生态视角下内蒙古自治区粮食生产直接补贴政策效果分析

王 茜

(内蒙古师范大学政府管理学院， 内蒙古 呼和浩特 010022)

2004年，我国在粮食需求不断增加、种植面积逐年递减的情况下，开始在全国范围内推行粮食直补政策，以期提升生产者种粮积极性，保障国家粮食安全。政策缓解了财政与粮食购销企业的负担、推动了粮食市场流通体制的改革，但在提高农民种粮积极性、提升粮食产能方面的效果一直不够理想。2016年5月，财政部和农业部下发《关于全面推开农业“三项补贴”改革工作的通知》，将种粮农民直接补贴与农作物良种补贴、农资综合直接补贴合并为农业支持保护补贴。政策目标增加了鼓励地力保护和适度规模经营，加上自2016年以来实施的玉米生产者补贴政策以及2017年实施的大豆生产者补贴政策，形成了我国当前粮食生产直接补贴的政策体系。内蒙古自治区作为全国十三大粮食产区之一，是我国粮食生产的重要基地。自治区农牧业厅的数据显示，内蒙古自治区每年为全国提供商品粮100多亿kg，是全国粮食输出最多的5个省区之一。同时，内蒙古地处我国北疆，是“东北森林屏障”“北方防沙屏障”的重要组成，也被称为“东北亚水塔”。内蒙古自治区的生态保护与环境建设对我国北方乃至全国的生态安全都具有重要的战略意义。可见，内蒙古自治区在保障我国的粮食安全与生态安全两个方面都起着重要的作用。

在坚定保障粮食安全不能动摇，维护生态安全也不容忽视的背景下，内蒙古自治区的粮食生产直补政策研究也应从生态保护与生态安全的视角下展开。已有学者研究发现欧盟的农业补贴造成农户在肥力较低、退化严重、生态脆弱的土地上开荒扩大耕种面积的现象[1]，妨碍了生态平衡、抑制了生物的多样性[2]。他们测算出经济合作与发展组织(OECD)国家的补贴水平促进了氮肥施用量[3]、造成了生产要素集约化[4]、化肥使用量增加和土地污染加重[5]。国内学者也发现农业补贴标准上涨时农户会增加农药使用量[6]，验证了农资综合补贴会增加化肥、农药的使用量[7]，不同的补贴对象对农业生产环境会产生一种“负向溢出”[8]。究其原因，是因为农业税取消后，三大主粮的种植面积显著增加，但扩大的面积主要是肥力不高或生态脆弱的耕地[9-10]，同时农资综合补贴增加了化肥、农药的使用，两种补贴的共同作用下，扭曲了资源的使用[11]。学者们对补贴的生态效应进行的研究中，多数发现补贴会通过化肥农药施用量的增加对生态带来负面影响，但仍缺乏影响程度与解决对策的研究。粮食生产直接补贴的依据是承包面积或种植面积，内蒙古自治区的生态类型、水资源分布与土地利用结构较为复杂，政府若对生态脆弱的不适宜种植地区盲目加大补贴力度，可能会造成农户加大农药化肥施用量、在生态脆弱区滥垦耕地种粮、过度开采水资源、广种薄收与粗放生产等行为，带来土地风蚀、水土流失、植被破坏、草原退化等加剧生态恶化的后果。因此，本研究致力于探讨内蒙古自治区粮食生产直接补贴政策在刺激粮食增产上的效果及政策对生态环境产生的影响，以期为安全、生态地推进粮食增产提供政策建议。

1 理论基础

粮食生产直接补贴政策实施中包含两大主体：政府代表公众利益，对粮食生产进行补贴的目的是实现社会福利最大化；农户生产行为的目标是自身利益最大化，两者的目标并不对等[12-13]。粮食直补政策正是为弥补市场机制在调节上述外部性时的失灵情况，政府作为利益代表通过补贴制度将一部分粮食生产为公众带来的收益转移给农户，从而改善其原有收益预期，鼓励农户种植粮食[14-15]。补贴政策实质上是主体与客体间的利益反馈机制，这一机制的作用机理是外部收益内部化。具体到本研究，良好的生态环境作为公共物品也需要由政府来提供，所以政府对粮食生产进行补贴的同时也要兼顾这一职能。

