吳連翠 譚俊美

（1.浙江農(nóng)林大學經(jīng)濟管理學院，浙江臨安 311300;2.萊蕪職業(yè)技術(shù)學院，山東萊蕪 271100）

保障糧食安全是國家安全的重要戰(zhàn)略，2004年以來，中國政府相繼出臺了糧食直接補貼、農(nóng)資綜合直補、良種補貼、農(nóng)機具購置補貼等一系列的政策措施。理論上講，糧食補貼政策有利于提高農(nóng)民種糧積極性，促進糧食增產(chǎn)，但是實際效果能否達到理論的預期效果一直存在較大的爭議。有些學者認為糧食補貼政策的實施效果顯著，有的學者認為糧食補貼政策的實施效果甚微，究竟其原因，除了研究方法以及調(diào)查樣本選取上的差異以外，還有就是對糧食補貼政策如何影響農(nóng)戶生產(chǎn)行為的問題認識不清。本文試圖從理論和實證兩個層面分析現(xiàn)行糧食補貼政策的作用路徑和產(chǎn)量效應(yīng)，據(jù)此提出相關(guān)的政策建議。

1 研究進展

糧食補貼政策實施以來，政策的實施效果成為相關(guān)學者關(guān)注和爭論的焦點。多數(shù)學者研究認為糧食補貼政策達到了提高農(nóng)民種糧積極性，促進糧食增產(chǎn)的效果。糧食補貼政策最直接的效果就在于調(diào)動農(nóng)民的種糧積極性，糧食供給量大幅度增加［1－3］;張海陽、宋洪遠［4］和張照新、陳金強［5］的研究表明糧食補貼政策對恢復糧食生產(chǎn)、保障國家糧食安全起到了明顯的成效;，劉鵬凌、欒敬東、蔣學雷、孫東升等［6－7］則認為糧食補貼政策達到了農(nóng)民滿意、政府滿意的效果。

但也有學者認為，低水平的糧食補貼對提高農(nóng)民種糧積極性，對糧食增產(chǎn)的作用不明顯。糧食補貼政策對提高農(nóng)民種糧凈收益有一定的作用，但由于目前補貼水平過低，不足以調(diào)動農(nóng)民種糧積極性［8－10］;糧食直接補貼政策無論采取何種補貼方式，對糧食產(chǎn)量的影響都不大［11］;糧食補貼政策的增產(chǎn)目標與增收目標沒有有效耦合［12］;尤其對于“脫鉤”的補貼政策，難以實現(xiàn)理論上對糧食生產(chǎn)的刺激作用［13－14］。

糧食補貼政策對促進糧食增產(chǎn)究竟起到多大的作用，需要從糧食補貼政策的作用路徑進行深入研究，分析糧食補貼政策對農(nóng)戶糧食生產(chǎn)行為的影響，然而，現(xiàn)有的研究文獻明顯缺乏對糧食補貼政策作用路徑的分析研究。在研究視角上，尚未充分關(guān)注糧食補貼政策誘發(fā)的農(nóng)戶生產(chǎn)要素投入變化及其對提高糧食產(chǎn)量的影響效應(yīng)。在研究方法上，大都基于統(tǒng)計數(shù)據(jù)和調(diào)研數(shù)據(jù)的描述性分析，僅有少數(shù)學者采用計量經(jīng)濟學分析方法，但把糧食補貼作為政策虛擬變量，也沒有考慮到具體的糧食補貼水平。鑒于此，本研究基于農(nóng)戶行為經(jīng)濟學理論，構(gòu)建了農(nóng)戶生產(chǎn)行為決策理論模型，闡述糧食補貼政策的作用路徑，在此基礎(chǔ)上，基于安徽省381戶農(nóng)戶微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，采用擴展的C－D生產(chǎn)函數(shù)實證檢驗現(xiàn)有的糧食補貼水平對農(nóng)戶糧食增產(chǎn)的影響，并據(jù)此進一步提出相關(guān)的政策建議。

