我國農機購置補貼政策的實施效果分析

　　摘要：農機購置補貼政策是我國重要的惠農政策之一。2004年該政策正式實施以來，引起一些專家學者的關注。文章在借鑒已有成果的基礎上，分析了我國農機購置補貼政策實施的效果與問題，并對農機購置補貼進行了實證分析，認為農機購置補貼有利于提高我國農業現代化裝備水平、有利于提升我國農業產業結構，是一項值得長期堅持的利國利民的好政策。
　　關鍵詞：農機購置補貼；農機裝備水平；農機作業水平
　　一、當前我國關于農機購置補貼政策研究的成果
　　國外對農機購置補貼政策的研究，主要是從它是農業支持政策之一，從一種制度上的安排而進行相關的研究。從農業補貼的整體結構上來看，并沒有特別突出農業機械的補貼，因而也就很少有對農機購置補貼單獨進行研究的。
　　我國對農機購置補貼研究主要側重于農業機械化本身的研究，對農機購置補貼政策方面的研究還相對較少。大多是側重于農業機械化水平與勞動力轉移關系的研究、農業機械化發展水平對農業產業結構調整影響的研究、農業機械化發展水平對農村經濟發展的作用研究、農業機械化發展水平與農民收入關系研究等。白人樸、楊敏麗（2004）等對我國農機購置補貼政策研究做了重要貢獻，他們在詳細分析和研究國外農業機械化政策的基礎上，分析了我國經濟社會發展對農業機械化的需求，并對我國農機購置補貼的對象、方法、補貼機具的種類以及補貼資金的管理等進行了理論性的闡述，認為農業機械化是建設全面小康社會的需求、是調整農業產業結構的需求、是提高我國農業國際競爭力的需求。李紅（2008）在分析了我國農機購置補貼政策的環境和補貼實施現狀的基礎上，分析農機購置補貼政策的實施對農機工業、機械制造業、農村非農產業的影響，認為農機購置補貼政策的實施促進了農戶節本增效，相關產業利潤增加，繁榮農村經濟。并認為應取消對發達地區的農機購置補貼，而轉向經濟欠發達的中西部地區。馬秀華（2009）認為河南省農機購置補貼政策，在農機購置和農機化進程中產生了明顯地積極影響，既調動了農民和各類農機服務組織購買農機的積極性，發揮了財政資金對產業創新的引導作用和對消費需求的拉動作用，推動了農業裝備結構升級和相關產業的發展，又極大地影響著農業生產方式和整個社會結構的調整。韓劍鋒、魏宇慧（2010）農機購置補貼政策對發達地區農民收入的影響較小，而對欠發達地區農民收入的影響較為明顯。因此，政府應適當加大經濟欠發達地區的農機購置補貼，在加速這些地區經濟的發展，增加當地農民的收入的同時還可以縮小發達地區與欠發達地區農民收入之間的差距。李軍政（2011）等認為湖南省的農機購置補貼政策拉動了農戶對農機投入的積極性，提高了農機裝備水平和綜合生產能力，改善了農業生產條件和收入，促進了農業機械化生產總體水平的提高。
　　總之，上述這些研究成果，無論是從研究方法，還是研究的結論上都給后續的研究提供了很好的借鑒和參考。
　　二、農機具購置補貼政策實施的效果
　　農機具購置補貼是指將中央財政預算內的農業機械購置補貼專項資金按一定比例和要求用于補貼“支持農民個人和直接從事農業生產的農機服務組織”購買“符合國家農業產業政策、農業可持續發展和環境保護的要求，且經農機鑒定機構檢測合格”的農業機械的一種財政支持手段。其實質就是促進農業機械對農業勞動力進行替代，提高農業勞動生產率。2004年國家正式實行農機具購置補貼政策，就補貼對象、補貼標準、補貼種類和補貼資金發放程序等做了明確規定。經過近幾年的實踐，該項政策取得了明顯的效果。
　　（一）農業機械裝備水平發展迅速
　　2004年國家安排0.7億農業機械購置補貼，覆蓋66個縣（場）。到2009年，農業機械購置補貼資金已達130億元，覆蓋了全國所有的縣場，補貼機具的種類也擴展到了12大類38小類128個品目。農業機械總動力也由2003年的6038.7億瓦特，增長到2009年的8750億瓦特，增長了44.9%（見表1）。
　　農業機械裝備水平快速發展，大中型拖拉機由2003年的980560臺增加到2008年的2995214臺，增長了205.5%；小型拖拉機由2003年的1377.7萬臺增加到2008年的1722.4萬臺，增長了25%；拖拉機配套農具由2003年的169.8萬部增加到2008年的435.4萬部，增加了156.4%；聯合收割機由2003年的365041臺增加到2008年743474臺，增加了103.7%（見表2）。
