包地、主要种植作物、种田目的、主要收入来源、相对收入状况、是否参加新农保、所希望的养老方式、是否参加过选举大会、对十八大的关注度等因素的影响。这些因素既包括个人特征又包括家庭特征及经济状况。在如何稳步和谐并卓有成效地实行粮食直接补贴政策方面得出以下结论。

（1）在实施粮食直接补贴政策的同时，配套的农村社会保险和养老保险体制必须尽快的建立和完善。由于粮食直补的出发点是保护种粮农民利益和促进农民增收，但是仅仅依靠粮食直补的力量是有限的，还需要其他设施进行配合。

（2）粮食直接补贴的实施离不开基层党员和村干部的积级作为，要让其深入了解粮食直补实施的规章制度和对应程序，保证粮食直补的实施效果不打折扣。在发放补贴时，尤其处理好将土地承包出去的农民与承包方之间的利益关系。

（3）使粮食直接补贴成为增加农民收入的重要途径。近年来农民收入增长速度较低，城乡居民收入差距越来越大。根据国外的实践，粮食直接补贴构成农民收入的重要组成部分。2012年以前美国农产品直接补贴在农民销售收入中占到 6%[10]。所以政府应加大对粮食直接补贴的力度，从而提高农民收入。

[1] 陈薇. 粮食直接补贴的效果评价与改革探讨[J]. 农业经济,2006(8):12-14.

[2] 王娇,肖海峰. 中国粮食直接补贴政策效果评价[J]. 中国农村经济,2006(12):4-12.

[3] 马彦丽,杨云. 粮食直补政策对农户种粮意愿、农民收入和生产投入的影响[J]. 农业技术经济,2005(2):7-13.

[4] 叶慧,王雅鹏. 采用数据包络分析法的粮食直接补贴效率分析及政策启示[J]. 农业现代化研究,2006,27(5):356-359.

[5] 杨秀琴. 粮食直补政策缺陷与改革思路[J]. 农村经济,2006(1):92-95.

[6] 肖国安. 粮食直接补贴政策的经济学解释[J]. 中国农村经济,2005(3):12-17.

[7] 赵德余,顾海英. 我国粮食直接补贴的地区差异及其存在的合理性[J]. 中国农村经济,2004(8):58-64.

[8] 郭云辉,王红蕾. 粮食直接补贴对象的选择及其实证分析[J]. 南京农业大学学报,2009,9(4):35-39.

[9] 冷俊磊,王畅. 农户对粮食直接补贴的满意度及影响因素分析[J]. 农业科研经济管理,2012(1):37-42.

[10] 李国祥. 我国粮食直接补贴解读[EB/OL].http://www.china.com.cn/zhuanti2005/txt/2004-05/27/cont ent_5573190.htm.