2 理論模型

農(nóng)戶是糧食生產(chǎn)的行為主體，其種糧行為受到國家糧食補貼政策的影響，對農(nóng)戶種糧行為的影響主要體現(xiàn)在農(nóng)戶對糧食生產(chǎn)的要素投入上。糧食補貼政策是國家向農(nóng)民發(fā)出了鼓勵和重視糧食生產(chǎn)的信號，旨在提高農(nóng)民種糧積極性，達到糧食增產(chǎn)和農(nóng)民增收的目的。那么，作為理性經(jīng)濟人的農(nóng)戶，對國家的糧食補貼政策將會做出怎樣的反應(yīng)?會加大對糧食生產(chǎn)的基本要素（土地、勞動力、資金）的投入嗎?本文將構(gòu)建農(nóng)戶糧食生產(chǎn)決策行為的理論模型，分析糧食補貼政策對農(nóng)戶種糧行為的影響，闡述糧食補貼政策的作用路徑。

2.1 對農(nóng)戶種植決策行為的影響

農(nóng)戶種植行為決策的理論模型考察的是，作為理性經(jīng)濟人的農(nóng)戶，在耕地資源約束條件下追求收益最大化［15］。假定農(nóng)戶僅僅種植糧食作物和經(jīng)濟作物，大部分用于市場出售，市場價格為外生變量，分散的農(nóng)戶只是價格的接受者;農(nóng)戶對種植結(jié)構(gòu)的調(diào)整不存在進入和退出障礙，作物的產(chǎn)量和成本與種植面積和其他要素投入有關(guān)，而且在耕作技術(shù)不變的情況下，要素邊際成本等于其平均成本;糧食補貼與種植面積有關(guān)，看作是種植面積的函數(shù)。

基于上述前提假定，可以得到農(nóng)戶收益的目標函數(shù):

其中，農(nóng)戶的收益（Y）包括糧食作物收益、經(jīng)濟作物收益和政府糧食補貼收入。P為作物收購價格;Q為作物產(chǎn)量;L為作物種植面積，Wl為單位面積土地成本，I為其他要素投入量（如勞動、化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜、機械灌溉等），C為單位面積其他要素投入成本，δg表示單位面積的糧食補貼標準，下標g為糧食作物，e為經(jīng)濟作物。

其中L代表農(nóng)戶所擁有的總耕地資源

求解上述農(nóng)戶收益最大化的問題，可以得到:

式（3）中，Pg·εQg/εLg為糧食作物土地邊際產(chǎn)品的價值（VMPg），Pe·εQe/εLe為經(jīng)濟作物土地邊際產(chǎn)品的價值（VMPe）。

進一步整理，得到在耕地資源約束條件下的農(nóng)戶收益最大化的均衡條件為:

式（4）中，MPRg、MPRe分別為糧食作物和經(jīng)濟作物的邊際凈收益。

根據(jù)邊際收益遞減規(guī)律，滿足農(nóng)戶收益最大化的均衡條件，將會是糧食作物的種植面積大于經(jīng)濟作物的種植面積。因此，糧食補貼政策在一定程度上激勵了農(nóng)戶增加糧食種植面積。

2.2 對農(nóng)戶投資決策行為的影響

農(nóng)戶投資決策行為是在資金總量一定的條件下，在多個生產(chǎn)項目之間進行投資優(yōu)化組合的過程。在不失一般性和現(xiàn)實性的條件下，假定農(nóng)戶的經(jīng)濟活動僅為兩種，糧食生產(chǎn)和其他經(jīng)濟活動，其他經(jīng)濟活動包括從事糧食以外作物的生產(chǎn)和外出打工活動;農(nóng)戶對糧食市場價格、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素價格以及非農(nóng)就業(yè)機會相關(guān)信息充分了解，并按照市場價格信號進行投資決策，實現(xiàn)收益最大化;農(nóng)戶的生產(chǎn)行為是資本和其他要素投入的函數(shù)，其他要素資源數(shù)量豐富，農(nóng)戶投資決策行為僅受到資本的限制。

