李明文，王振華，張廣勝

（1.沈陽(yáng)農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，沈陽(yáng) 110866；2.遼寧大學(xué)商學(xué)院，沈陽(yáng) 110136）

一、引 言

習(xí)近平總書記在黨的十九大報(bào)告中指出，我國(guó)經(jīng)濟(jì)已由高速增長(zhǎng)階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，必須堅(jiān)持質(zhì)量第一、效益優(yōu)先。同樣糧食產(chǎn)業(yè)發(fā)展也到了這一階段。糧食相對(duì)安全需糧食綜合生產(chǎn)能力提高作保障，在糧食增產(chǎn)方面，農(nóng)業(yè)政策發(fā)揮了關(guān)鍵性作用。2004年開始，國(guó)家逐步取消農(nóng)業(yè)稅，進(jìn)一步實(shí)行惠農(nóng)政策，到2015年實(shí)現(xiàn)糧食產(chǎn)量“十二連增”。但糧食持續(xù)增產(chǎn)并不代表我國(guó)糧食綜合生產(chǎn)能力達(dá)到可保障國(guó)家糧食安全程度（彭克強(qiáng)，2010），產(chǎn)量增長(zhǎng)背后糧食生產(chǎn)結(jié)構(gòu)性矛盾突出，形成糧食產(chǎn)量持續(xù)增長(zhǎng)、糧食進(jìn)口和庫(kù)存量“三量俱增”的尷尬局面。在耕地面積日趨減少、水資源短缺加劇和農(nóng)村勞動(dòng)力流失嚴(yán)重背景下（何蒲明等，2014），糧食安全從過(guò)去“藏糧于庫(kù)”轉(zhuǎn)變?yōu)楝F(xiàn)在強(qiáng)調(diào)“藏糧于地”“藏糧于技”，旨在保護(hù)和優(yōu)化糧食產(chǎn)能，以保障長(zhǎng)期國(guó)家糧食安全（熊小林，2018）。

農(nóng)業(yè)政策對(duì)糧食增產(chǎn)和農(nóng)民增收正向效果毋庸置疑，但政策實(shí)施可持續(xù)性及實(shí)施效果是否達(dá)到理論預(yù)期存在爭(zhēng)議。從政策操作角度看，綜合性收入補(bǔ)貼與糧食生產(chǎn)有脫構(gòu)趨勢(shì)（朱滿德等，2015），“撒胡椒面”式補(bǔ)貼方式已不能有效提高農(nóng)民種糧積極性，政策對(duì)糧食高質(zhì)量產(chǎn)出拉動(dòng)效果正在減弱（李韜，2014）。

目前，農(nóng)業(yè)政策對(duì)糧食生產(chǎn)影響研究主要集中兩方面。第一，從微觀層面看，集中在糧食補(bǔ)貼政策對(duì)糧食生產(chǎn)影響的研究。有學(xué)者肯定糧食補(bǔ)貼在糧食生產(chǎn)中發(fā)揮的積極作用，Rizov等（2013）研究認(rèn)為歐盟農(nóng)業(yè)政策中脫鉤補(bǔ)貼對(duì)糧食全要素生產(chǎn)率具有促進(jìn)作用，朱德滿等（2015）研究表明綜合性收入補(bǔ)貼有利于中國(guó)玉米全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，且補(bǔ)貼未引起市場(chǎng)扭曲，黃季焜等（2011）得出類似結(jié)論。有學(xué)者認(rèn)為糧食補(bǔ)貼對(duì)糧食生產(chǎn)無(wú)顯著促進(jìn)作用，梁世夫（2005）研究表明我國(guó)實(shí)行糧食補(bǔ)貼與糧食安全層次高度不一致，需加以相應(yīng)改進(jìn)，王姣等（2006）和張建杰（2008）認(rèn)為糧食補(bǔ)貼政策標(biāo)準(zhǔn)過(guò)低，調(diào)動(dòng)農(nóng)民種糧積極性程度有限，田建民等（2010）認(rèn)為糧食補(bǔ)貼政策增產(chǎn)目標(biāo)與增收目標(biāo)未有效耦合尤其對(duì)“脫鉤”補(bǔ)貼政策，難以實(shí)現(xiàn)理論上對(duì)糧食生產(chǎn)的刺激作用。第二，從宏觀層面看，主要集中在財(cái)政支農(nóng)對(duì)糧食生產(chǎn)影響的研究。姚旭兵等（2017）基于門檻模型探索財(cái)政支農(nóng)對(duì)糧食產(chǎn)出影響及區(qū)域差異，表明財(cái)政支農(nóng)對(duì)糧食產(chǎn)出影響存在市場(chǎng)化門檻效應(yīng)，高市場(chǎng)化水平下財(cái)政支農(nóng)對(duì)糧食產(chǎn)出促進(jìn)作用顯著，中低市場(chǎng)化水平下對(duì)糧食產(chǎn)出促進(jìn)作用影響不明顯，彭克強(qiáng)等（2010）通過(guò)誤差修正模型分析財(cái)政支農(nóng)投入與糧食生產(chǎn)能力間關(guān)系，發(fā)現(xiàn)財(cái)政支農(nóng)投入長(zhǎng)期內(nèi)可有效促進(jìn)糧食生產(chǎn)，而短期內(nèi)財(cái)政支農(nóng)投入促進(jìn)糧食生產(chǎn)政策效果不佳。

