最低收購價下調對農戶種糧積極性的影響研究

劉澤瑩 韓一軍 孟婷

摘要：本文利用2018年全國小麥主產區的專項調研數據，構建并檢驗一個有調節的中介效應模型，以分析最低收購價下調對農戶種糧積極性的影響及其作用機理。結果表明：糧食最低收購價下調作為政策改革信號，顯著降低了農戶的種糧積極性;價格預期是最低收購價下調與農戶種糧積極性的中介變量，KHB方法分解得出中介效應占總效應的5.88%，最低收購價下調對種糧積極性的負向影響主要以直接效應為主;個體特征、家庭特征以及農業經營特征在中介效應的不同路徑中發揮不同程度的調節作用。此外，戶主年齡、耕地產權結構、商品化程度和農戶對自然災害的態度也在不同程度上影響種糧積極性。

關鍵詞：糧食生產;最低收購價;種糧積極性;價格預期;中介效應;調節效應

文獻標識碼：A

文章編號：1002-2848-2020（05）-0122-11

一、問題的提出

2004年，為深化糧食流通體制改革，國務院決定全面放開糧食購銷市場，實現糧食購銷市場化。與此同時，要求“充分發揮價格的導向作用，當糧食供求發生重大變化時，為保證市場供應、保護農民利益，必要時可由國務院決定對短缺的重點糧食品種，在糧食主產區實行最低收購價格”①。最低收購價政策的實施對保護糧農生產積極性、穩定價格總水平、引導結構調整、促進規模經營等發揮了重要作用。隨著生產資料價格的不斷上漲，糧食生產成本不斷增加，為了穩定生產和保障糧農收益，我國從2008年開始至2016年已連續8次提高糧食最低收購價（2008年內提高了2次）。與此同時，最低收購價政策也逐漸凸顯負面效應，主要體現在：連續提高的最低收購價格一定程度助推了國內糧食價格上漲，扭曲了市場的配置調節作用，給政府儲備和財政造成了巨大的壓力。隨著國內外價差不斷擴大，糧食進口劇增，這給國內糧食市場帶來了巨大的沖擊，甚至出現了糧食生產量、庫存量、進口量“三量齊增”的現象?；谏鲜隹紤]，2017年中央“1號文件”提出“合理調整最低收購價水平，形成合理比價關系”②，2017年我國首次全面下調了稻谷最低收購價水平，2018年下調了稻谷和小麥最低收購價水平，2019年小麥最低收購價每斤再下調3分③。為了應對經濟社會不斷發展面臨的問題與挑戰、引導產業的健康發展，應剝離最低收購價政策的“保增收”功能，逐步調整回歸至“穩定農戶生產預期、保障種植面積”的托底機制。下調最低收購價已成為當前及未來一段時期內糧食價格體系改革的主要著力點，綜合研判最低收購價下調的影響效應是當下亟需了解和把握的問題。已有大量研究表明目前我國糧食產量的增長主要是由各項農業支持政策以及大規模的基礎設施投資拉動的[1]，因此分析最低收購價這一主要價格支持政策調整對糧食生產的影響極具現實意義。

現有相關研究大都聚焦在最低收購價下調對農戶糧食種植面積或種植結構的影響[2-3]方面，而在實際生產中，農戶受到可獲得性投入、風險考慮等生產條件的實際約束[1]，不可能及時地將實際播種面積調整到最優播種面積。就小麥作物而言，2018年小麥最低收購價格首次下調，因種植面積具有剛性，調整存在滯后，短期內調整空間不大。若使用短期或截面數據直接分析政策變動對實際種植面積或結構變動的影響，無法全面地反映政策的調整效應。就我國實際情況而言，短期的糧食生產取決于農戶的種糧積極性[4]。農戶種糧積極性是穩定糧食生產的重要環節，也是糧食安全的根本保障[5]。因此衡量農戶種糧積極性是一個較為合適的切入點，能夠對農戶現階段及未來一段時期內的種植意愿及種植決策行為進行把握和預判。加之農戶對市場變化和政策改革的看法也會影響其種植意愿和種植決策[6]，因此在當前最低收購價下調初期，選取農戶種糧積極性作為被解釋變量更為合理。農戶種糧積極性會受到哪些因素的影響？而最低收購價下調是否直接影響了農戶種糧積極性？影響的內在機理是什么？這些是當前形勢下最低收購價政策調整效應研究需要厘清的關鍵問題。