粮食生产直补能够促进粮食生产，粮食产量的增加可以源于耕地面积的增加。但我国的耕地面积总体上变化空间不大，更多的要依赖产能与单位产量的提高，这必然会带来农户加大化肥、农药的使用量。这不仅会造成环境污染与生态破坏，粮食产品中的化学毒素等残留还会引发食品安全问题，威胁消费者的健康与安全。这些问题一定程度上与粮食直补政策有关。我国多数地区的粮食生产直补发放依据是承包或种植面积，一些农户在补贴吸引下，会将曾经退耕还林、还草的土地开发再开垦，造成对环境的极大破坏，带来生态上的威胁；补贴依据面积能够鼓励农户的种植行为，却也不利于耕地的休养与轮作；农资综合直接补贴弥补农资价格上涨的影响，却间接鼓励了化肥等农资的施用量，会对环境产生更直接的威胁；粮食直补政策与相关政策也存在不匹配现象，如内蒙古地区的退耕还牧、草原生态安全奖补政策等，在粮食生产直补的目标与鼓励方向上存在一定程度的冲突。

2 研究模型与数据选取

2.1 研究模型

与传统的时间序列模型相比，面板向量自回归模型(以下简称PVAR模型)除了分析自身滞后项的影响外，还分析其他相关因素的滞后项对未来值产生的影响，能够研究多个变量之间的相互影响关系。本研究通过构建双变量的面板向量自回归模型，经过确定最优滞后阶数、稳定性检验、Granger因果检验、脉冲响应函数分析与方差分解等环节，以滞后期的数据剖析变量之间的影响关系。

双变量的PVAR模型的形式为：

Y1it=c1i+α11Y1i,t-1+α12Y1i,t-1+ε1it

(1)

Y2it=c2i+α21Y2i,t-1+α22Y2i,t-1+ε2it

(2)

其中，Y1it与Y2it为模型的内生变量，t-1表示模型的滞后一期变量，i为样本容量，t为时间序列，模型的随机扰动项为ε，内生变量前的α指代变量影响系数。

2.2 数据获取

鉴于数据的可获得性，选用内蒙古自治区12个盟市2004-2020年间的粮食产量与粮食生产直补金额作为研究变量，共获得有效数据360个，描述性统计分析见表1。

表1 描述性统计分析

3 结果与分析

3.1 粮食产量与粮食生产直补金额趋势分析

图1为2004-2020年间内蒙古自治区的粮食总产量与粮食生产直补金额的趋势图，可见粮食总产量基本呈现出逐年递增的趋势，粮食生产直补除2016年政策改革之初由于补贴类型合并调整有所下降之外，其余年份的粮食生产直补变动都较为平稳。2015年生产者补贴试点实施后，在耕地面积变化不大的基础上粮食产量水平有所提升。其中，2009年的粮食产量下降主要由于2个粮食主产区(呼伦贝尔市、巴彦淖尔市)的粮食产量下降导致的，然而当年的粮食补贴没有明显减少；2014年的粮食产量明显下降主要是由于内蒙古响应国家供给侧结构性改革的新政策，积极调整种植结构，一些结构性过剩的粮食种类种植面积有所缩减，数量也有所下降，而当年的粮食生产直接补贴较上年没有减少。据此，应深入挖掘粮食生产直补额与产量之间的内在联系。

图1 内蒙古自治区粮食产量与粮食生产直补金额趋势图

3.2 模型构建与最优滞后阶数的选择

根据描述性统计结果，结合面板向量自回归模型的原理，模型设置如下：

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

(3)

Yield=c2i+α21subsidyt-1+α22yieldt-1+ε

(4)

在模型(3)、(4)中，将变量粮食总产量定义为yield，将粮食生产直补金额定义为subsidy。对于PVAR模型而言，最优滞后阶数的选择尤为重要，不同的滞后阶数，直接导致构建的模型不同，若选择错误，则会导致模型估计失真。在本研究中，首先最大滞后阶数确定为3阶，工具变量分别设置为1/3、1/4阶，验证其有效性。最终，通过检验可得p值为0.983，表明工具变量选择有效(表2)。