糧食生產(chǎn)高質(zhì)量產(chǎn)出研究尚不多見，十九大報(bào)告首次提出“高質(zhì)量發(fā)展”概念，高質(zhì)量發(fā)展不只是單純追求經(jīng)濟(jì)總量和速度，更多關(guān)注經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和效率（安樹偉等，2018）。因此，學(xué)者首先對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展展開相關(guān)研究，魏敏等（2018）、夏錦文等（2018）、師博等（2018）學(xué)者均指出經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化是衡量經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展重要指標(biāo)。相對(duì)于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展看，糧食生產(chǎn)高質(zhì)量發(fā)展研究匱乏，但我國(guó)糧食經(jīng)濟(jì)主要矛盾已由供給總量不足轉(zhuǎn)為結(jié)構(gòu)性矛盾，結(jié)合經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展研究觀點(diǎn)及成果，如何破解糧食結(jié)構(gòu)性矛盾、提高糧食生產(chǎn)調(diào)整能力成為糧食生產(chǎn)高質(zhì)量發(fā)展必由之路。因本研究是糧食產(chǎn)出問(wèn)題，所以定位在糧食高質(zhì)量產(chǎn)出；產(chǎn)出與發(fā)展的含義并不相同，糧食產(chǎn)出是糧食產(chǎn)量增加，而發(fā)展包含內(nèi)容更豐富。因此，界定糧食高質(zhì)量產(chǎn)出是在考慮糧食內(nèi)部結(jié)構(gòu)前提下，在一定投入和影響因素下形成的長(zhǎng)期均衡產(chǎn)出狀態(tài)，即用糧食生產(chǎn)結(jié)構(gòu)中小麥、玉米和水稻結(jié)構(gòu)調(diào)整能力（系數(shù)）作為糧食高質(zhì)量產(chǎn)出衡量指標(biāo)，探索三大主糧作物播種面積和單產(chǎn)調(diào)整能力，以期對(duì)提高糧食高質(zhì)量產(chǎn)出及促進(jìn)糧食生產(chǎn)高質(zhì)量發(fā)展提供參考。

綜上所述，學(xué)者在相關(guān)研究上已取得許多實(shí)質(zhì)性成果進(jìn)展，但仍存在一定探討空間。在農(nóng)業(yè)政策對(duì)糧食生產(chǎn)影響研究上，多以糧食產(chǎn)量作為衡量標(biāo)準(zhǔn)，缺少糧食播種面積和單產(chǎn)方面研究；現(xiàn)有研究忽視對(duì)糧食生產(chǎn)調(diào)整能力方面研究。本文基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)，通過(guò)Nerlove動(dòng)態(tài)分析模型探索農(nóng)業(yè)政策對(duì)不同糧食種類產(chǎn)出、單產(chǎn)及播種面積影響，分析小麥、水稻和玉米兩階段調(diào)整能力，為農(nóng)業(yè)政策優(yōu)化及糧食高質(zhì)量產(chǎn)出政策提供參考依據(jù)。

二、理論分析模型

糧食播種面積和單產(chǎn)直接決定糧食產(chǎn)量，因此從糧食播種面積和單產(chǎn)入手，建立糧食播種面積和糧食單產(chǎn)動(dòng)態(tài)分析模型，分析各因素對(duì)糧食播種面積和單產(chǎn)的長(zhǎng)短期影響。

（一）糧食播種面積動(dòng)態(tài)分析模型

借鑒Nerlove（2001）提出的適應(yīng)性預(yù)期模型，測(cè)算糧食播種面積調(diào)整系數(shù)及其影響因素長(zhǎng)短期影響系數(shù)。該模型含義為最優(yōu)播種面積受預(yù)期價(jià)格水平及其他類型因素影響。Nerlove模型為供給反應(yīng)模型，與生產(chǎn)函數(shù)根據(jù)一組投入要素組合分析對(duì)產(chǎn)出的影響原理不同，模型假定農(nóng)戶根據(jù)預(yù)期價(jià)格和其他政策等因素調(diào)整面積（或產(chǎn)出）；農(nóng)戶對(duì)價(jià)格預(yù)期和其他因素存在適應(yīng)調(diào)整過(guò)程，模型既可表示種植面積反應(yīng)，也可表示產(chǎn)出反應(yīng)。因此最優(yōu)播種面積是農(nóng)戶根據(jù)預(yù)期價(jià)格和其他政策等因素影響，長(zhǎng)期內(nèi)達(dá)到的理想均衡播種面積。具體模型如下：

其中，m=1,2…M表示不同種類糧食作物，設(shè)定水稻、小麥和玉米三種糧食作物，t=1,2…T表示時(shí)間變量，設(shè)定時(shí)間區(qū)域?yàn)?995～2016年22年時(shí)間區(qū)間，表示糧食作物在t時(shí)期最優(yōu)播種面積；表示糧食作物在t時(shí)期預(yù)期價(jià)格；Zm,t表示除預(yù)期價(jià)格外的其他解釋變量；ε1m,t表示服從于N(0，)擾動(dòng)項(xiàng)。

現(xiàn)實(shí)情況中，由于受農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件各種約束，農(nóng)戶不能及時(shí)將實(shí)際糧食播種面積調(diào)整到最優(yōu)，即糧食播種面積調(diào)整至新的均衡狀態(tài)需要一個(gè)過(guò)程，產(chǎn)生最優(yōu)播種面積和實(shí)際播種面積間一個(gè)差值（邵飛等，2011）。Nerlove模型中假設(shè)：此差值與一定比例乘積與上一期實(shí)際播種面積之和即為本期實(shí)際播種面積，具體模型如下：

其中，Am,t表示其中一種糧食作物在t時(shí)期實(shí)際播種面積；同理，Am,t-1則為該糧食作物在t-1時(shí)期實(shí)際播種面積；γA稱為播種面積調(diào)整系數(shù)，代表農(nóng)戶根據(jù)市場(chǎng)需求調(diào)整糧食作物播種面積能力；ε2m,t表示服從于N(0，σ21)擾動(dòng)項(xiàng)。