對比已有研究，本文可能的創新如下：

一是基于農戶對最低收購價下調的感知態度對其種糧積極性的影響這一視角，構建并檢驗了一個有調節的中介效應模型，并利用一手調研數據進行實證分析，彌補了現有研究的不足。

二是在中介效應分析中應用KHB方法進行效應分解和統計檢驗，避免在跨模型相關系數比較中由于模型的標尺改變可能導致的問題，這一方法可以使結果更接近真實的系數差異[7]，以此更加精準地分析最低收購價下調對種糧積極性的作用機制。

三是結合當前農業農村發展形勢，加入土地流轉、非農就業、銷售渠道等變量進行農戶異質性分析，深入探討當前復雜形勢下農戶種糧積極性的影響因素，以期為糧食政策市場化改革和糧食安全戰略完善提供有價值的參考。

二、理論分析與研究假說

（一）最低收購價下調與農戶種糧積極性

從政策設計與機制看，“糧食最低收購價政策”是指國家為了“保護農民種糧積極性，穩定市場糧價”，每年在農作物播種前發布小麥、稻谷各品種最低收購價格水平及相應執行預案。新糧上市后一段規定時間內，當市場價格低于最低收購價時，國家啟動執行預案，反之則不啟動。從理論上來講，價格支持政策是保持市場價格在某一個合理區間內波動，當市場價格波動超出這個區間時，將采取相應措施將市場價格水平重新拉回至這一區間。最低收購價政策設計的出發點是在發揮市場機制的基礎上加以宏觀調控，保障糧食價格、激發農戶糧食生產積極性，從而穩定糧食生產[8]。圍繞最低收購價政策實施效果這一主題國內學者從不同角度展開了討論分析，一般認為最低收購價政策的積極作用除了明顯的托市效應，還包括對農戶糧食種植意愿和種植面積決策的顯著正向影響，以及對種糧農戶收入的維穩、助漲作用[9-12]?？v觀上述研究，最低收購價政策的主要目的在于保護農戶的種糧積極性、穩定糧食生產，其實施效果最主要取決于政策實施環境以及生產主體對政策的反應程度[10]。當最低收購價政策出現調整時，政策改革的直接效應是農戶對此做出的反應與糧食種植意愿的變化。同時根據計劃行為理論，行為意向是決定行為的直接因素，農戶態度是行為的首要影響因素[13]。農戶種糧積極性是內在心理活動對行為意愿產生了影響，農戶對市場變化和政策改革的看法直接影響其種植情緒與行為[6]。因此，生產主體的態度響應作為政策效應的直接體現，可以準確刻畫政策調整的影響。

綜上，可以得到一個基本判斷：糧食最低收購價政策作為一顆“定心丸”充分發揮了宏觀調控作用，最低收購價格一直以來的增長不斷激發了農戶種植糧食的積極性。而當最低收購價下調時，農戶對于種糧收益的信心可能會降低，首要表現為農戶對于政策調整的不滿情緒?；谏鲜龇治?，本文提出假說H1：