表2 工具变量有效性验证

根据最小信息化准则锁定MBIC、MAIC、MQIC的值进行比较，在MBIC准则下，滞后一阶值为-58.3889(最小值)；在MAIC准则下，滞后二阶值为-13.4754(最小值)；在MQIC准则下，滞后一阶值为-29.9527(最小值)；因此，最优滞后阶数应选滞后1阶(表3)。

表3 最优滞后阶数选择

3.3 模型回归与稳健性检验

在进行模型回归之后，可得到初步的回归结果如表4所示。由于面板向量自回归模型研究的是变量之间的动态影响关系，静态系数(coef)不能够全面真实的反应变量之间的作用关系，因此对于初步回归结果得到的系数值不做解释。

表4 模型回归结果

为了更加直观地显示检验结果，在stata中画出稳健性检验图形(图2)，可见原点均落在单位圆内，表示该模型稳定。

图2 稳健性检验图示

3.4 Grange因果检验

3.4.1检验假设 原假设H0：Excluded变量对于原方程而言不通过Granger因果检验，即对被解释变量无解释效用，系数不显著；在本研究中即为产量(yield)滞后1阶对于粮食生产直补(subsidy)无解释作用，产量不是粮食生产直补的Granger原因。

备择假设H1：Equation变量对于原方程而言能够通过Granger因果检验，对被解释变量有解释效应，系数显著；在本研究中表现为产量对粮食生产直补具有解释效力。

3.4.2结果分析 在本研究中，当粮食生产直补金额作为被解释变量时，根据本研究的检验结果显示，prob值为0.02，表示拒绝原假设，即产量对粮食生产直补有一定的Granger因果关系，不应该在模型当中被排除掉，因此应该考虑产量对粮食生产直补的影响关系。当产量作为被解释变量时，粮食生产直补的滞后1阶的prob值为0，表示依旧拒绝原假设，即粮食生产直补对于产量有一定的解释效应。综上所述，根据Granger因果检验结果可知，应该重新考虑粮食生产直补与粮食产量之间的关系。

3.5 脉冲响应分析

基于95%的置信区间内，Orthogonalized IRF正交响应函数运用蒙特卡洛模拟将2个变量之间的关系刻画于图3中，impluse表示驱动变量，response表示反映变量。结果显示，随着滞后项的延长，产量对于粮食生产直补金额的影响逐渐变大。

图3 脉冲响应分析

3.6 方差分解

方差分解能够考察被解释变量方差的变动有多少来源于自身，有多少来源于其他内生变量。在该方差分解中(表5)，模型默认呈现滞后10期的拟合结果。在第2期内，粮食生产直补金额的变动有93.39%与自身有关，有6.61%与粮食产量有关；在第3期，粮食生产直补金额的变动有90.94%与自身有关，有9.06%与粮食产量有关；在第4期，粮食生产直补金额的变动有89.85%与自身有关，有10.15%与粮食产量有关；在第5期，粮食生产直补金额的变动有89.29%与自身有关，有10.71%与粮食产量有关；在第6期，粮食生产直补金额的变动有88.97%与自身有关，有11.03%与粮食产量有关；显然，随着滞后期的不断推移，产量对于粮食生产直补金额的影响力越来越大。在直补政策调整中应充分重视粮食产量因素，补贴依据不仅应与面积相关，也应与产量挂钩。

表5 方差分解结果

3.7 粮食生产直补的生态保护效果分析

基于《内蒙古统计年鉴》数据，通过计算得到2004-2020年内蒙古自治区的农药使用量与耕地面积之比、化肥使用量与耕地面积之比，以便测算出单位面积的耕地上农药和化肥使用量，从而侧面反映生态安全(图4)。从统计数据整体趋势来看，在内蒙古全区范围内，每单位面积的耕地面积上农药与化肥的使用量呈上升趋势。2004年粮食生产直补政策实施以来，各盟市农户将所得的粮食直补资金和农资综合直补资金投入农业生产当中，然而在粮食生产过程中，并未出现农药与化肥的使用量随之下降的趋势。按照粮食实际种植面积给予农户直接补贴的方式，对农户自觉保护生态环境的意识并没有显著的提升作用，未能在一定程度上起到保护或恢复生态的作用，反而使得农牧民忽视了对生态环境的保护，一味地追求种植面积的扩大。

