李鈺喆

河南工業(yè)大學(xué)，河南 鄭州 450001

0 引言

糧食安全一直是國家安全和經(jīng)濟安全的重要基礎(chǔ)［1-2］。但在我國糧食產(chǎn)業(yè)發(fā)展中，連續(xù)豐產(chǎn)伴隨連續(xù)減產(chǎn)現(xiàn)象時常出現(xiàn)。分析其原因發(fā)現(xiàn)，除了氣候等外在因素外，最主要的是糧食生產(chǎn)相對過剩，使得賣糧難問題一再發(fā)生，從而抑制了農(nóng)戶的種糧積極性，導(dǎo)致豐年歉年有序循環(huán)［3］。同時，隨著我國工業(yè)化進程的加快，“三農(nóng)”問題成為制約我國經(jīng)濟發(fā)展的主要因素，而促進糧食增產(chǎn)、農(nóng)民增收是解決“三農(nóng)”問題的關(guān)鍵。自2004 年起，我國實施了一系列農(nóng)業(yè)友好政策，以確保國家糧食安全，增加農(nóng)民收入，這對提高農(nóng)民的耕種積極性和糧食自給率起到了重要作用。其中，糧食最低收購價政策是為保護農(nóng)民利益、保障糧食市場供應(yīng)實施的一項價格調(diào)控政策，是為解決“工農(nóng)”問題、實施工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)而采取的重要政策措施。

小麥?zhǔn)俏覈闹匾Z食作物。小麥生產(chǎn)與我國糧食安全和社會穩(wěn)定有著密切關(guān)系。2006 年，為維護國家糧食安全、保護農(nóng)戶收益、提高農(nóng)戶種植積極性，我國開始實施小麥最低收購價政策。

1 文獻綜述

國內(nèi)外大部分學(xué)者都肯定了糧食最低收購價政策的益處。在國外學(xué)者中，Clark 等［4］認(rèn)為加拿大的小麥?zhǔn)召徶С终唧w系會影響農(nóng)戶的生產(chǎn)行為和小麥的播種面積；Dev 等［5］指出，糧食價格政策的實施可以有效改善農(nóng)民收入、糧食生產(chǎn)和農(nóng)村就業(yè)問題；Ail 等［6］研究表明，印度實施最低限價制度后，糧食產(chǎn)量和生產(chǎn)效率得到了提升；Liang 等［7］認(rèn)為，糧食補助政策的實施對緩解經(jīng)濟危機、建立穩(wěn)定市場秩序、提高糧食產(chǎn)量、提高糧食品質(zhì)具有重要意義。對于我國學(xué)者，馬騰等［8］研究發(fā)現(xiàn)最低收購價政策對河南省小麥產(chǎn)量和價格的提升拉動效應(yīng)顯著；童馨樂等［9］認(rèn)為，糧食最低收購價政策在實施初始階段對糧食總產(chǎn)量增加具有顯著的促進作用；盧峰［10］認(rèn)為，最低收購價政策的實施使小麥產(chǎn)量保持高位，連年的豐產(chǎn)豐收使我國小麥庫存充足，庫存消費比例大大高于公認(rèn)的安全線，小麥口糧安全得到鞏固；茹意鑫等［11］研究指出，我國2004 年陸續(xù)對糧食主產(chǎn)區(qū)實行最低收購價政策以來，糧食價格保持穩(wěn)定，糧食產(chǎn)量也在不斷增長。

總的來說，糧食最低收購價政策在促進糧食增產(chǎn)、保障糧食安全方面取得了顯著效果。但受國內(nèi)外環(huán)境影響，我國糧食安全依然面臨嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)。在復(fù)雜多變的市場環(huán)境下，科學(xué)客觀地評價最低收購價政策的市場效應(yīng)，對完善我國價格支持政策體系、確保中長期口糧絕對安全具有重要意義［12］?，F(xiàn)有研究大多是從宏觀角度評估糧食最低收購價政策的影響，很少從糧食主產(chǎn)區(qū)的角度進行深入的考察，缺少對政策具體執(zhí)行效果的有效把握。河南省自古就是我國的糧食主產(chǎn)區(qū)，多年來當(dāng)?shù)匦←湻N植面積、總產(chǎn)量一直居于全國首位?；诖耍P者以河南省這一小麥主產(chǎn)區(qū)為研究對象，系統(tǒng)分析糧食最低收購價政策對當(dāng)?shù)匦←溕a(chǎn)的影響。