H1：農戶對最低收購價下調的情緒態度會直接影響生產積極性，對最低收購價格不滿意的農戶，其種糧積極性會隨之下降。

（二）價格預期的中介作用

在研究糧食等可儲存商品的跨期生產時，研究者多采用新古典經濟學假設的理論預期模型[14-16]，結合計劃行為理論，農戶的種植行為追求利益最大化，影響農戶行為目標的最主要因素是價格預期。農戶種植糧食的意愿取決于農戶對糧食種植的預期價格，當預期價格增加時，農戶種糧積極性會隨之提高。隨著糧食市場化改革程度的進一步深化，加之勞動力成本、土地成本的不斷增加，糧食價格下降將減少農戶糧食種植的利潤空間，價格是農戶進行實際生產決策時的一個重要考量。在分析農戶種植決策邏輯時，需要回答一個關鍵問題：農戶依據什么價格來進行種植決策？價格預期理論認為農戶在進行種植決策時對未來價格不確定，通常會參考上一年或以往各期的市場價格。根據價格預期理論，農戶進行決策時將綜合市場各個因素對未來農作物價格做出預期判斷，出于對利潤的追求，農戶更傾向于種植價格預期較高的作物，因此農戶對于糧食市場價格的預期將直接影響其糧食種植意愿。

當期最低收購價格的公布增加了農戶對未來糧食收益的確定性，即未來的糧食價格不會低于已公布的最低收購價格，出于規避風險的目標，農戶會更傾向于種植價格風險較小、未來價格相對確定的糧食作物。最低收購價格每年公布的時間在小麥大面積播種前，為農戶進行生產決策提供了有保障的托底價格，因此，可以認為最低收購價政策某種程度上具有信號效應，通過影響農戶種糧價格預期來激發農戶的種糧積極性，降低種植價格風險，影響農戶的糧食生產決策。最低收購價格水平作為糧食市場的“托底”價格，是當期小麥價格水平的最底線保障，給予種糧農戶一個至少不低于最低收購價格的糧食市場價格預期，降低了市場價格風險，從而保護了農戶的糧食生產積極性。

結合本文研究目標，對于農戶而言，當最低收購價格出現調整時，他們關心的并不一定是政策的調整變動，而更多的是糧食種植的收益。而種糧收益保障可能來自于最低收購價政策，也可能是種糧補貼政策或是市場價格。綜上分析認為，糧食價格預期作為影響農戶種植利潤的主要因素，將會對農戶糧食種植的積極性產生重要影響，合理的糧食價格預期可能增加農戶糧食種植積極性。而另一方面，最低收購價格具有“信號響應”，最低收購價出現下調可能會降低農戶對糧食的價格預期，從而降低農戶糧食種植積極性?；诖?，本文提出假說H2：

H2：在最低收購價下調會降低種糧積極性的影響中，農戶的價格預期發揮中介作用。

（三）個體異質性的調節作用

新古典經濟學“理性經濟人”假定做決策的個體是理性的、追求利益最大化，也是完全信息的，并且做決策的個體是獨立的、不受其他個體的影響。這個嚴格的假定在分析現實行為時存在局限性，缺乏對個體異質性及社會關系等方面的考量[17-18]。農戶生產受經濟和社會因素多方面影響，而單從經濟角度、用單一經濟模型難以刻畫農戶種植意愿的復雜性[19]。在考慮實際農業生產問題時，需要考慮處于半市場化、半封閉經濟條件下的農戶稟賦狀態異質性等綜合因素，應從微觀農戶的行為和狀態入手針對具體問題進行理論解析和現實應用。

已有研究就種植意愿層面的農戶異質性問題展開了不同維度的分析驗證：Weiss[20]在對奧地利農場的研究中發現戶主年齡影響其種植意愿，年齡對于農業生產所需要的勞動強度有所限制;Bragg等[21]在對農戶奶牛養殖的規模決策中發現收入也是影響生產意愿的一個重要指標，收入代表農戶的資本稟賦特征，會影響農戶不同作物利潤目標的追求程度，從而影響農戶對不同作物的種植意愿。由上可知，農戶的個體特征和家庭特征對其種植意愿有著重要影響，本文結合實際情況判斷認為：不同年齡農戶對政策改革的響應行為存在差異性，年齡越大的農戶對政策調整的抵觸情緒越明顯，最低收購下調可能導致其降低糧食種植意愿的可能性越高。另一方面，家庭非農就業特征被認為是影響農戶對待市場變化、政策改革等事件態度的重要因素[22]。在當前城鎮化進程中，家庭是否有外出打工者、家庭外出打工者人數比例是一個重要的家庭特征，代表著農戶當前家庭農業勞動力數量和勞動參與現狀，將影響家庭農業經營中的土地、勞動力、資本等生產要素配置，從而影響其糧食種植積極性與規模決策。本文分析認為非農就業比例高的家庭勞動力進行農業生產的機會成本高，最低收購價政策調整導致其調整勞動力分配的概率越高，即最低收購價下調可能使更多的勞動力轉向非農就業，種植糧食的可能性更低。另外，隨著農業經營特征對農戶決策的影響研究越來越深入，土地面積、產權結構、作物商品化程度等因素不斷被證實對農戶決策有很大的影響[22-23]，在本研究中將逐一對此進行驗證分析。綜上，結合研究主題，本文提出假說H3：