根據(jù)上面的前提假設(shè)條件，農(nóng)戶生產(chǎn)活動的收益為:

其中，Y為農(nóng)戶的總收益，包括從事糧食生產(chǎn)獲得的收益和其他經(jīng)濟活動所獲得的收益。P為糧食市場價格，Q（K1，E1）為糧食產(chǎn)量，糧食產(chǎn)量是糧食生產(chǎn)的資本投入（K1）和其他要素投入（E1）的函數(shù)。Y2為除糧食生產(chǎn)以外的資本投入（K2）和其他要素投入（E2）的函數(shù)。

K表示農(nóng)戶家庭可以利用的總資本投入量。

求解上述農(nóng)戶收益最大化的問題，得到:

式（7）中，P·εQ/εK1為糧食生產(chǎn)中資本的邊際產(chǎn)品價值，即糧食生產(chǎn)的資本投入邊際收益;εY2/εK2為農(nóng)戶從事其他經(jīng)濟活動中的資本投入的邊際收益。根據(jù)我國現(xiàn)行的糧食補貼操作方式，分別討論不同糧食補貼方式下的農(nóng)戶投資決策行為:

（1）按照農(nóng)業(yè)計稅常產(chǎn)和計稅面積補貼。這種補貼方式屬于脫鉤的農(nóng)業(yè)補貼，雖然不會改變農(nóng)戶在糧食生產(chǎn)領(lǐng)域和其他經(jīng)濟活動領(lǐng)域的投資邊際收益水平。但是，這種補貼可以增加農(nóng)戶的收入水平，可能會在一定程度上增加農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)投資。

（2）按照糧食實際種植面積補貼。這種補貼方式屬于掛鉤的農(nóng)業(yè)補貼，農(nóng)戶糧食種植面積越大獲得的糧食補貼金額越多。在其他條件保持不變的情況下，糧食補貼相當于提高了農(nóng)戶糧食生產(chǎn)中的資本邊際收益水平，激勵農(nóng)產(chǎn)擴大糧食種植面積。

（3）按照種糧農(nóng)民向國有糧食企業(yè)出售的糧食數(shù)量進行補貼。這種補貼方式相當于提高了糧食市場的銷售價格，提高了糧食生產(chǎn)的資本邊際收益水平，利激農(nóng)戶將資本從其他經(jīng)濟領(lǐng)域轉(zhuǎn)移投入到糧食生產(chǎn)領(lǐng)域，并且努力尋求提高糧食產(chǎn)量，獲得更多的國家糧食補貼。

綜上所述，糧食補貼政策在一定程度上能夠刺激農(nóng)戶增加糧食生產(chǎn)物質(zhì)資本投入。

2.3 對農(nóng)戶勞動分配決策行為的影響

農(nóng)戶勞動分配決策行為是在勞動力資源總量一定的條件下，在農(nóng)業(yè)勞動、非農(nóng)業(yè)勞動以及閑暇之間優(yōu)化配置勞動時間，以達到家庭效用最大化的過程［16］。假定農(nóng)戶全部時間可以在農(nóng)業(yè)勞動、非農(nóng)業(yè)勞動以及閑暇之間分配，農(nóng)戶最優(yōu)的時間分配是時間的邊際價值在這三個部門相等。

根據(jù)基本假設(shè)條件，得到基于農(nóng)戶效用最大化方程為:

時間分配約束為:

預算約束為:

其中，U表示效用;Y表示消費品;T表示農(nóng)戶家庭的時間稟賦;L表示農(nóng)戶的閑暇時間;H表示農(nóng)戶的非農(nóng)勞動時間;F表示農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)勞動時間;py表示消費品Y價格;w表示非農(nóng)勞動工資率;pf表示農(nóng)業(yè)產(chǎn)出Yf價格，wf表示農(nóng)業(yè)投入品Xf價格，投入品主要包括種子、化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜、農(nóng)業(yè)機械、農(nóng)用柴油、土地租金等;V表示政府的糧食補貼，糧食補貼收入看作是農(nóng)戶非勞動收入。

農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)成了生產(chǎn)技術(shù)條件，生產(chǎn)技術(shù)條件約束:

農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出函數(shù)由農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動時間投入、物質(zhì)資本投入、人力資本、土地投入以及當?shù)乜陀^環(huán)境資源等因素決定。其中，C分別表示戶主的人力資本水平;Lf表示農(nóng)戶土地種植面積，包括自有土地和租賃土地;R表示地區(qū)環(huán)境特征，如地理位置、氣候條件、土壤條件等。

將生產(chǎn)技術(shù)條件（11）代入預算約束（10）中，得到一般的約束條件:

將農(nóng)戶的非農(nóng)業(yè)勞動時間（H）、農(nóng)業(yè)勞動時間（F）、閑暇時間（L）對糧食補貼（V）一階求導，得到如下方程式:

從上式可以看出，糧食補貼（V）與農(nóng)戶非農(nóng)勞動時間（H）之間存在反向關(guān)系，與農(nóng)業(yè)勞動時間（F）、閑暇時間（L）之間存在正向關(guān)系。表明獲得糧食補貼的農(nóng)戶將減少非農(nóng)業(yè)勞動時間，而增加農(nóng)業(yè)勞動時間和閑暇時間。

3 實證分析

糧食生產(chǎn)研究一直是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟學領(lǐng)域的重要課題，許多學者曾從不同的角度或采用不同的方法對此進行了大量研究，其中關(guān)注于糧食補貼政策對糧食生產(chǎn)影響的實證研究較多，但多數(shù)將補貼政策看成是虛擬變量（候玲玲，穆月英等，2007年），沒有考慮糧食補貼對農(nóng)戶糧食生產(chǎn)要素投入行為的影響。本文根據(jù)調(diào)研獲得的農(nóng)戶糧食補貼數(shù)據(jù)，采用擴展的Cobb-Douglass生產(chǎn)函數(shù)測算糧食補貼政策對農(nóng)戶糧食增產(chǎn)的貢獻。

3.1 變量選取

理論上講影響糧食產(chǎn)量的因素很多，這些因素基本上可以分為兩大類:第一類是影響糧食產(chǎn)出的直接因素，如土地、勞動、肥料、機械、農(nóng)藥等的生產(chǎn)要素投入;第二類是影響糧食產(chǎn)出的間接因素，如政策、制度、技術(shù)進步、農(nóng)產(chǎn)品（生產(chǎn)資料）的價格等。間接因素主要通過影響直接因素而影響糧食生產(chǎn)，政府制定的糧食政策旨在通過影響農(nóng)戶生產(chǎn)要素投入行為，達到調(diào)控糧食生產(chǎn)的目的。根據(jù)以往文獻對糧食生產(chǎn)影響因素的研究以及實地調(diào)查情況，本文選擇如下變量作為影響農(nóng)戶糧食產(chǎn)量的解釋變量:

（1）土地是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中最主要的投入要素，直接影響農(nóng)業(yè)的產(chǎn)出，本文以每戶糧食實際種植面積來衡量。糧食種植面積是解釋糧食產(chǎn)量變化的一個關(guān)鍵變量，理論預期這一變量對糧食產(chǎn)量存在正的影響。

（2）勞動力是糧食生產(chǎn)的主體，也是影響糧食生產(chǎn)的重要因素之一。農(nóng)業(yè)勞動時間作為最基本的生產(chǎn)投入要素，直接影響農(nóng)業(yè)的產(chǎn)出，本文以每戶本年內(nèi)農(nóng)業(yè)勞動投入時間來衡量，理論預期對糧食產(chǎn)量存在正的影響。

