生態視角下內蒙古自治區糧食生產直接補貼政策效果分析

王 茜

(內蒙古師范大學政府管理學院， 內蒙古 呼和浩特 010022)

2004年，我國在糧食需求不斷增加、種植面積逐年遞減的情況下，開始在全國范圍內推行糧食直補政策，以期提升生產者種糧積極性，保障國家糧食安全。政策緩解了財政與糧食購銷企業的負擔、推動了糧食市場流通體制的改革，但在提高農民種糧積極性、提升糧食產能方面的效果一直不夠理想。2016年5月，財政部和農業部下發《關于全面推開農業“三項補貼”改革工作的通知》，將種糧農民直接補貼與農作物良種補貼、農資綜合直接補貼合并為農業支持保護補貼。政策目標增加了鼓勵地力保護和適度規模經營，加上自2016年以來實施的玉米生產者補貼政策以及2017年實施的大豆生產者補貼政策，形成了我國當前糧食生產直接補貼的政策體系。內蒙古自治區作為全國十三大糧食產區之一，是我國糧食生產的重要基地。自治區農牧業廳的數據顯示，內蒙古自治區每年為全國提供商品糧100多億kg，是全國糧食輸出最多的5個省區之一。同時，內蒙古地處我國北疆，是“東北森林屏障”“北方防沙屏障”的重要組成，也被稱為“東北亞水塔”。內蒙古自治區的生態保護與環境建設對我國北方乃至全國的生態安全都具有重要的戰略意義。可見，內蒙古自治區在保障我國的糧食安全與生態安全兩個方面都起著重要的作用。

在堅定保障糧食安全不能動搖，維護生態安全也不容忽視的背景下，內蒙古自治區的糧食生產直補政策研究也應從生態保護與生態安全的視角下展開。已有學者研究發現歐盟的農業補貼造成農戶在肥力較低、退化嚴重、生態脆弱的土地上開荒擴大耕種面積的現象[1]，妨礙了生態平衡、抑制了生物的多樣性[2]。他們測算出經濟合作與發展組織(OECD)國家的補貼水平促進了氮肥施用量[3]、造成了生產要素集約化[4]、化肥使用量增加和土地污染加重[5]。國內學者也發現農業補貼標準上漲時農戶會增加農藥使用量[6]，驗證了農資綜合補貼會增加化肥、農藥的使用量[7]，不同的補貼對象對農業生產環境會產生一種“負向溢出”[8]。究其原因，是因為農業稅取消后，三大主糧的種植面積顯著增加，但擴大的面積主要是肥力不高或生態脆弱的耕地[9-10]，同時農資綜合補貼增加了化肥、農藥的使用，兩種補貼的共同作用下，扭曲了資源的使用[11]。學者們對補貼的生態效應進行的研究中，多數發現補貼會通過化肥農藥施用量的增加對生態帶來負面影響，但仍缺乏影響程度與解決對策的研究。糧食生產直接補貼的依據是承包面積或種植面積，內蒙古自治區的生態類型、水資源分布與土地利用結構較為復雜，政府若對生態脆弱的不適宜種植地區盲目加大補貼力度，可能會造成農戶加大農藥化肥施用量、在生態脆弱區濫墾耕地種糧、過度開采水資源、廣種薄收與粗放生產等行為，帶來土地風蝕、水土流失、植被破壞、草原退化等加劇生態惡化的后果。因此，本研究致力于探討內蒙古自治區糧食生產直接補貼政策在刺激糧食增產上的效果及政策對生態環境產生的影響，以期為安全、生態地推進糧食增產提供政策建議。

1 理論基礎

糧食生產直接補貼政策實施中包含兩大主體：政府代表公眾利益，對糧食生產進行補貼的目的是實現社會福利最大化；農戶生產行為的目標是自身利益最大化，兩者的目標并不對等[12-13]。糧食直補政策正是為彌補市場機制在調節上述外部性時的失靈情況，政府作為利益代表通過補貼制度將一部分糧食生產為公眾帶來的收益轉移給農戶，從而改善其原有收益預期，鼓勵農戶種植糧食[14-15]。補貼政策實質上是主體與客體間的利益反饋機制，這一機制的作用機理是外部收益內部化。具體到本研究，良好的生態環境作為公共物品也需要由政府來提供，所以政府對糧食生產進行補貼的同時也要兼顧這一職能。