　　（二）機械化作業水平穩步提升
　　從圖1可以明顯看出，機耕率、機播率、機收率和綜合機械化水平等指標都呈上升趨勢。而且可以從圖1中看出，從2004年后，上述四個指標的上升速度呈明顯的加速趨勢。綜合機械化水平從2001年的32.2%上升到2004年的34.5%，再上升到2008年的45.8%，前面三年綜合機械化水平只增長了2.3%，而后面四年的綜合機械化水平卻增長了11.3%。因而農機購置補貼政策有力地促進農業機械化作業提升。
　　
　　
　　（三）加快解放農村勞動力
　　機械化作業替代人工使作業效率顯著提高，原來的人工勞動更多地被機械所代替。農機購置補貼政策的實施，促進了農業機械化水平，大大減少了農業生產用工，農村剩余勞動力轉移到第二、三產業。農業機械化水平的提高，使更多的農村勞動力從繁重的耕作中解放出來，他們紛紛進城打工，另謀職業，促進了城鄉互動和農村從業人員的結構變化。同時，農村外出務工人員可以安心在外打工，既不誤農時，又增加了農民收入。大部分的農機機手，由于從事專業機收服務，也使他們從農業生產行業轉移出來，形成專業服務組織。2000-2008年全國農業從業人員比重和農村勞動力轉移情況如圖2所示。從圖2可以看出，隨著農業機械化水平的提高，無論是從農業從業人員比重來看，還是從第一產業從業人員總數來看或從農村從業人員總數來看，都是明顯呈下降趨勢。這就很好地說明農業機械化水平的提高有力地解放了農村勞動力。
　　（四）促進農機社會化服務機制的不斷完善
　　在農機購置補貼政策的推動下，農機數量和品種大幅增加，農機專業合作社、農民專業技術協會、農機大戶等新型農機服務組織應運而生，農機服務組織將農機經營者有效組織起來，開展社會化服務，加強農機擁有者和使用者的緊密聯結，擴大了農機作業服務規模，提高了機械利用率和農機經營效益，且推動農機農藝結合，加快農業科技應用，提高農業生產集約化水平和組織化程度。農機服務組織經歷了一個由單項作業到多項作業的過程，逐步完善到有章程，有經營理念，有服務項目，有合同承諾，在服務“三農”、增收致富等方面，發揮了橋梁和紐帶作用。全年各類社會化服務作業面積達到5300萬畝以上，農機社會服務組織促進了農機管理、服務、經營、使用體制創新，促進了傳統農業向現代農業的轉變。
　　（五）促進了我國農機工業的發展
　　從我國農機產業角度來看，目前我國農機產業的整體水平還比較低，農機企業生產經營規模不大，科技進步比較緩慢，產品質量有待提高，市場競爭環境不太規范，市場有效需求不足，農機產品的總體科技水平與發達國家相比存在較大差距。農機具購置補貼的實施，極大地促進了我國農機工業的發展。一方面，擴大了農機企業的生產經營規模，增加了企業的效益。在農機購機補貼政策的激勵下，原來一部分潛在的農民對農業機械的需求就轉化成了現實的有效購買力，讓諸多的農機企業擴大了農機市場。同時，受補貼市場拉動，農機市場的競爭也會加大，農機工業在競爭中無疑會提速發展，許多農機企業采取多渠道融資，擴大生產規模，競爭優勢不斷閃現。因此，農機企業生產經營銷售結構進一步優化，經濟效益逐步得以顯現。另一方面，促進了農機企業的科學技術進步和整體的產業升級。通過對那些科學技術含量高、質量穩定可靠的農機產品進行補貼，達到扶優、扶好、扶強的政策目的，并以此來帶動農機產業與產品的技術進步，促進農機企業可持續發展和農機產業的不斷升級。因此，農機購置補貼政策的實施，促進農機產業的發展，實現農業、工業雙增雙贏。
　　
　　三、農機具購置補貼政策實施存在的問題
　　（一）政策宣傳不到位，產品宣傳力度不夠
　　2004年，國家正式出臺農機具購置補貼政策以來，盡管國家通過電視、報刊、網絡等媒體對該政策進行了廣泛的宣傳，但是由于種種原因，還有一部分農民對于國家實施農機購置補貼的意義不了解；對于申請購置補貼的程序不太清楚；對于開展農機購置補貼的核查工作不理解，有極少部分農民認識不足，感到太麻煩，不愿意配合工作等。與此同時，農機產品的供貨企業在產品宣傳上的力度不夠，在信息高度發達的今天，許多商品的廣告詞連小孩都能倒背如流，而農業機械產品的廣告宣傳在大眾媒體上難得一見，這就使得許多想購機的農戶不知道都有哪些先進適用的農業機械，更不知道這些農業機械的性能是否適應當地農業生產要求，也不知道哪些農業機械可以享受農機購置補貼政策，享受補貼購機前，對所購機具不了解。