H3a：農戶的個體特征具有調節作用，老齡化程度越高，會使得最低收購價下調對農戶種糧積極性的負向影響越強。

H3b：家庭勞動力非農就業具有調節作用，家庭勞動力非農就業占比越高，會使得最低收購價下調對農戶種糧積極性的負向影響越強。

H3c：農戶的生產經營特征具有調節作用，商品化程度越高，最低收購下調對農戶種糧積極性的負向影響越強。

綜上所述，價格預期在最低收購價下調與農戶種糧積極性之間可能起到中介作用，這個中介作用受到個人/家庭/農業經營特征的調節，進而構建如圖1所示的待檢驗的假說模型。最低收購價下調經由價格預期進而對種糧積極性產生的影響稱為中介效應，最低收購價下調不通過任何渠道而直接對種糧積極性產生的影響稱為直接效應，最低收購價下調對種糧積極性的總效應等于直接效應加上中介效應。借鑒溫忠麟等[24]的相關研究，調節變量可能通過三種路徑中介模型進行調節，具體而言，圖1中d表示調節變量對直接效應的調節，e表示調節變量對中介過程的前半路徑的調節，f表示調節變量對中介過程的后半路徑的調節。

三、模型設定、變量選取與數據來源

（一）模型設定

1.Logit模型設定：最低收購價下調對農戶種糧積極性的影響

在基礎回歸模型中主要考察農戶種糧積極性的影響因素，以“農戶種糧積極性高與否”為被解釋變量。具體地，如果農戶種植積極性高，則y=1，否則y=0。因變量屬于二元離散選擇問題，因此選擇Logit模型估計最低收購價下調對農戶種糧積極性的影響?；诶碚摍C制分析，在模型設定中以“農戶對下調后的最低收購價格滿意與否”作為核心解釋變量來代表農戶層面對最低收購價下調的感知態度。模型基本形式為：

其中，Pi表示農戶種糧積極性高的概率，sati是核心解釋變量，代表農戶對最低收購價下調的感知態度。Xj表示控制變量，基于已有研究，控制變量包括農戶主觀生產態度、農戶個體特征和家庭特征和當前農業經營特征三大類。μi代表個體特征，ξi表示誤差項。

2.中介效應檢驗與分解：價格預期的中介作用

根據理論分析，最低收購價調整會改變農戶對小麥市場價格的預期，農戶依此適時做出種植決策。根據圖1的作用機制模型，以價格預期為中介變量，建立如下中介效應模型：

其中，pi為中介變量，表示農戶的價格預期。Xi代表控制變量。

式（3）表示第一步的基礎回歸模型，檢驗最低收購價下調對農戶種糧積極性的影響是否顯著，

式（4）檢驗最低收購價下調對中介變量（價格預期）的影響是否顯著，

式（5）檢驗控制了最低收購價下調變量之后，價格預期對農戶種糧積極性的影響是否顯著。

3.被調節的中介效應檢驗：個體異質性的調節作用

在對中介效應檢驗之后，加入調節變量后需要考慮有調節的中介效應模型。如圖1所示的作用機制，借鑒溫忠麟等[24]的研究，設定3個回歸方程來構建最一般的有調節的中介效應模型，同時考慮是否存在調節效應，即檢驗調節變量是否調節了中介過程的直接路徑、前半路徑以及后半路徑，分別對應為圖1中的路徑d、e、f。3個回歸方程分別表達如下：