2 糧食最低收購價政策實施效果實證分析

2.1 研究方法

雙重差分法（Difference in Difference，DID）是一種專門用于政策實施效果評估的計量方法［13］。雙重差分法允許存在不可觀測因素，并且允許不可觀測因素對個體是否接受干預(yù)的決策產(chǎn)生影響，在一定程度上放松了政策效應(yīng)評估的條件，使政策效應(yīng)評估模型與現(xiàn)實經(jīng)濟更接近。該方法的作用原理與自然實驗相類似。其將某項政策的實施看作是一項自然實驗，通過在樣本中加入一組未受政策影響的控制組，與受政策影響的實驗組進行比較分析，以考察政策實施對分析對象造成的影響［13］。常見的DID模型為

式（1）中：Y為被解釋變量，Yit表示i地區(qū)在t年的小麥產(chǎn)量；α0、α1代表雙重差分估計量；posti表示地區(qū)虛擬變量，代表個體i是否為實驗組，非政策執(zhí)行區(qū)的控制組為0，政策執(zhí)行區(qū)的實驗組為1；treatt表示時間虛擬變量，小麥最低收購價政策實施前為0，實施后為1；實驗組虛擬變量posti×treatt為地區(qū)虛擬變量與時間虛擬變量的交互項，代表政策實行后的實驗組；系數(shù)α3反映了政策實施所產(chǎn)生的凈效應(yīng)；Xit表示影響小麥生產(chǎn)的其他影響因素；εit表示誤差項。將控制變量農(nóng)村年末常住人口、化肥施用量、農(nóng)村用電量、小麥播種面積、農(nóng)村居民人均可支配收入、有效灌溉面積和農(nóng)用機械總動力納入DID模型中，得到的模型為

式（2）中：被解釋變量outit表示i省在t時期小麥產(chǎn)量的觀測值；控制變量residit表示i省在t時期農(nóng)村年末常住人口總數(shù)；eleit表示i省在t時期的化肥施用量（折純）觀測值；cfit表示i省在t時期農(nóng)村用電量的總值；areait表示i省在t時期的小麥播種面積；pcdiit表示i省在t時期農(nóng)村居民人均可支配收入的觀測值；irrit表示i省在t時期的有效灌溉面積；machit表示i省在t時期農(nóng)用機械總動力；其他變量同式（1）。

2.2 實證過程與結(jié)果分析

為了準(zhǔn)確、有效地評估最低收購價政策對實驗組河南省小麥生產(chǎn)的影響，選取黑龍江省、四川省、山西省作為控制組，綜合考慮政策執(zhí)行的連續(xù)性和數(shù)據(jù)的獲取情況，并構(gòu)建面板數(shù)據(jù)。為評估糧食最低收購價政策對河南省小麥生產(chǎn)是否有顯著影響，將河南省小麥產(chǎn)量作為核心變量，小麥產(chǎn)量值越高代表最低收購價政策對小麥生產(chǎn)的影響效果越顯著。若實驗組的小麥產(chǎn)量高于控制組，則證明政策實施對小麥產(chǎn)量的提升具有一定正向影響。

2.2.1 描述性統(tǒng)計。該文使用的變量數(shù)據(jù)來源于中國宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫及各省統(tǒng)計年鑒?？紤]小麥最低收購價政策的實施年份為2006 年，故選取政策實施前后各15 年（1991—2021 年）的調(diào)查數(shù)據(jù)進行分析。所有數(shù)據(jù)均取對數(shù)進行分析，變量的分布統(tǒng)計情況如表1所示，被解釋變量小麥產(chǎn)量標(biāo)準(zhǔn)差為1.337 1，平均值為6.005 1，各變量的最大值、最小值、平均值和標(biāo)準(zhǔn)差都在正常范圍內(nèi)，沒有特殊和異常。

表1 描述性統(tǒng)計

2.2.2 單變量檢驗分析。DID 模型的假設(shè)前提為即使實驗組與控制組之間存在差異，但它們的發(fā)展趨勢應(yīng)與政策實施前呈一致狀態(tài)。采用t檢驗來分析2006 年政策分割點前后實驗組與控制組小麥產(chǎn)量的變化趨勢。

由表2 可知，2006 年政策分割點前后實驗組和控制組的產(chǎn)量差異為1.585，但t值在10%水平上未通過檢驗，即在2006 年政策分割點前實驗組與控制組小麥產(chǎn)量的發(fā)展趨勢基本符合DID 模型的前提假設(shè)，但t值未通過10%檢驗；全樣本政策實施后的t值比實施前提高了0.379；對實驗組進行變量分析，政策實施前后均值差異為0.475，在1%水平上顯著；對控制組進行變量分析，政策實施前后均值差異為0.660，在1%水平上顯著。