此時(shí)，把式（1）代入式（2）整理得出：

其中整理過(guò)程中得出θαγA各系數(shù)間關(guān)系為：

從上式可知，由于式（3）模型中包含播種面積滯后性，意味本期播種面積受上一期播種面積影響，說(shuō)明農(nóng)戶在此過(guò)程中會(huì)根據(jù)上一期播種面積調(diào)整本期播種面積，屬于短期影響結(jié)果；而式（1）中代表各變量對(duì)播種面積長(zhǎng)期影響過(guò)程，形成最優(yōu)播種面積，反映各因素對(duì)播種面積長(zhǎng)期凈影響。結(jié)合適應(yīng)性預(yù)期模型，式（3）中參數(shù)θ代表各影響因素對(duì)糧食播種面積短期影響系數(shù)，相應(yīng)可知，式（1）中參數(shù)α代表各影響因素對(duì)糧食播種面積長(zhǎng)期影響系數(shù)。

（二）糧食單產(chǎn)動(dòng)態(tài)分析模型

同理，根據(jù)糧食播種面積模型構(gòu)建糧食單產(chǎn)模型，把糧食播種面積變量換為糧食單產(chǎn)變量，得以下模型：

其中，ym,t表示其中一種糧食作物在t時(shí)期單位產(chǎn)量，同理ym,t-1表示其中一種糧食作物在t-1時(shí)期單位產(chǎn)量；表示其中一種糧食作物在t時(shí)期最優(yōu)單位產(chǎn)量；γy表示糧食單位產(chǎn)量調(diào)整系數(shù)，代表糧食單產(chǎn)調(diào)整能力；其他變量解釋同播種面積模型。

模型中各系數(shù)間關(guān)系為：

（三）糧食總產(chǎn)量分析模型

因糧食產(chǎn)量為糧食播種面積與單產(chǎn)乘積，糧食產(chǎn)量模型如下：

對(duì)式（9）取對(duì)數(shù)，得到：

此時(shí)，糧食播種面積和單位產(chǎn)量短期影響系數(shù)及最優(yōu)糧食播種面積和單位產(chǎn)量長(zhǎng)期影響系數(shù)加和即為糧食產(chǎn)量短期影響系數(shù)及最優(yōu)糧食產(chǎn)量長(zhǎng)期影響系數(shù)。

糧食生產(chǎn)調(diào)整系數(shù)：糧食播種面積模型式（2）和糧食單位產(chǎn)量模型式（6）中，γA和γy為糧食播種面積和單產(chǎn)調(diào)整系數(shù)，反映農(nóng)民在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件和其他因素影響下，根據(jù)市場(chǎng)需求調(diào)整播種面積（單產(chǎn)）從而達(dá)到最優(yōu)播種面積（最優(yōu)單產(chǎn)）能力。調(diào)整系數(shù)越大，表明農(nóng)戶根據(jù)市場(chǎng)需求調(diào)整播種面積（單產(chǎn)）能力越強(qiáng)。長(zhǎng)期影響系數(shù)：糧食播種面積模型式（1）和式（5）中，α1、α2和αˉ1、αˉ2代表農(nóng)業(yè)政策和其他解釋變量對(duì)最優(yōu)糧食播種面積和最優(yōu)糧食單產(chǎn)長(zhǎng)期影響系數(shù)。

糧食綜合生產(chǎn)能力提高可通過(guò)穩(wěn)定產(chǎn)出直觀表征，還具有一定潛在生產(chǎn)能力。而糧食生產(chǎn)調(diào)整系數(shù)及長(zhǎng)期影響系數(shù)反映糧食潛在生產(chǎn)能力，是糧食綜合生產(chǎn)能力重要衡量標(biāo)準(zhǔn)（陳飛等，2010）。

三、研究區(qū)域及變量選取

（一）研究區(qū)域

采用省級(jí)面板數(shù)據(jù)，選取除港澳臺(tái)、西藏及北京、天津、上海、重慶4個(gè)直轄市外的面板數(shù)據(jù)1995～2016年26省份。因玉米、小麥和水稻生長(zhǎng)與分布環(huán)境不同，不同糧食作物有不同生長(zhǎng)區(qū)域，根據(jù)3種糧食作物分為3個(gè)研究區(qū)域，每個(gè)區(qū)域以1995～2016年各省份相應(yīng)糧食作物累計(jì)總產(chǎn)量占全國(guó)相應(yīng)糧食作物總產(chǎn)量比重為選取原則，將比重大于1%的作為研究個(gè)體。篩選后得到小麥、水稻和玉米樣本分別有14、16和19個(gè)省份（見表1）。

表1 小麥、水稻、玉米選取樣本省份

（二）變量選取

1.核心解釋變量

據(jù)前人研究及數(shù)據(jù)可獲得性，衡量農(nóng)業(yè)政策指標(biāo)有：財(cái)政支農(nóng)政策變量、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資變量及農(nóng)業(yè)稅政策變量。