其中，W是有待檢驗的調節變量，Xi代表控制變量，調節變量W與解釋變量的交乘項系數即為調節變量在各路徑的調節效應。

（二）變量選取

農戶態度與行為受經濟和社會因素多方面影響，本文結合實際調研情況，選取如下變量進行分析：

（1）種糧積極性（y）。生產主體的態度響應作為政策效應的直接體現，可以準確刻畫政策調整的影響，種糧積極性也直接關系到農戶的糧食種植決策，因此本文選擇種糧積極性為因變量。當農戶表示“未來會保持或擴大現有的種植面積”，則視為農戶種糧積極性高，y=1;反之，y=0。

（2）對下調后的最低收購價格是否不滿意（sat）。最低收購價水平作為一項價格信號，當最低收購價格下調時，生產主體對此產生的主觀認知與情緒態度是政策調整效應的第一環節，因此“農戶對下調后的最低收購價格是否不滿意”作為農戶對最低收購價下調的感知態度，可以代表下調信號在農戶層面的釋放效應，是本研究的關鍵解釋變量。具體定義為：受訪農戶如果對下調后的最低收購價格不滿意，則sat=1;反之，sat=0。

（3）農戶生產態度。風險規避是農戶種植決策的重要邏輯之一，自然災害會影響農戶種糧積極性，

若農戶認為自然災害是小麥生產的主要困難（nd），則nd=1;反之，nd=0。價格預期同時影響農戶種糧積極性，本文通過調研詢問“是否認為小麥市場價格低”來反映農戶對價格預期的態度變量，若農戶認為小麥價格低（p），則p=1;反之，p=0。

（4）農戶個體及家庭特征。個體特征主要考量戶主年齡的影響程度（age），選取戶主的實際年齡作為衡量;家庭特征主要衡量家庭的資本稟賦以及勞動力要素配置狀況，結合已有相關研究[3]的變量選取，本研究重點關注家庭收入和家庭勞動力非農就業特征，具體包括了農戶上一年家庭總收入（tin）和勞動力非農就業占比（out），即外出打工者人數占家庭總勞動力的比例。

（5）農戶當前農業經營特征。借鑒已有研究[19]，選取農戶自有地所占比例（land），即自有地面積占總耕地面積的比例，以及上一年小麥種植面積（area）刻畫土地經營形式和經營規模，這兩個指標能夠反映農戶現有土地產權結構以及糧食種植規模。同時選取小麥銷售比例（sale）衡量農戶小麥商品化程度，以觀察不同商品化程度的種糧農戶在種植意愿和決策邏輯上的差異。另外，選取“農戶上一年是否將小麥賣給了經紀人”（sto）作為市場銷售渠道特征變量，能夠反映農戶與市場的銷售銜接情況，這也是農戶作為生產主體獲得市場信息的一個窗口。這樣多方面對農戶的行為和狀態進行刻畫能夠更詳盡地衡量不同生產經營個體的差異特征。

（三）數據來源及描述性統計

本研究基于國家發展改革委員會專題研究“糧食最低收購價政策評估”調研數據，在2018年7月對小麥最低收購價政策執行地區（安徽、山東、江蘇、河北、河南及湖北6個省份）開展糧食最低收購價下調影響專項調研，采取分層抽樣和隨機抽樣相結合的方法，問卷主要包括四個部分：戶主的個人特征、家庭特征、土地特征和小麥生產狀況。在有關小麥生產的問題中收集了小麥種植戶種植規模、成本收益、銷售渠道、生產中的困難挑戰以及他們對最低收購價政策調整的態度與評價。刪除不完整或有異常值的記錄之后，本研究最終得到有效樣本1007份，包括265村1007戶，樣本分布情況詳見表1。