　　（二）補貼產品目錄的適應性不夠充分
　　我國地域遼闊、地形復雜，包括了高原、丘陵、山區、湖區等多種地形，農作條件、作物種類多樣性也較強。而目前我國農機補貼產品目錄只做了一般性規定，有較大的局限性，一些適合山區、非水稻作物生產的機具未能進入補貼目錄；一些進入補貼目錄的產品卻又不一定適合當地的生產條件。而且，在實施補貼的時候，沒有考慮各市縣的具體農業作業條件差異，補貼的金額只是簡單的平均化，區域性特點不鮮明。再者，國家農機購置補貼產品目錄內的農機具多以大中型農機具為主，單機價格為幾萬元到幾十萬元不等，對于經濟發展水平不一樣的地區，農民的購買能力也不同，對于那些經濟條件比較落后的地區，這些大中型農機具還不能承接當地落后的農機化水平，也會超出當地農民的實際購買力。
　　（三）部分農機企業售后服務不到位
　　隨著農機購置補貼的力度加大，大中型農機具增長較快，而農機生產廠家在售后服務、機械維修等方面的工作未得到應有的加強，尤其是個別農機企業和指定經銷商的服務意識較差，缺乏有效的跟蹤服務。而農機操作者大部分是新手，很多人連小故障都不會處理，廠家和管理部門的技術人員又遠不能滿足農機戶的需求。加上新手們對農機操作不熟悉，對安全生產問題意識不強，對作業環節和作業環境不熟悉，這不僅影響了農機作業效率和質量，同時也存在很大的安全隱患。特別是在農業生產關鍵時節，一旦機具的零部件供應不到位，機具損壞得不到及時修理，就會延誤農時，影響農業生產。
　　（四）部分農機具價格定位不太合理
　　一般地，補貼機具銷售價和市場上的零售價差不多，市場上零售價中包含了工商管理、質檢、倉儲、維護管理、場地等費用，而供貨企業把機具從生產廠家直接運到購機者手中，不存在上述費用，且為訂單貨，一手交貨，一手交錢，不存在貨物積壓、資金周轉不暢等問題。因此，補貼機具的銷售價格應該可以比市場價格低一些，讓農民更好地享受政策的好處。可在實際操作中，經銷商讓利幅度有限，補貼機具價格都等于或略低于最高限價，農民得不到更多的實惠。再者，在享受購機補貼的農機類型中，價格在幾千元的機具補貼比例基本達到30%，而價格在幾萬元甚至十幾萬元以上的機具平均補貼比例為17%左右。這對于部分低收入的農民來說，要購買一臺補貼后仍然高達幾萬元或十幾萬元的大中型農業機械，仍然是望“機”興嘆。
　　四、我國農機購置補貼政策的實證分析
　　為了評價農機購置補貼政策的績效，本文采取農機總動力指標、綜合機械化作業水平指標和農業從業人員指標具體分析。筆者將采用計量經濟學的方法分析，同時給出相應的經濟學解釋。
　　（一）農機購置補貼對農業機械總動力的相關性分析
　　為了分析農機購置補貼對農業機械總動力的影響，由于農機購置補貼政策實施的時間不長，能獲得的有關數據比較有限，因而本文的實證分析采用比較簡便的最小二乘法來分析并用SPSS13.0進行相關的數據處理。表3為2002-2008年我國農機購置補貼與農機總動力的情況。
　　通過SPSS13.0軟件分析農機購置補貼與農機總動力的相關分析，采用Pearson相關系數及其顯著性檢驗結果，其結果如表4所示。
　　表4相關分析結果表明：農機購置補貼與農機總動力的Pearson相關系數為0.886，對應的P值為0.008，小于0.01，具有統計學意義，因此認為農機補貼與農機總動力具有正相關性，即農機補貼越高，農機總動力越高。
　　同時對農機購置補貼與農機總動力做回歸分析，其結果如表5所示。
　　從表5中可以看出從左至右分別為Model（模型）、B（回歸系數）、Std.Error（回歸系數的標準差）、Beta（變量的標準化回歸系數，用來判定變量下一步是否進入方程）、t值和P值（顯著水平值）用來檢驗回歸系數為0的假設。當變量的t值大于1.96，P值小于0.05時，則此變量可以進入方程。現假設農機購置補貼變量為X，農機總動力變量為Y，則它們的擬合方程為：
　　Y=66.679X+93.631
　　R=0.886