財(cái)政支農(nóng)政策變量（EP）。財(cái)政支農(nóng)支出是國(guó)家和地方支持“三農(nóng)”發(fā)展重要手段，從糧食補(bǔ)助到農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資，主要通過(guò)政策方式增加財(cái)政支出手段實(shí)現(xiàn)。因統(tǒng)計(jì)口徑變化，2003年以前財(cái)政支農(nóng)分為支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費(fèi)用和農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)支出等；2003～2007年改為農(nóng)業(yè)支出、林業(yè)支出以及水利和氣象支出等；2007年以后將前面幾項(xiàng)歸為一項(xiàng)，為農(nóng)林水事務(wù)支出，具體包括農(nóng)業(yè)、林業(yè)、水利、扶貧、農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)及其他農(nóng)林水事務(wù)支出。具體支出數(shù)額為財(cái)政支農(nóng)絕對(duì)水平，為表現(xiàn)財(cái)政支農(nóng)相對(duì)水平，使用各省份農(nóng)業(yè)財(cái)政支出占總財(cái)政支出比率表示財(cái)政支農(nóng)政策變量；因政策實(shí)施到發(fā)揮作用具有滯后性，因此模型中使用該變量滯后值。

農(nóng)村固定資產(chǎn)投資變量（FA）。農(nóng)村固定資產(chǎn)投資是衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件重要指標(biāo)，包含農(nóng)田水利設(shè)施、農(nóng)業(yè)電力和水的供應(yīng)、農(nóng)業(yè)交通運(yùn)輸業(yè)、科學(xué)研發(fā)及技術(shù)服務(wù)等方面投入。增加農(nóng)村固定資產(chǎn)投資可改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，從而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率并提高糧食生產(chǎn)抵抗自然災(zāi)害能力。農(nóng)村固定資產(chǎn)投資政策變量用各省農(nóng)村固定資產(chǎn)投資數(shù)額占GDP比重表示。

農(nóng)業(yè)稅變量（TP）。2004年開始，取消牧業(yè)稅和除煙葉外農(nóng)業(yè)特產(chǎn)稅；實(shí)行取消農(nóng)業(yè)稅試點(diǎn)并逐步擴(kuò)大試點(diǎn)范圍，對(duì)種糧農(nóng)戶實(shí)行直接補(bǔ)貼，對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶實(shí)行良種補(bǔ)貼和購(gòu)買大型農(nóng)機(jī)具農(nóng)戶補(bǔ)貼；吉林、黑龍江等8省份全部或部分免征農(nóng)業(yè)稅，河北等11個(gè)糧食主產(chǎn)省區(qū)降低農(nóng)業(yè)稅稅率三個(gè)百分點(diǎn)，其他地方降低農(nóng)業(yè)稅稅率一個(gè)百分點(diǎn)；2005年上半年，中國(guó)22個(gè)省免征農(nóng)業(yè)稅；2005年年底28個(gè)省區(qū)市及河北、山東、云南三省210個(gè)縣（市）全部免征農(nóng)業(yè)稅。取消農(nóng)業(yè)稅提高了農(nóng)民種糧積極性，為2004年后糧食播種面積逐年增加提供基礎(chǔ)。使用（0,1）變量表示農(nóng)業(yè)稅變量，所在省份存在農(nóng)業(yè)稅時(shí)期取值為1，農(nóng)業(yè)稅大幅度降低或取消則為0。

2.其他解釋變量

預(yù)期價(jià)格變量（Pe）。糧食價(jià)格是“理性經(jīng)濟(jì)人”農(nóng)戶種糧判斷，而農(nóng)戶對(duì)糧食價(jià)格預(yù)期判斷取決于以往價(jià)格參考，上一年糧食價(jià)格升高農(nóng)戶會(huì)傾向于增加播種面積?；跀?shù)據(jù)可獲性，利用不同種類糧食生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)作為預(yù)期價(jià)格變量，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中1995～2001年僅統(tǒng)計(jì)粗糧和細(xì)糧價(jià)格指數(shù)，此時(shí)期細(xì)糧作為小麥和水稻價(jià)格指數(shù)；而粗糧作為玉米價(jià)格指數(shù)，最后統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中環(huán)比生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)轉(zhuǎn)換為以1995年為基期的定基價(jià)格指數(shù)。

化肥施用量變量（F）?；适羌Z食生產(chǎn)中農(nóng)民投入生產(chǎn)資料不可缺少部分，施肥不僅提高土壤肥力，且為提高作物單產(chǎn)重要措施。使用各省不同類型糧食作物每畝化肥施用折純量代表化肥施用量變量。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量（AS）。二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶動(dòng)工業(yè)化和城鎮(zhèn)化快速發(fā)展，許多農(nóng)業(yè)用地變?yōu)榉寝r(nóng)用地，有限的耕地面積變得更加稀缺，進(jìn)一步影響糧食播種面積。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量用各省二三產(chǎn)業(yè)增加值占各省GDP比重表示。

抗災(zāi)能力變量（DP）。糧食生產(chǎn)從靠天吃飯到機(jī)械化生產(chǎn)，農(nóng)業(yè)技術(shù)發(fā)揮的作用毋庸置疑，但自然災(zāi)害影響也不可忽視，因此自然災(zāi)害是糧食生產(chǎn)一個(gè)重要影響因素，抗災(zāi)能力成為抵御自然災(zāi)害能力衡量標(biāo)準(zhǔn)。使用各省農(nóng)業(yè)受災(zāi)面積與成災(zāi)面積差值與受災(zāi)面積比表示抗災(zāi)能力變量。

四、實(shí)證分析

（一）模型設(shè)定

變量放入式（3）和式（7）中并取對(duì)數(shù)，得到糧食播種面積和單產(chǎn)實(shí)證模型。

糧食播種面積實(shí)證模型：

糧食單產(chǎn)實(shí)證模型：

其中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量（AS）只影響糧食播種面積；化肥施用量變量（F）只影響糧食單產(chǎn)。因模型中存在因變量滯后項(xiàng)，稱為動(dòng)態(tài)面板模型。如用OLS估計(jì)模型會(huì)產(chǎn)生估計(jì)量偏差和非一致情況（Sunil Kanwar，2006）。對(duì)于動(dòng)態(tài)面板模型，采用動(dòng)態(tài)面板差分廣義距估計(jì)方法（GMM）。