表2顯示了本文實證分析中使用的變量的定義和描述性統計。在樣本中超過60%的受訪者對2018年下調后的最低收購價格不滿意，42%的抽樣農戶表示“未來會保持或擴大現有的種植面積”，即42%的抽樣農戶當前種糧積極性較高。有關農戶生產態度的統計顯示，91%的受訪者認為當前小麥生產困難主要是小麥價格過低和71%的受訪者認為小麥生產受自然災害影響大。受訪農戶的戶主年齡在27歲到75歲之間，平均年齡為54歲。一個典型的家庭上一年的家庭總收入近15萬元，自有耕地占家庭耕地總面積的比例為69%，外出打工人數占家庭總勞動力總人數的比例超過46%。小麥種植面積在0.5～1000畝之間，平均小麥種植面積63畝，平均小麥銷售數量占總產量的比例（即商品化程度）是92%。此外，79%的受訪者上一年小麥銷售都是通過經紀人這一渠道。

四、實證結果與分析

（一）基本估計結果分析

運用Stata 15軟件，首先采用Logit模型分析農戶種糧積極性的影響因素。表3匯報了最低收購價下調對農戶種糧積極性影響概率的估計系數及邊際效應。第（1）列顯示，最低收購價下調的系數估計值在1%的顯著性水平上顯著為負，表明如果農戶對最低收購價下調不滿意，其種糧積極性會顯著降低。糧食最低收購價下調首次明確釋放了政策改革信號，影響了農戶的糧食種植信心，從而顯著降低了農戶的種糧積極性，假說1得到驗證。進一步由第（1）列中控制變量估計結果可知，認為自然災害影響大這一態度對其種糧積極

性有顯著負向影響，說明自然災害削弱了農戶的種糧積極性，農戶的種植決策傾向于減小糧食生產規模進行風險規避。小麥銷售比例對其種糧積極性有顯著負向影響，表明當前市場導向型農戶的種糧積極性低于口糧型農戶，市場導向型農戶出于成本收益考慮，對種植決策調整更為敏感。戶主年齡對其種糧積極性有顯著正向影響，年齡大的農戶更傾向于種植糧食，這在其他研究中也得到多次證實。自有耕地占總耕地面積比例對其種糧積極性有顯著正向影響，這表明了農戶自有耕地占比越高，種植制度越傾向于穩定，對于糧食的種植意愿較高。實證研究發現非農就業占比、家庭總收入、小麥種植規模和銷售渠道變量在影響方向上符合預期判斷，但在統計上不顯著，在接下來的研究中有待進一步論證。第（2）列加入了農戶對小麥市場價格的態度變量，考察農戶的價格態度對農戶種糧積極性的直接影響，結果顯著表明認為小麥價格較低的農戶其種糧積極性低的概率較大，符合預期判斷。

第（3）（4）列匯報了相應的邊際效應，在其他影響因素不變的情況下，與農戶對下調的最低收購價格滿意相比，農戶因不滿意下調的最低收購價格導致種糧積極性低的概率增加23.4%?？刂谱兞恐?，與不認為自然災害影響生產的農戶相比，認為自然災害影響小麥生產的農戶種糧積極性低的概率增加15.2%。戶主年齡每增加一歲，種糧積極性低的概率平均減少0.4%。自有耕地占總耕地面積比例每增加1%，農戶種糧積極性低的概率平均減少21.5%。小麥銷售比例每增加1%，農戶種糧積極性低的概率增加23.2%。根據第（4）列邊際效應結果來看，在其他因素不變的情況下，與不認為小麥價格低的農戶相比，認為小麥價格低的農戶種糧積極性低的概率增加14.6%。

（二）影響機制分析：中介效應的檢驗與分解

在嵌套非線性概率模型中，無論中介變量是否與自變量相關，中介變量的代入都會改變自變量的系數，兩個模型的系數不同可能因為中介變量的代入或者模型標尺改變的結果，因此無法通過跨模型比較相關系數來判斷中介效應是否存在。在嵌套非線性概率模型之間進行跨模型相關系數比較可能因為“標尺改變效應”而得出錯誤結論。Karlson等[25]提出了KHB方法，具有以下優點：一是對于自變量是連續變量或離散變量都可以進行效應分解，方法較為簡單直觀;二是可以通過統計量Z來直接檢驗非線性概率模型的系數改變量是否來自于控制“標識改變效應”后的“混雜效應”，即判斷中介效應是否具顯著;三是可以分析中介變量發揮效應的大小和方向，即中介變量在多大程度上以及在什么方向上影響自變量和因變量之間的關系。