（3）資本是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中必備的投入要素，農(nóng)業(yè)物質(zhì)資本投入的結(jié)構(gòu)和數(shù)量顯著影響農(nóng)業(yè)的產(chǎn)出量。本文以每戶本年內(nèi)農(nóng)業(yè)基本生產(chǎn)資料成本來衡量農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)物質(zhì)資本投入，理論預期對糧食產(chǎn)量有正的影響。

（4）糧食補貼作為政策變量，是本研究關(guān)注的核心解釋變量。糧食補貼政策在一定程度影響農(nóng)戶的生產(chǎn)要素配置行為，激勵農(nóng)戶加大對糧食生產(chǎn)的要素投入，對糧食產(chǎn)出有重要的影響。本文以畝均補貼水平來衡量，理論預期對糧食產(chǎn)量有正的影響。

（5）農(nóng)民作為理性經(jīng)濟人追求家庭收入（效用）最大化，非農(nóng)收入的比較優(yōu)勢直接影響到農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入行為。本文以上一年家庭人均非農(nóng)收入來衡量，預期對糧食產(chǎn)量有負的影響。

（6）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素成本的上漲直接影響到下一期的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入，農(nóng)戶在綜合考慮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的成本和收益的基礎(chǔ)上，決定下一期的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入規(guī)模。本文選擇上一期化肥、農(nóng)藥等農(nóng)資價格平均上漲幅度來衡量，理論預期對糧食產(chǎn)量有負的影響。

（7）其他變量包括農(nóng)戶的家庭特征（如人口、收入等），戶主的個人特征（年齡、受教育程度、健康狀況、農(nóng)業(yè)技能等）以及本地區(qū)的非農(nóng)就業(yè)狀況和地勢特征等。

3.2 實證模型構(gòu)建

本文擬采用Cobb-Douglas雙對數(shù)糧食生產(chǎn)函數(shù)模型實證檢驗糧食補貼政策的產(chǎn)量效應(yīng)。在實證模型中以“農(nóng)戶的糧食產(chǎn)量”作為模型的因變量，選擇“農(nóng)戶的糧食種植面積”、“農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)勞動投入”、“農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)物質(zhì)資本投入”、“農(nóng)戶畝均糧食補貼”、“農(nóng)戶上一年人均非農(nóng)收入”、“化肥、農(nóng)藥等農(nóng)資的價格上漲幅度”和“其他因素”作為解釋變量;另外，根據(jù)糧食補貼政策對農(nóng)戶種糧行為影響的路徑分析，模型中設(shè)置補貼政策與要素投入水平的交互變量。實證模型基本結(jié)構(gòu)如下:

式中，outputi表示農(nóng)戶i的糧食產(chǎn)量，landi表示農(nóng)戶i的糧食種植面積，labori表示農(nóng)戶i的農(nóng)業(yè)勞動時間投入，investi表示農(nóng)戶i的農(nóng)業(yè)基本生產(chǎn)資料投入（種子、化肥、農(nóng)藥、農(nóng)膜、灌溉費、機械作業(yè)費等），subsidyi表示農(nóng)戶i的畝均糧食補貼收入，nonfarmi表示農(nóng)戶i的人均非農(nóng)收入，pricei表示農(nóng)資價格的上漲幅度，otheri表示其他因素，涉及一組解釋變量，包括家庭總?cè)丝冢╬op）、戶主年齡（H_age）、受教育程度（H_edu）、健康狀況（H_health）、是否具備非農(nóng)勞動技能（H_ablity）、本地非農(nóng)就業(yè)機會（nonfarm-opportunity）以及本地區(qū)的地勢特征（place-characteristic）等，α，β，γ，δ，η，λ，μ，ψ1，ψ2，ψ3，θ為待估計參數(shù)，ε 表示殘差項。