糧食生產直補能夠促進糧食生產，糧食產量的增加可以源于耕地面積的增加。但我國的耕地面積總體上變化空間不大，更多的要依賴產能與單位產量的提高，這必然會帶來農戶加大化肥、農藥的使用量。這不僅會造成環境污染與生態破壞，糧食產品中的化學毒素等殘留還會引發食品安全問題，威脅消費者的健康與安全。這些問題一定程度上與糧食直補政策有關。我國多數地區的糧食生產直補發放依據是承包或種植面積，一些農戶在補貼吸引下，會將曾經退耕還林、還草的土地開發再開墾，造成對環境的極大破壞，帶來生態上的威脅；補貼依據面積能夠鼓勵農戶的種植行為，卻也不利于耕地的休養與輪作；農資綜合直接補貼彌補農資價格上漲的影響，卻間接鼓勵了化肥等農資的施用量，會對環境產生更直接的威脅；糧食直補政策與相關政策也存在不匹配現象，如內蒙古地區的退耕還牧、草原生態安全獎補政策等，在糧食生產直補的目標與鼓勵方向上存在一定程度的沖突。

2 研究模型與數據選取

2.1 研究模型

與傳統的時間序列模型相比，面板向量自回歸模型(以下簡稱PVAR模型)除了分析自身滯后項的影響外，還分析其他相關因素的滯后項對未來值產生的影響，能夠研究多個變量之間的相互影響關系。本研究通過構建雙變量的面板向量自回歸模型，經過確定最優滯后階數、穩定性檢驗、Granger因果檢驗、脈沖響應函數分析與方差分解等環節，以滯后期的數據剖析變量之間的影響關系。

雙變量的PVAR模型的形式為：

Y1it=c1i+α11Y1i,t-1+α12Y1i,t-1+ε1it

(1)

Y2it=c2i+α21Y2i,t-1+α22Y2i,t-1+ε2it

(2)

其中，Y1it與Y2it為模型的內生變量，t-1表示模型的滯后一期變量，i為樣本容量，t為時間序列，模型的隨機擾動項為ε，內生變量前的α指代變量影響系數。

2.2 數據獲取

鑒于數據的可獲得性，選用內蒙古自治區12個盟市2004-2020年間的糧食產量與糧食生產直補金額作為研究變量，共獲得有效數據360個，描述性統計分析見表1。

表1 描述性統計分析

3 結果與分析

3.1 糧食產量與糧食生產直補金額趨勢分析

圖1為2004-2020年間內蒙古自治區的糧食總產量與糧食生產直補金額的趨勢圖，可見糧食總產量基本呈現出逐年遞增的趨勢，糧食生產直補除2016年政策改革之初由于補貼類型合并調整有所下降之外，其余年份的糧食生產直補變動都較為平穩。2015年生產者補貼試點實施后，在耕地面積變化不大的基礎上糧食產量水平有所提升。其中，2009年的糧食產量下降主要由于2個糧食主產區(呼倫貝爾市、巴彥淖爾市)的糧食產量下降導致的，然而當年的糧食補貼沒有明顯減少；2014年的糧食產量明顯下降主要是由于內蒙古響應國家供給側結構性改革的新政策，積極調整種植結構，一些結構性過剩的糧食種類種植面積有所縮減，數量也有所下降，而當年的糧食生產直接補貼較上年沒有減少。據此，應深入挖掘糧食生產直補額與產量之間的內在聯系。

圖1 內蒙古自治區糧食產量與糧食生產直補金額趨勢圖

3.2 模型構建與最優滯后階數的選擇

根據描述性統計結果，結合面板向量自回歸模型的原理，模型設置如下：

Subsidy=c1i+α11subsidyt-1+α12yieldt-1+ε

(3)

Yield=c2i+α21subsidyt-1+α22yieldt-1+ε

(4)

在模型(3)、(4)中，將變量糧食總產量定義為yield，將糧食生產直補金額定義為subsidy。對于PVAR模型而言，最優滯后階數的選擇尤為重要，不同的滯后階數，直接導致構建的模型不同，若選擇錯誤，則會導致模型估計失真。在本研究中，首先最大滯后階數確定為3階，工具變量分別設置為1/3、1/4階，驗證其有效性。最終，通過檢驗可得p值為0.983，表明工具變量選擇有效(表2)。

表2 工具變量有效性驗證

根據最小信息化準則鎖定MBIC、MAIC、MQIC的值進行比較，在MBIC準則下，滯后一階值為-58.3889(最小值)；在MAIC準則下，滯后二階值為-13.4754(最小值)；在MQIC準則下，滯后一階值為-29.9527(最小值)；因此，最優滯后階數應選滯后1階(表3)。