图4 各盟市农药使用量与耕地面积间的关系

使用单位面积(以下单位面积指1 hm2)耕地化肥使用量与农药使用量来度量内蒙古自治区的生态安全性问题，以12个盟市2004-2020年间单位面积耕地农药使用量与化肥使用量为研究样本，同样运用面板向量自回归模型进行模拟回归。

(1)将农药使用量命名为pesticide，粮食生产直补金额为subsidy，模型如下：

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

(5)

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

(6)

(2)将化肥使用量命名为fertilizer，粮食生产直补金额为subsidy，模型如下：

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

(7)

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

(8)

表6为模型(5)、(6)的方差分解结果，揭示了滞后10期的单位面积耕地面积农药使用量与粮食生产直补金额间的影响关系。在第2期内，单位面积耕地面积农药使用量指标的变动有24.05%与粮食生产直补金额有关，有75.94%与自身有关；在第3期内，单位面积耕地面积农药使用量指标的变动有32.57%与粮食生产直补有关，有67.42%与自身有关；在第4期内，单位面积耕地面积农药使用量指标的变动有36.96%与粮食生产直补有关，有63.03%与自身有关；在第5期内，单位面积耕地面积农药使用量指标的变动有39.42%与粮食生产直补有关，有60.57%与自身有关；依此类推可得，随着滞后期的不断推移，粮食生产直补对单位面积耕地面积农药使用量这一指标的影响程度越来越大。

表6 模型(5)、(6)方差分解

表7为模型(7)、(8)的方差分解结果，揭示了滞后10期的单位面积耕地面积化肥使用量与粮食生产直补金额间的影响关系。在第2期内，单位面积耕地面积化肥使用量指标的变动有26.25%与粮食生产直补金额有关，有73.75%与自身有关；在第3期内，单位面积耕地面积化肥使用量指标的变动有33.45%与粮食生产直补有关，有66.55%与自身有关；在第4期内，单位面积耕地面积化肥使用量指标的变动有36.76%与粮食生产直补有关，有63.24%与自身有关；在第5期内，单位面积耕地面积化肥使用量指标的变动有39.46%与粮食生产直补有关，有60.54%与自身有关；依此类推可得，随着滞后期的不断推移，粮食生产直补对单位面积耕地面积化肥使用量这一指标的影响程度越来越大。在滞后第6期～第10期，粮食直补金额对化肥使用量的影响持续增大。

表7 模型(7)、(8)方差分解

综上，经过模型(5)、(6)与模型(7)、(8)的方差分解可以看出在现有的粮食直补政策下，农牧民会主观增加农药与化肥的使用量，在提高产量的同时也存在污染破坏生态环境的风险。应当考虑适当调整粮食生产直补政策，以缓解生态矛盾。

4 结论与建议

4.1 结论

从上述结果发现，对内蒙古自治区而言，尽管政策效果综合值是稳步增加的，但政策并未对粮食质量安全性产生明显影响，补贴在刺激粮食增产上的效果非常有限。这在一定程度上违背了政策的初衷，是限制政策作用发挥的最主要问题。从生态安全性指标出发，发现补贴在生态保护方面的效能也发挥不足，补贴从2017年开始在生态安全性上的效果呈明显下降趋势。这说明补贴在一定程度上促使农户加大了农药、化肥、农膜的使用量，这不仅直接影响粮食质量，还会造成耕地地力下降，严重影响粮食质量安全。