基于以上分析，本文構建一個有調節的中介效應模型，通過KHB方法進行中介效應的檢驗與分解，以探討最低收購價下調影響農戶種糧積極性的中介機制及邊界條件。將農戶對小麥市場價格預期作為中介變量引入，檢驗中介效應并進行效應分解。如表4所示，價格預期作為中介變量的總效應、直接效應、間接效應都為負，總效應和直接效應通過了1%的顯著性水平檢驗，間接效應通過了5%的顯著性水平檢驗，各個效應作用方向一致，說明最低收購價下調通過降低農戶的價格預期對種糧積極性的概率產生負向影響，證實了價格預期的中介作用。結果表明最低收購價下調不僅對種糧積極性有直接影響，而且會通過價格預期對種糧積極性產生間接影響，驗證了假說2。

根據估計系數計算得到，總效應是直接效應的1.06倍，5.88%的總效應是由中介變量引起的，即價格預期的中介效應占總效應的5.88%，這也說明最低收購價下調對種糧積極性的負向影響以直接效應為主。

（三）進一步分析：被調節的中介效應檢驗

根據前文的理論分析，接下來進一步探究農戶個體異質性在最低收購價下調對種糧積極性影響中的調節作用。在中介模型中依次代入不同的調節變量進行驗證，將驗證結果表明有顯著調節作用的變量結果匯總進行進一步的比較分析（見表5）。

模型（1）—（3）對年齡變量的調節作用檢驗結果顯示：年齡對直接效應和中介過程前半路徑有顯著調節作用。

模型（1）主效應的系數顯著為負，解釋變量與年齡的交乘項系數顯著為正，說明年齡作為調節變量，顯著地削弱了主效應的解釋作用，即隨著戶主年齡增長，農戶對最低收購價下調不滿意而直接導致種植積極性低的概率降低（圖2a所示），說明年齡越大的戶主對政策調整的響應更加不敏感。

模型（2）主效應的系數顯著為正，解釋變量與年齡變量的交乘項系數顯著為負，說明年齡作為調節變量，顯著的削弱了主效應的解釋作用，即隨著戶主年齡增長，農戶對最低收購價下調不滿意而直接導致農戶價格預期降低的概率降低（圖2b所示），年齡越大的農戶，對最低收購價的價格“信號”效應的感知程度越低。

模型（3）解釋變量與年齡變量的交乘項系數不顯著，說明年齡變量不存在對中介過程后半路徑的調節。

模型（4）—（6）對非農就業變量的調節作用檢驗結果顯示：非農就業變量對中介過程前半路徑有顯著調節作用。

模型（4）解釋變量與非農就業變量的交乘項系數不顯著，說明非農就業變量不存在對直接效應的調節。

模型（5）主效應的系數顯著為正，解釋變量與非農就業變量的系數顯著為負，說明非農就業變量作為調節變量顯著地削弱了主效應的解釋作用，即隨著家庭外出非農就業人數占比的提高，最低收購價下調對農戶降低價格預期的概率減?。▓D2c所示），這表明非農就業占比越高的家庭對最低收購價的價格“信號”效應的感知程度越低。