表3 最優滯后階數選擇

3.3 模型回歸與穩健性檢驗

在進行模型回歸之后，可得到初步的回歸結果如表4所示。由于面板向量自回歸模型研究的是變量之間的動態影響關系，靜態系數(coef)不能夠全面真實的反應變量之間的作用關系，因此對于初步回歸結果得到的系數值不做解釋。

表4 模型回歸結果

為了更加直觀地顯示檢驗結果，在stata中畫出穩健性檢驗圖形(圖2)，可見原點均落在單位圓內，表示該模型穩定。

圖2 穩健性檢驗圖示

3.4 Grange因果檢驗

3.4.1檢驗假設 原假設H0：Excluded變量對于原方程而言不通過Granger因果檢驗，即對被解釋變量無解釋效用，系數不顯著；在本研究中即為產量(yield)滯后1階對于糧食生產直補(subsidy)無解釋作用，產量不是糧食生產直補的Granger原因。

備擇假設H1：Equation變量對于原方程而言能夠通過Granger因果檢驗，對被解釋變量有解釋效應，系數顯著；在本研究中表現為產量對糧食生產直補具有解釋效力。

3.4.2結果分析 在本研究中，當糧食生產直補金額作為被解釋變量時，根據本研究的檢驗結果顯示，prob值為0.02，表示拒絕原假設，即產量對糧食生產直補有一定的Granger因果關系，不應該在模型當中被排除掉，因此應該考慮產量對糧食生產直補的影響關系。當產量作為被解釋變量時，糧食生產直補的滯后1階的prob值為0，表示依舊拒絕原假設，即糧食生產直補對于產量有一定的解釋效應。綜上所述，根據Granger因果檢驗結果可知，應該重新考慮糧食生產直補與糧食產量之間的關系。

3.5 脈沖響應分析

基于95%的置信區間內，Orthogonalized IRF正交響應函數運用蒙特卡洛模擬將2個變量之間的關系刻畫于圖3中，impluse表示驅動變量，response表示反映變量。結果顯示，隨著滯后項的延長，產量對于糧食生產直補金額的影響逐漸變大。

圖3 脈沖響應分析

3.6 方差分解

方差分解能夠考察被解釋變量方差的變動有多少來源于自身，有多少來源于其他內生變量。在該方差分解中(表5)，模型默認呈現滯后10期的擬合結果。在第2期內，糧食生產直補金額的變動有93.39%與自身有關，有6.61%與糧食產量有關；在第3期，糧食生產直補金額的變動有90.94%與自身有關，有9.06%與糧食產量有關；在第4期，糧食生產直補金額的變動有89.85%與自身有關，有10.15%與糧食產量有關；在第5期，糧食生產直補金額的變動有89.29%與自身有關，有10.71%與糧食產量有關；在第6期，糧食生產直補金額的變動有88.97%與自身有關，有11.03%與糧食產量有關；顯然，隨著滯后期的不斷推移，產量對于糧食生產直補金額的影響力越來越大。在直補政策調整中應充分重視糧食產量因素，補貼依據不僅應與面積相關，也應與產量掛鉤。

表5 方差分解結果

3.7 糧食生產直補的生態保護效果分析

基于《內蒙古統計年鑒》數據，通過計算得到2004-2020年內蒙古自治區的農藥使用量與耕地面積之比、化肥使用量與耕地面積之比，以便測算出單位面積的耕地上農藥和化肥使用量，從而側面反映生態安全(圖4)。從統計數據整體趨勢來看，在內蒙古全區范圍內，每單位面積的耕地面積上農藥與化肥的使用量呈上升趨勢。2004年糧食生產直補政策實施以來，各盟市農戶將所得的糧食直補資金和農資綜合直補資金投入農業生產當中，然而在糧食生產過程中，并未出現農藥與化肥的使用量隨之下降的趨勢。按照糧食實際種植面積給予農戶直接補貼的方式，對農戶自覺保護生態環境的意識并沒有顯著的提升作用，未能在一定程度上起到保護或恢復生態的作用，反而使得農牧民忽視了對生態環境的保護，一味地追求種植面積的擴大。

圖4 各盟市農藥使用量與耕地面積間的關系

使用單位面積(以下單位面積指1 hm2)耕地化肥使用量與農藥使用量來度量內蒙古自治區的生態安全性問題，以12個盟市2004-2020年間單位面積耕地農藥使用量與化肥使用量為研究樣本，同樣運用面板向量自回歸模型進行模擬回歸。