现行政策主要依据面积进行补贴，这不仅影响了补贴的增产效果，还会引发生态问题、造成外部不经济，进而影响补贴资金带来的效用、降低社会总福利水平。经过查阅资料，当前实践中全国多数地区都将种植面积、甚至耕地承包面积设定为唯一的补贴依据。承包面积增大不意味着种粮面积一定增大，种粮面积增大也不意味着粮食产量一定增加，因而这种方式会影响补贴的增产效果。2016年内蒙古自治区将良种补贴、种粮农民直接补贴和农资综合直接补贴合并为农业支持保护补贴一起发放，但发放的依据没有变更。近几年推出的生产者补贴，依据玉米和大豆的实际种植面积来发放补贴，相较之前依据计税面积发，能在一定程度上刺激粮食种植面积的增加，但种粮面积并不是决定粮食产量的唯一因素，特别是当面积相对稳定的情况下，对产量的影响更为有限。生产者补贴仍然没做到补贴与粮食产量直接挂钩，对补贴目标的影响是间接的，是通过先影响种植面积再用面积影响粮食产量的方法来实现的，不如直接刺激产量的效果好，仍然没有实现补贴投入资金的最优化配置。

4.2 政策建议

4.2.1依据产量补贴，促进粮食生产 与全国多数地区类似，内蒙古自治区的粮食生产直接补贴依据二轮承包耕地面积(三项补贴)和实际种植面积(玉米、大豆生产者补贴)发放。所以，补贴会激励农户扩大种植面积。在内蒙古自治区的农牧交错带都发现了这种现象：有的农户为获得标准较高的玉米生产者补贴开垦草地、林地进行耗水量较大的颗粒玉米种植，造成水资源消耗过快，土地板结、沙化的后果。2005年的中央一号文件提出，直接补贴可以依据农业计税面积、计税常产、粮食种植面积补贴和种粮农民出售的商品粮数量。2005年《关于进一步完善对种粮农民直接补贴政策的意见》规定，具体补贴品种及补贴标准由各省、自治区、直辖市政府根据当地实际情况确定。2018年的中央一号文件进一步提出，按粮食实际播种面积或产量补贴生产者的做法已经可以开始在有条件的地方进行试点。国家允许地方在补贴依据上有一定的选择空间，地方可以根据自身实施情况进行选择适合的补贴依据。内蒙古自治区应积极探索依据商品粮产量进行补贴的方法，将补贴资金充分配置于鼓励地方增加粮食产量上。

4.2.2补贴分类指导，保护生态环境 在对直补政策执行情况进行严格、公开、透明监督的前提下，内蒙古自治区应该根据各地区实际的环境与生产条件，建立富有弹性的补贴标准，为充分发挥区域优势可以制定不同的补贴标准、分区施策。今后的补贴新增部分要突出农业适宜地区的优势地位，降低限制开发地区的补贴水平，促进退耕还林还草水平，提高补贴效能的同时保护生态环境。调减农牧交错地区、风沙干旱地区和石漠化地区的补贴水平，将有限的补贴资金集中投于优势产区，逐步形成粮食产业地区优势布局。根据水资源承载能力适度安排粮食生产规模，提升资源生态与农业生产的匹配度，促进绿色发展。

4.2.3补贴水平挂钩粮食质量，推进“质量兴农” 由前所述，现行的依据面积补贴的方法会在一定程度上促使农户开垦草地、林地等扩大种粮面积。农户在这些地力与水资源承载能力不足的耕地上进行生产必然需要加大农药与化肥的施用量，这不仅会降低粮食质量，还会严重危害生态环境。将补贴水平与粮食质量挂钩，利用补贴工具鼓励农户减少农药、化肥和农膜等的使用，能够在提升粮食质量的同时保护生态环境。所以，在商品粮生产环节，内蒙古自治区要通过粮食生产补贴政策促进商品粮产量、质量的提高，合理调整“粮经饲”结构，着力增加优质绿色农产品供给。粮食生产直补政策助力实现粮食质量安全可以通过补贴依据与粮食质量相关，制定粮食质量评价标准，补贴金额与粮食质量挂钩来限制粮食生产者过度使用化肥、农药，逐步转化到适度生产规模下基于丰富粮食生产经验的精细化生产；从依赖化学制品提升单产转化到依靠资源优化配置与科学技术手段应用来提升单产，从而在商品粮产量、质量上满足居民对粮食质量越来越高的要求，满足人民日益增长的美好生活需要。