差分GMM需要先對(duì)式（11）和式（12）做一階差分得到：

以糧食播種面積模型式（13）為例，可看出Δεm,t與ΔlnAm,t-1相關(guān)，組內(nèi)估計(jì)量（FE）不一致，ΔlnAm,t-1為內(nèi)生變量。不存在自相關(guān)前提下，lnAm,t-2與Δεm,t不相關(guān)，而lnAm,t-2與ΔlnAm,t-1相關(guān)，因此可用lnAm,t-2作為工具變量估計(jì)。當(dāng)然，更高階lnAm,t-k(2≤k≤t-1)均可作為差分方程工具變量。

（二）短期影響

將數(shù)據(jù)分為1995～2004年和2004～2016年兩個(gè)時(shí)間段估計(jì)分析。第一，考查農(nóng)業(yè)政策對(duì)糧食生產(chǎn)影響，在2004年時(shí)間點(diǎn)出現(xiàn)農(nóng)業(yè)政策實(shí)質(zhì)變化，主要為取消農(nóng)業(yè)稅政策和增加糧食補(bǔ)貼政策，為分析政策改變前后影響變化，將2004年作為時(shí)間節(jié)點(diǎn)分別估計(jì)。第二，為分析糧食生產(chǎn)調(diào)整能力，需通過(guò)糧食播種面積和單產(chǎn)調(diào)整系數(shù)測(cè)算，若僅估計(jì)1995～2016年階段，不能呈現(xiàn)糧食生產(chǎn)調(diào)整能力變化趨勢(shì)。第三，動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)理論上t小n大更利于模型估計(jì)，即時(shí)間序列小，截面數(shù)據(jù)大估計(jì)結(jié)果更理想。

首先Hausman檢驗(yàn)接受固定效應(yīng)模型，檢驗(yàn)完成后，對(duì)式（11）和式（12）分別作動(dòng)態(tài)面板模型差分GMM估計(jì)，模型結(jié)果見表2、3。

從估計(jì)結(jié)果看，農(nóng)業(yè)政策及其他解釋變量均不同程度對(duì)糧食播種面積和單位產(chǎn)量產(chǎn)生影響，但短期內(nèi)受生產(chǎn)條件和資源稟賦約束，影響實(shí)際效果未完全呈現(xiàn)，從解釋變量系數(shù)可知系數(shù)較低，表明僅部分反映各指標(biāo)對(duì)糧食生產(chǎn)影響。為更清晰表現(xiàn)農(nóng)業(yè)政策及其他變量影響效果，進(jìn)一步分析糧食生產(chǎn)長(zhǎng)期影響系數(shù)。

表2 小麥、水稻、玉米播種面積差分GMM估計(jì)結(jié)果

表3 小麥、水稻、玉米單產(chǎn)差分GMM估計(jì)結(jié)果

（三）糧食生產(chǎn)調(diào)整系數(shù)分析

根據(jù)表2、3估計(jì)結(jié)果，得式（3）和式（7）系數(shù)θ1和θˉ1值，然后通過(guò)式（4）和式（8）推導(dǎo)對(duì)應(yīng)關(guān)系θ1=1-γA和θˉ1=1-γy，可得調(diào)整系數(shù)γA和γy值（見表4）。

表4 小麥、水稻、玉米播種面積和單產(chǎn)調(diào)整系數(shù)

通過(guò)表4得出三種糧食作物播種面積和單產(chǎn)調(diào)整系數(shù)后，調(diào)整系數(shù)倒數(shù)則為其播種面積和單產(chǎn)調(diào)整時(shí)間，具體結(jié)果見表5。

表5 小麥、水稻、玉米播種面積和單產(chǎn)調(diào)整時(shí)間

1.小麥、水稻、玉米播種面積調(diào)整系數(shù)及調(diào)整時(shí)間分析

由表4、5可知，小麥播種面積調(diào)整系數(shù)在1995～2004年階段為0.118，相應(yīng)調(diào)整時(shí)間為8.47，即農(nóng)戶要經(jīng)過(guò)8.47年才可調(diào)整至最優(yōu)播種面積；而2004～2016年間調(diào)整系數(shù)為0.209，調(diào)整系數(shù)提高近一倍，相應(yīng)調(diào)整時(shí)間減少為4.78年；小麥播種面積調(diào)整系數(shù)較低，但對(duì)比兩個(gè)階段系數(shù)看，說(shuō)明我國(guó)小麥播種面積調(diào)整能力不斷增強(qiáng)。水稻和玉米兩個(gè)階段播種面積調(diào)整系數(shù)均不同程度降低；其中玉米播種面積調(diào)整系數(shù)1995～2004年期間為0.883，2004～2016年期間為0.847，兩個(gè)時(shí)段十分接近，調(diào)整系數(shù)較高，調(diào)整能力較強(qiáng)；而1995～2004年期間水稻播種面積調(diào)整系數(shù)為0.474，對(duì)應(yīng)調(diào)整時(shí)間為2.11年，2004～2016年期間降為0.206，降低幅度達(dá)兩倍多，相應(yīng)調(diào)整時(shí)間升高為4.85年，調(diào)整系數(shù)降低表明水稻播種面積調(diào)整能力有降低趨勢(shì)。