　　從表5中的回歸分析可以看出：農機總動力的T值為4.274，對應的P值為0.008，小于0.01，具有統計學意義。回歸系數為66.67大于0，因此認為農機補貼會對農機總動力產生正影響，即農機補貼越高，農機總動力也越大。
　　（二）農機購置補貼對農機作業水平的相關性分析
　　分析農機購置補貼對農機作業水平的相關性，采用上述同樣的方法來處理。表6為2001-2008年我國農業機械化作業水平指標。
　　通過SPSS13.0軟件分析農機購置補貼與綜合機械化水平的相關分析，采用Pearson相關系數及其顯著性檢驗結果，其結果表7所示。
　　表7相關分析結果表明：農機補貼與綜合機械化水平的Pearson相關系數為0.927，對應的P值為0.003，小于0.01，具有統計學意義，因此認為農機補貼與綜合機械化水平具有正相關性，即農機補貼越高，綜合機械化水平越高。
　　同時對農機購置補貼與綜合機械化水平做回歸分析，其結果如表8所示。
　　從表8中可以看出從左至右分別為Model（模型）、B（回歸系數）、Std.Error（回歸系數的標準差）、Beta（變量的標準化回歸系數，用來判定變量下一步是否進入方程）、t值和P值（顯著水平值）用來檢驗回歸系數為0的假設。當變量的t值大于1.96，P值小于0.05時，則此變量可以進入方程。同樣現假設農機購置補貼變量為X，綜合機械化水平變量為Y，則它們的擬合方程為：
　　Y=2.675X+90.366
　　R=0.927
　　從表8中的回歸分析可以看出：綜合機械化水平的T值為5.523，對應的P值為0.003，小于0.01，具有統計學意義。回歸系數為2.675大于0，因此認為農機補貼會對綜合機械化水平產生正影響，即農機補貼越高，綜合機械化水平也越大。
　　（三）農機購置補貼對農業從業人員的相關性分析
　　采用同樣的方法來分析農機購置補貼對農機作業水平的相關性，表9是我國2000-2008年農業從業人員指標。
　　通過SPSS13.0軟件分析農機購置補貼與農業從業人員的相關分析，采用Pearson相關系數及其顯著性檢驗結果，其結果表10所示。
　　表10相關分析結果表明：農機補貼與農業從業人員比重的pearson相關系數為-0.819，對應的P值為0.024，小于0.05，具有統計學意義，因此認為農機補貼與農業從業人員比重具有負相關性，即農機補貼越高，農業從業人員比重越低。
　　
　　同時對農機購置補貼與農業從業人員做回歸分析，其結果如表11所示。
　　從表11中可以看出從左至右分別為Modle（模型）、B（回歸系數）、Std.Error（回歸系數的標準差）、Beta（變量的標準化回歸系數，用來判定變量下一步是否進入方程）、t值和P值（顯著水平值）用來檢驗回歸系數為0的假設。當變量的t值大于1.96，P值小于0.05時，則此變量可以進入方程。同樣現假設農機購置補貼變量為X，農業從業人員比重為Y，則它們的擬合方程為：
　　Y=-2.916X+214.559
　　R=0.819
　　從表11中的回歸分析可以看出：農業從業人員比重的T值為-3.191，對應的P值為0.024，小于0.05，具有統計學意義。回歸系數為-2.916小于0，因此認為農機補貼會對農業從業人員比重產生負性影響，即農機補貼越高，農業從業人員比重反而越低。
　　五、結論與建議
　　綜上可知，我國農機購置補貼政策的實施，對我國農業機械裝備水平、農業機械作業水平和農業從業結構水平產生了明顯的積極影響。它有利于提高我國農業現代化裝備水平、有利于提升我國農業產業結構，是一項值得長期堅持的利國利民的好政策。然而，由于我國農機購置補貼政策的實施時間還不是很久，在政策實施過程中還存在一些不足之處。為了更好地實施這一政策，本文認為：一是進一步通過各種渠道加大農機購置補貼政策宣傳力度，使農民了解農機購置補貼政策的申購程序，更好地發揮補貼政策對農業生產的激勵和導向作用；二是農機購置補貼的機具應體現多樣化、靈活性的特點，充分考慮全國各地的自然條件和經濟條件；三是嚴格監督管理，做好售后服務工作，各級各部門部門要將農機購置補貼列為重點督查內容，財政和農機部門對實施進度和工作情況及時進行督促檢查。
　　參考文獻：
　　1、白人樸等.農業機械購置補貼政策研究[M].中國農業科學技術