表1 變量解釋說明及統(tǒng)計描述Tab.1 Statistical description of model variables

3.3 數(shù)據(jù)來源

本研究所用數(shù)據(jù)來自于糧食主產(chǎn)區(qū)安徽省的農(nóng)戶問卷調(diào)查，調(diào)查問卷內(nèi)容涉及農(nóng)戶家庭的糧食補貼情況，家庭收支情況、勞動力情況、投入產(chǎn)出情況及本地生活和環(huán)境特征。共獲得有效問卷381份，其中皖北地區(qū)回收有效問卷126份（33.07%），皖中地區(qū)回收有效問卷 149份（39.11%），皖南地區(qū)回收有效問卷106 份（27.82%），樣本基本信息如表2所示。

表2 樣本基本信息Tab.2 Basic information of samples

3.4 模型估計結(jié)果與分析

本文基于糧食主產(chǎn)區(qū)安徽省381戶農(nóng)戶微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，運用Ewiews5.0軟件，采用加權(quán)最小二乘法（WLS）對上述實證模型進行回歸計算，得到的具體結(jié)果如表3所示。

從模型估計結(jié)果來看，F(xiàn)統(tǒng)計值為66.956，通過1%的顯著性水平檢驗，雖然調(diào)整后的可決系數(shù)R2只有0.696，但對于截面數(shù)據(jù)來說可以接受。另外，根據(jù)解釋變量相關(guān)系數(shù)矩陣計算結(jié)果，變量之間的相關(guān)系數(shù)均在0.4以內(nèi)，多重共線性問題能夠控制在有效范圍內(nèi);異方差White通過顯著性檢驗，模型估計不存在嚴重的異方差現(xiàn)象。模型整體估計結(jié)果較好，估計系數(shù)可靠性較強。

糧食補貼政策變量是本文研究的核心解釋變量，畝均糧食補貼對農(nóng)戶糧食產(chǎn)出有顯著正向影響。畝均糧食補貼的彈性系數(shù)達到了0.056，且通過1%的顯著性水平檢驗，畝均糧食補貼水平提高1%，將促使農(nóng)戶的糧食增產(chǎn)0.056%，說明糧食補貼政策對實現(xiàn)糧食增產(chǎn)的潛力很大。

糧食補貼政策對農(nóng)戶的種糧行為有重要的影響，本文用糧食補貼與糧食生產(chǎn)要素投入的交互變量來反映這一關(guān)系。從模型的估計結(jié)果來看，畝均糧食補貼與糧食種植面積的交互項ln（Subsidy）*ln（Land）的系數(shù)為0.169，通過1%顯著性水平檢驗，說明糧食補貼政策通過影響農(nóng)戶的種植決策行為來影響農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)，激勵農(nóng)戶增加土地投入促進糧食增產(chǎn);畝均糧食補貼與農(nóng)業(yè)物質(zhì)資本投入的交互項ln（Subsidy）*ln（Investment）的系數(shù)為0.109，通過1%顯著性水平檢驗，說明糧食補貼政策通過影響農(nóng)戶的投資決策來影響農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)，激勵農(nóng)戶增加糧食生產(chǎn)物質(zhì)資本投入促進糧食增產(chǎn);畝均糧食補貼與農(nóng)業(yè)勞動投入的交互項ln（Subsidy）*ln（Labor）的系數(shù)為0.076，且未能顯著性水平檢驗，這與理論假設(shè)不一致，究其原因可能是目前的糧食補貼水平還不足以顯著改變農(nóng)戶勞動時間分配行為，另外勞動投入本身對產(chǎn)出的影響也不顯著。