究其原因：一是水稻對(duì)生長(zhǎng)環(huán)境和地區(qū)要求較高，短時(shí)間內(nèi)調(diào)整播種面積有難度，導(dǎo)致調(diào)整系數(shù)較低；二是2004年后系列支農(nóng)惠農(nóng)政策的實(shí)施，農(nóng)民種糧積極性提升，產(chǎn)量較高的玉米播種面積逐年增加，在玉米和水稻種植地區(qū)，農(nóng)民可增加玉米種植面積而相應(yīng)減少水稻種植，尤其在東北地區(qū)，玉米播種面積增加幅度很大。

2.小麥、水稻、玉米單產(chǎn)調(diào)整系數(shù)及調(diào)整時(shí)間分析

小麥、水稻、玉米單產(chǎn)調(diào)整系數(shù)均有所下降，相應(yīng)調(diào)整時(shí)間均有一定程度延長(zhǎng)；其中玉米單產(chǎn)調(diào)整系數(shù)下降較大，1995～2004年期間調(diào)整系數(shù)為0.844，而2004～2016年期間降為0.764，調(diào)整到最優(yōu)單位產(chǎn)量時(shí)間從原來(lái)1.18年延長(zhǎng)為1.31年。說(shuō)明我國(guó)糧食單產(chǎn)調(diào)整能力有所下降，但從總體看，調(diào)整系數(shù)較高，表明我國(guó)糧食單產(chǎn)調(diào)整能力較強(qiáng)。

總結(jié)原因：1995～2004年，我國(guó)工業(yè)化程度不斷提高，而玉米主要是作為工業(yè)用糧或飼料加工，僅小部分作為口糧使用，且口糧玉米需求較穩(wěn)定，隨著工業(yè)化程度提升，玉米需求大幅度提高，刺激農(nóng)民增加玉米單產(chǎn)積極性，此時(shí)期調(diào)整系數(shù)較高；2004～2016年，隨著第三產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展加之經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)等原因，工業(yè)化進(jìn)程放緩，玉米工業(yè)需求降低，又因玉米單產(chǎn)在此前已達(dá)較高水平，進(jìn)一步提高玉米單產(chǎn)難度加大，導(dǎo)致玉米調(diào)整系數(shù)降低。

3.小麥、水稻、玉米播種面積、單產(chǎn)調(diào)整系數(shù)和調(diào)整時(shí)間對(duì)比分析

由表4可知，除玉米單產(chǎn)略低于播種面積調(diào)整系數(shù)外，糧食單產(chǎn)調(diào)整系數(shù)均大于其播種面積調(diào)整系數(shù)，如小麥在兩個(gè)階段單產(chǎn)調(diào)整系數(shù)為播種面積7.6和4.5倍；水稻在兩個(gè)階段單產(chǎn)調(diào)整系數(shù)是播種面積1.9和4.1倍；再看單產(chǎn)調(diào)整時(shí)間，農(nóng)戶基本上在1年左右可調(diào)整到最優(yōu)單產(chǎn)，而播種面積調(diào)整時(shí)間，需要8.47年才可調(diào)整到最優(yōu)小麥播種面積。說(shuō)明單產(chǎn)調(diào)整能力高于播種面積。

從小麥播種面積和單產(chǎn)調(diào)整系數(shù)對(duì)比看，小麥播種面積調(diào)整系數(shù)偏低，在1995～2004年只有0.118，2004～2016年為0.209。原因可能是小麥生產(chǎn)與分布地區(qū)較集中，基本集中在山東、河北、河南、江蘇和安徽五省，加上五省土地資源稀缺，人均耕地面積平均不足1畝，使得小麥播種面積調(diào)整阻力較大，調(diào)整系數(shù)較低。

（四）長(zhǎng)期影響

利用式（4）和式（8）中推導(dǎo)關(guān)系，加之估計(jì)θ和推算γ值，可計(jì)算長(zhǎng)期影響系數(shù)參數(shù)值；而最優(yōu)糧食產(chǎn)量長(zhǎng)期影響系數(shù)通過(guò)最優(yōu)播種面積和單位產(chǎn)量長(zhǎng)期影響系數(shù)加總得到，結(jié)果見表6。

表6 小麥、水稻、玉米最優(yōu)播種面積、單位產(chǎn)量、總產(chǎn)量長(zhǎng)期影響系數(shù)

續(xù)表

1.財(cái)政支農(nóng)政策變量（EP）

由表6可知，財(cái)政支農(nóng)政策變量對(duì)小麥、水稻、玉米播種面積、單位產(chǎn)量及總產(chǎn)量均有顯著正向影響。其中對(duì)小麥長(zhǎng)期影響最大，1995～2004年影響系數(shù)達(dá)0.795，2004～2016年影響系數(shù)為0.251；觀察小麥播種面積和單產(chǎn)長(zhǎng)期影響系數(shù)發(fā)現(xiàn)，財(cái)政支農(nóng)政策變量主要通過(guò)小麥播種面積影響總產(chǎn)量，兩階段播種面積影響系數(shù)分別為0.771和0.201，單產(chǎn)影響系數(shù)僅為0.024和0.050；說(shuō)明在農(nóng)業(yè)政策作用下，小麥總產(chǎn)量提升主要通過(guò)增加播種面積實(shí)現(xiàn)，單產(chǎn)促進(jìn)作用有限。