模型（6）解釋變量與非農就業變量的交乘項系數不顯著，說明非農就業變量不存在對中介過程后半路徑的調節。

模型（7）—（9）對銷售比例變量的調節作用檢驗結果顯示：銷售比例變量對中介過程后半路徑有顯著調節作用。

模型（7）解釋變量與銷售比例變量的交乘項系數不顯著，說明銷售比例變量不存在對直接效應的調節。

模型（8）解釋變量與銷售比例變量的交乘項系數不顯著，說明銷售比例不存在對中介過程前半路徑的調節。

模型（9）主效應系數顯著為負，解釋變量與銷售比例變量的交乘項系數顯著為負，說明銷售比例變量作為調節變量顯著地增強了中介效應后半路徑，即隨著農戶小麥銷售比例的提高，農戶價格預期下降導致種植積極性降低的概率增加（圖2d所示），小麥商品化程度越高的農戶對于市場價格就更為敏感，會依據對市場價格的預期及時調整種植決策。

五、研究結論與政策建議

（一）主要結論

本文采用一手專項調研數據，構建并檢驗了一個有調節的中介效應模型，分析了最低收購價下調對農戶種糧積極性的影響及其作用機理。研究結果表明：

第一，最低收購價下調對農戶種糧積極性存在負向影響。最低收購價下調釋放的政策調整信號降低了農戶的種糧積極性，農戶對下調后的最低收購價格不滿意而降低了糧食種植意愿，進而可能會做出減少種植規模的決策。同時農戶的種糧積極性受到自然災害的負向影響，與戶主年齡、自有耕地占總耕地面積的比例正相關，與農戶小麥商品化程度負相關。

第二，農戶的價格預期在最低收購價下調對農戶種糧積極性的影響中發揮中介作用：農戶對下調后最低收購價格的滿意度與價格預期呈正相關，農戶的價格預期與其種植積極性呈負相關，最低收購價下調通過農戶的市場價格預期對種糧積極性產生影響，中介效應占總效應的5.88%，表明最低收購價下調對種糧積極性的負向影響主要以直接效應為主。

第三，個體異質性在收購價下調對農戶種糧積極性的影響中發揮不同程度的調節作用：個人/家庭/農業經營特征等在不同路徑中存在調節作用。隨著戶主年齡增長，農戶對最低收購價下調不滿意而直接降低種植積極性的概率降低，農戶對最低收購價下調不滿意而直接導致價格預期降低的概率降低。隨著家庭外出非農就業人數占比的提高，最低收購價下調對農戶降低價格預期的概率減小。隨著農戶小麥銷售比例的提高，農戶價格預期下降導致種植積極性降低的概率增加。

（二）政策建議

根據上述研究結論，本文提出以下政策建議：

第一，逐步調低最低收購價格水平，穩定種糧農戶情緒。目前，各方面對逐步調整最低收購價貼近市場水平已基本達成共識，政策調整需要充分考慮農戶的糧食種植情緒和糧食生產穩定性。在穩定最低收購價政策構架的基礎上，逐步將最低收購價調低至合理水平，調整的幅度盡量貼近市場，價格水平以不啟動最低收購價為基準，同時配套實施糧農收益補償措施?？梢苑謨蓚€階段來實施：第一階段，將種糧大戶完全成本作為參照點，同時為避免市場扭曲，將農業協定中“對農產品價格支持控制在減讓基期農產品生產總值的8.5%”作為價格上限，將最低收購價合理區間框定在1～1.12元之間。第二階段，當配套保障政策發展到一定程度，最低收購價格可以降低到完全成本的85%。以此逐步過渡到長期，將最低收購價“減負”，使之回歸至穩預期、保播面、保生產穩定性這一基本職能。

第二，健全保險、補貼等配套政策保障種糧農戶收益，發揮政策組合的合力作用。改革最低收購價政策的功能與機制，由既保供給又保增收的托市機制，調整回歸至兜底保障、解決賣糧難的托底機制。按照“價補分離”原則，逐步退出最低收購價政策的增收功能，完善實施機制，增強政策操作的靈活性和彈性。把“市場定價+價補分離”作為改革路徑和設計方向。健全“生產者補貼+收入保險”配套措施來保障糧農收入，降低農戶糧食種植的價格風險、穩定農戶種糧的收益預期，合力保障糧食生產穩定性。同時，也應注意將補貼適當向規模種植戶傾斜，保護各規模種植農戶的種糧積極性和種糧利益。

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責任編輯、校對： 鄭雅妮