表3 實證模型估計結(jié)果Tab.3 Estimation results of empirical mode

從各變量系數(shù)t值顯著性檢驗來看，糧食播種面積、畝均物質(zhì)資本投入對農(nóng)戶糧食產(chǎn)量有顯著的正影響。其中每增加1%的糧食種植面積，糧食產(chǎn)量增產(chǎn)0.875%;每增加1%的畝均物質(zhì)資本投入，糧食產(chǎn)量增產(chǎn)0.279%。本地非農(nóng)就業(yè)機會，家庭總?cè)丝趯r(nóng)戶糧食產(chǎn)量有正的影響，且分別通過10%和5%的顯著性檢驗。本地地勢特征對糧食產(chǎn)量的影響為正值，這是因為地勢特征是反映耕地質(zhì)量的一個重要指標，而耕地質(zhì)量對糧食產(chǎn)出有重要的影響。

農(nóng)業(yè)勞動時間投入、農(nóng)資價格上漲幅度的估計系數(shù)在方程中為負值，且都未能通過顯著性水平檢驗，這可能是因為農(nóng)業(yè)勞動投入存在浪費現(xiàn)象以及農(nóng)資需求價格彈性為剛性有關(guān)。戶主年齡、健康狀況對糧食生產(chǎn)沒有顯著影響，這可能與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式有關(guān)，現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基本上機械化作業(yè)，從播種到收割基本上都是機械作業(yè)，對參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動力具體要求不高，從實地調(diào)查也可以了解到參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的大多數(shù)都是中老年人。

4 結(jié)論及政策建義

實證分析結(jié)果表明，糧食補貼政策對促進糧食增產(chǎn)的潛力和空間很大，畝均補貼水平提高1%，將使農(nóng)戶的糧食產(chǎn)量增量提高0.056%。另外，畝均糧食補貼與糧食種植面積、物質(zhì)資本投入交互變量的系數(shù)分別達到0.169和0.109，說明糧食補貼政策可以通過影響農(nóng)戶的種植決策和投資決策來影響農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)，實證檢驗了糧食補貼政策的作用路徑。

基于實證研究的分析結(jié)果，本文得出如下的政策含義:

第一，進一步加大糧食補貼力度。實證分析表明糧食產(chǎn)量的影響因素主要是糧食補貼、物質(zhì)資本投入以及播種面積;但是，由于土地的有限性，目前靠增加播種面積實現(xiàn)產(chǎn)量增加的空間不是很大，物質(zhì)資本雖影響較大，但單憑農(nóng)民的投資實力還是有些薄弱，相比之下，糧食補貼政策對實現(xiàn)糧食增產(chǎn)的潛力和空間非常大。因此，需要進一步加大糧食補貼力度。

第二，糧食補貼政策必須與農(nóng)資價格市場監(jiān)管相配套。農(nóng)資作為糧食生產(chǎn)的必備生產(chǎn)要素，且需求價格彈性呈現(xiàn)剛性，隨著農(nóng)資價格的上漲，農(nóng)民的種糧收益在減少，極大地影響到農(nóng)民種糧的積極性，對糧食生產(chǎn)具有很強的負面效應(yīng)。因此，政府在實行糧食補貼政策的同時，必須加大農(nóng)資市場的監(jiān)管力度，切實保護種糧農(nóng)民的收益。

第三，加快農(nóng)村剩余勞動力的轉(zhuǎn)移，鼓勵農(nóng)村實行土地流轉(zhuǎn)。我國農(nóng)業(yè)勞動投入存在浪費的現(xiàn)象，勞動的邊際產(chǎn)出彈性系數(shù)為負數(shù);另外，土地的小規(guī)模經(jīng)營也限制了糧食增產(chǎn)的潛力。因此，積極加快農(nóng)村剩余勞動力的流轉(zhuǎn)，鼓勵農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)的流轉(zhuǎn)，糧食補貼政策可以適當向種糧大戶傾斜，鼓勵承包大戶種植糧食，提高糧食補貼政策的實施效果。

（編輯:尹建中）

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