對(duì)比兩階段長(zhǎng)期影響系數(shù)發(fā)現(xiàn)，1995～2004年影響系數(shù)均大于2004～2016年系數(shù)值，說(shuō)明財(cái)政支農(nóng)投入對(duì)小麥影響雖為正，但效果減弱；與許多學(xué)者結(jié)論一致（李韜，2014；朱滿德等，2015），2004年農(nóng)業(yè)政策變化后，隨著時(shí)間推移，政策效果逐年減弱，尤其是糧食補(bǔ)貼政策近幾年效果難達(dá)預(yù)期，政策改革迫在眉睫。因此2015農(nóng)業(yè)部印發(fā)《關(guān)于調(diào)整完善農(nóng)業(yè)三項(xiàng)補(bǔ)貼政策的指導(dǎo)意見》，提出農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼改革，將原糧食“三項(xiàng)補(bǔ)貼”合并為農(nóng)業(yè)支持保護(hù)補(bǔ)貼，并把農(nóng)資綜合補(bǔ)貼中20%拿出補(bǔ)貼種糧大戶、家庭農(nóng)場(chǎng)等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體；改革旨在使糧食補(bǔ)貼更具有針對(duì)性，改變之前“撒胡椒面”式的補(bǔ)貼方式。

對(duì)于水稻總產(chǎn)量影響系數(shù)，2004～2016年稍有降低，尤其在影響方式方面發(fā)生根本變化，雖主要通過(guò)水稻播種面積影響總產(chǎn)量，但播種面積影響逐漸減弱，1995～2004年播種面積影響系數(shù)為0.110，而2004～2016年降為0.053；而單產(chǎn)影響系數(shù)升高。說(shuō)明通過(guò)調(diào)整播種面積增加產(chǎn)量方式難度越來(lái)越大，農(nóng)民通過(guò)水稻單產(chǎn)提升總產(chǎn)量尚有發(fā)揮空間。

對(duì)于玉米產(chǎn)量長(zhǎng)期影響逐漸增強(qiáng)，1995～2004年為0.140，2004～2016年提高到0.157；且主要通過(guò)影響播種面積影響產(chǎn)量，1995～2004年播種面積影響系數(shù)為0.099，單產(chǎn)系數(shù)僅為0.041；2004～2016年播種面積系數(shù)為0.130，單產(chǎn)系數(shù)為0.027，播種面積為單產(chǎn)系數(shù)4.8倍。可能因2004年后財(cái)政支農(nóng)支出政策主要通過(guò)增加玉米播種面積提高糧食產(chǎn)量，導(dǎo)致目前玉米供大于求，加之為保護(hù)農(nóng)民利益，東北地區(qū)實(shí)行臨時(shí)收儲(chǔ)政策，造成市場(chǎng)扭曲，玉米價(jià)格逐年下降，使國(guó)內(nèi)玉米庫(kù)存過(guò)剩，缺乏國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。

2.農(nóng)業(yè)稅政策變量（TP）

農(nóng)業(yè)稅對(duì)于小麥、水稻、玉米總產(chǎn)量影響效果較顯著，且主要以影響糧食播種面積方式影響產(chǎn)量，對(duì)糧食單產(chǎn)面積影響不顯著?？赡芘c農(nóng)業(yè)稅征收方式有關(guān)，我國(guó)農(nóng)業(yè)稅主要按耕地面積計(jì)算，取消農(nóng)業(yè)稅后，農(nóng)民負(fù)擔(dān)減輕，打消了因增加播種面積而交稅的顧慮，使得糧食播種面積顯著增加。從播種面積系數(shù)可知，取消農(nóng)業(yè)稅使小麥、水稻、玉米播種面積系數(shù)分別增加2.797、0.295、0.097。

3.農(nóng)村固定資產(chǎn)投資變量（FA）

農(nóng)村固定資產(chǎn)投資只在2004～2016年對(duì)水稻和玉米總產(chǎn)量影響顯著，且通過(guò)影響水稻和玉米播種面積來(lái)表現(xiàn)。對(duì)小麥影響不顯著，原因可能是小麥主要分布在華北地區(qū)，該地區(qū)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施比較完善，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資增加對(duì)小麥生產(chǎn)影響不大；1995～2004年此變量對(duì)糧食生產(chǎn)影響不顯著，原因可能是此階段我國(guó)農(nóng)村固定資產(chǎn)投資尚不完善，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和農(nóng)業(yè)科技等基礎(chǔ)較薄弱，無(wú)法對(duì)糧食生產(chǎn)形成顯著促進(jìn)作用。

4.其他解釋變量

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量（AS）對(duì)小麥和水稻總產(chǎn)量有顯著負(fù)影響，且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因影響糧食播種面積進(jìn)而影響產(chǎn)量；抗災(zāi)能力變量（DP）對(duì)小麥、水稻、玉米總產(chǎn)量正向影響顯著，但對(duì)比兩個(gè)階段影響系數(shù)，對(duì)糧食產(chǎn)量影響降低；化肥施用量變量（F）對(duì)于三種糧食作物在2004～2016年總產(chǎn)量正向影響明顯，對(duì)1995～2004年影響不顯著；預(yù)期價(jià)格變量（Pe）僅對(duì)2004～2016年小麥單位產(chǎn)量和1995～2004年水稻單位產(chǎn)量影響顯著，可能因最低收購(gòu)價(jià)收購(gòu)和臨時(shí)收儲(chǔ)政策使農(nóng)民在糧食收購(gòu)上無(wú)后顧之憂，忽略糧食價(jià)格波動(dòng)；且糧食生產(chǎn)比較收益低，機(jī)會(huì)成本低，許多地方農(nóng)民不再以糧食種植為主業(yè)，糧食價(jià)格對(duì)其影響非常有限。