表2 政策實施前后單變量統(tǒng)計分析

另外，實驗組與控制組的小麥產(chǎn)量均值差異不顯著，該變量檢驗不能驗證實驗組與控制組小麥產(chǎn)量的差異是由小麥最低收購價政策直接導(dǎo)致的。因此，以此為起點使用DID 雙重差分法進一步檢驗這種差異出現(xiàn)的原因，以評估糧食最低收購價政策的實施對小麥產(chǎn)量的影響。

2.2.3 回歸分析。使用平衡的面板數(shù)據(jù)，檢驗最低收購價政策對小麥生產(chǎn)的具體影響效果。表3 雙重差分回歸結(jié)果（1）顯示，當(dāng)小麥產(chǎn)量為被解釋變量時，時間與地區(qū)交叉項的政策虛擬變量post×treat回歸系數(shù)為1.127，在1%水平上顯著；小麥產(chǎn)量回歸系數(shù)為0.268，在1%水平上顯著?；貧w結(jié)果（2）顯示，在加入農(nóng)村年末常住人口、化肥施用量、農(nóng)村用電量、小麥播種面積、農(nóng)村居民人均可支配收入、有效灌溉面積、農(nóng)用機械總動力等控制變量后的政策凈效應(yīng)為0.045 8，方向為正，表明糧食最低收購價政策的實施對小麥產(chǎn)量提高產(chǎn)生了積極的推動作用；農(nóng)村用電量的回歸系數(shù)為1.446，在1%水平上顯著，說明農(nóng)村用電量越高，小麥產(chǎn)量越高；小麥播種面積的回歸系數(shù)為0.661，在1%水平上顯著，說明小麥產(chǎn)量隨著小麥播種面積的增加而增長；農(nóng)村居民人均可支配收入的回歸系數(shù)為-0.117，在1%水平上顯著，說明小麥產(chǎn)量隨著農(nóng)村居民人均可支配收入的提高呈下降趨勢；有效灌溉面積的回歸系數(shù)為0.174，在10%水平上顯著，說明有效灌溉面積越大，小麥產(chǎn)量越高。

表3 回歸結(jié)果

回歸結(jié)果還表明，農(nóng)村用電量、小麥播種面積、有效灌溉面積和農(nóng)用機械總動力均對小麥產(chǎn)量提高產(chǎn)生了顯著的正向影響，化肥施用量與農(nóng)村居民人均可支配收入與小麥產(chǎn)量存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，即小麥產(chǎn)量隨著化肥施用量與農(nóng)村居民人均可支配收入的提升呈下降趨勢。其中，化肥施用量和農(nóng)業(yè)機械總動力對小麥產(chǎn)量的影響不大。

3 結(jié)論及建議

采用DID 模型，對糧食最低收購價政策實施前后小麥產(chǎn)量，以及實驗組（河南省）與控制組（黑龍江省、四川省、山西省）的小麥產(chǎn)量進行對比分析，并將這種政策分割點前后的差異假設(shè)為政策實施效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，實施糧食最低收購價政策對河南省小麥產(chǎn)量提升有明顯的積極作用。2006 年小麥最低收購價政策實施后，政策執(zhí)行區(qū)和非政策執(zhí)行區(qū)的小麥產(chǎn)量逐步增加，可能是政府每年都會上調(diào)最低糧價引起的。

從上述研究結(jié)果可以看出，要想穩(wěn)步提高主要糧食作物最低收購價、切實保護廣大種糧農(nóng)民的實際利益、讓農(nóng)民大膽放心地生產(chǎn)糧食，政府部門應(yīng)采取如下措施：①出臺完善的農(nóng)業(yè)補貼政策，并要求相關(guān)部門核查補貼發(fā)放是否到位；②不斷提高糧農(nóng)民一次性補貼、農(nóng)機補貼、耕地補貼等補貼金額，以提高農(nóng)民的生產(chǎn)熱情；③繼續(xù)優(yōu)化小麥最低保護價政策，提高小麥最低收購價格；④提高對農(nóng)業(yè)保險的財政支持力度和補貼標(biāo)準(zhǔn)，并大力開展宣傳、培訓(xùn)活動，以調(diào)動農(nóng)戶的投保積極性，提高農(nóng)業(yè)保險覆蓋率，使農(nóng)民遇到災(zāi)年時減產(chǎn)不減收。