五、結(jié)論與對(duì)策建議

（一）結(jié)論

基于適應(yīng)性預(yù)期理論構(gòu)建小麥、水稻、玉米三種糧食作物動(dòng)態(tài)分析模型，利用省際面板數(shù)據(jù)1995～2004和2004～2016兩階段，通過(guò)差分GMM方法分析農(nóng)業(yè)政策對(duì)水稻、小麥、玉米作物播種面積和單產(chǎn)影響，進(jìn)一步分析農(nóng)業(yè)政策等變量對(duì)糧食播種面積和單產(chǎn)短期影響；根據(jù)短期影響系數(shù)測(cè)算農(nóng)業(yè)政策等因素對(duì)糧食生產(chǎn)長(zhǎng)期影響系數(shù)，分析農(nóng)業(yè)政策等變量對(duì)我國(guó)糧食生產(chǎn)長(zhǎng)期影響效果。

結(jié)果表明：（1）從短期影響看，農(nóng)業(yè)政策對(duì)不同類型糧食播種面積和單產(chǎn)呈不同程度影響，其中財(cái)政支農(nóng)變量對(duì)小麥、水稻和玉米播種面積和單產(chǎn)正向影響顯著。（2）從長(zhǎng)期影響看，財(cái)政支農(nóng)變量對(duì)糧食產(chǎn)量有正向拉動(dòng)作用，但對(duì)比1995～2004年和2004～2016年兩個(gè)時(shí)間段影響系數(shù)，對(duì)小麥、水稻和玉米產(chǎn)量前一階段影響系數(shù)均大于后一階段，說(shuō)明財(cái)政支農(nóng)政策對(duì)糧食產(chǎn)量拉動(dòng)作用弱化。（3）從農(nóng)業(yè)政策三個(gè)指標(biāo)影響結(jié)果看，拉動(dòng)糧食產(chǎn)量增長(zhǎng)關(guān)鍵因素是財(cái)政支農(nóng)支出政策，且主要通過(guò)提升糧食播種面積促進(jìn)糧食產(chǎn)量增長(zhǎng)。（4）從糧食生產(chǎn)影響系數(shù)看，除水稻播種面積調(diào)整能力有所提高外，其他糧食作物調(diào)整能力在兩階段均呈不同程度下降趨勢(shì)。

（二）對(duì)策建議

針對(duì)以上研究結(jié)論，提出如下對(duì)策建議。

第一，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)技術(shù)研發(fā)與推廣，逐漸提高科技成果轉(zhuǎn)化率。我國(guó)耕地面積有限，通過(guò)增加播種面積方式增加產(chǎn)量難度越來(lái)越大；我國(guó)小麥總產(chǎn)量提升主要通過(guò)增加播種面積實(shí)現(xiàn)，單位產(chǎn)量拉動(dòng)作用有限，需挖掘通過(guò)提升單產(chǎn)實(shí)現(xiàn)糧食增產(chǎn)潛能；繼續(xù)發(fā)揮農(nóng)業(yè)科技驅(qū)動(dòng)作用，培育更多優(yōu)良小麥新品種，繼續(xù)提高小麥單產(chǎn)，保證小麥產(chǎn)量可持續(xù)增長(zhǎng)。

第二，推進(jìn)玉米結(jié)構(gòu)調(diào)整，優(yōu)化糧食種植結(jié)構(gòu)，適當(dāng)調(diào)整農(nóng)業(yè)政策支持重點(diǎn)區(qū)域和支持方式。玉米調(diào)整能力雖一定程度下降，但調(diào)整系數(shù)兩個(gè)時(shí)期均較高，兩個(gè)時(shí)期均可在1年左右時(shí)間調(diào)整到最優(yōu)播種面積和單位產(chǎn)量；在實(shí)行“鐮刀彎”玉米結(jié)構(gòu)調(diào)整政策背景下，玉米可在有限時(shí)間內(nèi)實(shí)現(xiàn)政策期望達(dá)到預(yù)期調(diào)整效果；尤其在東北地區(qū)，作為玉米主產(chǎn)區(qū)，可在玉米和大豆種植結(jié)構(gòu)上合理調(diào)整，適當(dāng)減少玉米種植面積同時(shí)相應(yīng)增加大豆種植，在政策引導(dǎo)、地方政府和技術(shù)人員指導(dǎo)，實(shí)現(xiàn)糧食種植結(jié)構(gòu)合理化；同時(shí)因地制宜，根據(jù)各區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展和糧食種植結(jié)構(gòu)情況，對(duì)農(nóng)業(yè)政策結(jié)構(gòu)差異性調(diào)整和優(yōu)化，實(shí)現(xiàn)糧食生產(chǎn)與農(nóng)業(yè)政策有效耦合；逐漸增加小麥、大豆等低產(chǎn)作物補(bǔ)貼和優(yōu)惠，逐漸降低玉米高產(chǎn)作物補(bǔ)貼力度。

第三，完善糧食流通市場(chǎng)體系，提高糧食相對(duì)價(jià)格，實(shí)現(xiàn)糧食價(jià)格指導(dǎo)作用。預(yù)期價(jià)格在本文結(jié)果中影響效果不明顯，這是值得思考的問(wèn)題，也從另一方面說(shuō)明糧食價(jià)格杠桿作用十分有限。在未認(rèn)識(shí)到糧食價(jià)格理性預(yù)期情況下，農(nóng)民不能通過(guò)糧食價(jià)格預(yù)期判斷下一期糧食生產(chǎn)規(guī)模，對(duì)糧食生產(chǎn)有一定誤導(dǎo)作用，會(huì)影響我國(guó)糧食生產(chǎn)持續(xù)增長(zhǎng)。要采取積積極措施，充分發(fā)揮糧食價(jià)格市場(chǎng)指導(dǎo)作用，進(jìn)一步實(shí)現(xiàn)糧食增產(chǎn)提效。