(1)將農藥使用量命名為pesticide，糧食生產直補金額為subsidy，模型如下：

subsidy=c1i+α11subsidyt-1+α12pesticidet-1+ε

(5)

pesticide=c2i+α21subsidyt-1+α22pesticidet-1+ε

(6)

(2)將化肥使用量命名為fertilizer，糧食生產直補金額為subsidy，模型如下：

subsidy=c1i+α11subsidyt-1+α12fertilizert-1+ε

(7)

fertilizer=c2i+α21subsidyt-1+α22fertilizert-1+ε

(8)

表6為模型(5)、(6)的方差分解結果，揭示了滯后10期的單位面積耕地面積農藥使用量與糧食生產直補金額間的影響關系。在第2期內，單位面積耕地面積農藥使用量指標的變動有24.05%與糧食生產直補金額有關，有75.94%與自身有關；在第3期內，單位面積耕地面積農藥使用量指標的變動有32.57%與糧食生產直補有關，有67.42%與自身有關；在第4期內，單位面積耕地面積農藥使用量指標的變動有36.96%與糧食生產直補有關，有63.03%與自身有關；在第5期內，單位面積耕地面積農藥使用量指標的變動有39.42%與糧食生產直補有關，有60.57%與自身有關；依此類推可得，隨著滯后期的不斷推移，糧食生產直補對單位面積耕地面積農藥使用量這一指標的影響程度越來越大。

表6 模型(5)、(6)方差分解

表7為模型(7)、(8)的方差分解結果，揭示了滯后10期的單位面積耕地面積化肥使用量與糧食生產直補金額間的影響關系。在第2期內，單位面積耕地面積化肥使用量指標的變動有26.25%與糧食生產直補金額有關，有73.75%與自身有關；在第3期內，單位面積耕地面積化肥使用量指標的變動有33.45%與糧食生產直補有關，有66.55%與自身有關；在第4期內，單位面積耕地面積化肥使用量指標的變動有36.76%與糧食生產直補有關，有63.24%與自身有關；在第5期內，單位面積耕地面積化肥使用量指標的變動有39.46%與糧食生產直補有關，有60.54%與自身有關；依此類推可得，隨著滯后期的不斷推移，糧食生產直補對單位面積耕地面積化肥使用量這一指標的影響程度越來越大。在滯后第6期～第10期，糧食直補金額對化肥使用量的影響持續增大。

表7 模型(7)、(8)方差分解

綜上，經過模型(5)、(6)與模型(7)、(8)的方差分解可以看出在現有的糧食直補政策下，農牧民會主觀增加農藥與化肥的使用量，在提高產量的同時也存在污染破壞生態環境的風險。應當考慮適當調整糧食生產直補政策，以緩解生態矛盾。

4 結論與建議

4.1 結論

從上述結果發現，對內蒙古自治區而言，盡管政策效果綜合值是穩步增加的，但政策并未對糧食質量安全性產生明顯影響，補貼在刺激糧食增產上的效果非常有限。這在一定程度上違背了政策的初衷，是限制政策作用發揮的最主要問題。從生態安全性指標出發，發現補貼在生態保護方面的效能也發揮不足，補貼從2017年開始在生態安全性上的效果呈明顯下降趨勢。這說明補貼在一定程度上促使農戶加大了農藥、化肥、農膜的使用量，這不僅直接影響糧食質量，還會造成耕地地力下降，嚴重影響糧食質量安全。

現行政策主要依據面積進行補貼，這不僅影響了補貼的增產效果，還會引發生態問題、造成外部不經濟，進而影響補貼資金帶來的效用、降低社會總福利水平。經過查閱資料，當前實踐中全國多數地區都將種植面積、甚至耕地承包面積設定為唯一的補貼依據。承包面積增大不意味著種糧面積一定增大，種糧面積增大也不意味著糧食產量一定增加，因而這種方式會影響補貼的增產效果。2016年內蒙古自治區將良種補貼、種糧農民直接補貼和農資綜合直接補貼合并為農業支持保護補貼一起發放，但發放的依據沒有變更。近幾年推出的生產者補貼，依據玉米和大豆的實際種植面積來發放補貼，相較之前依據計稅面積發，能在一定程度上刺激糧食種植面積的增加，但種糧面積并不是決定糧食產量的唯一因素，特別是當面積相對穩定的情況下，對產量的影響更為有限。生產者補貼仍然沒做到補貼與糧食產量直接掛鉤，對補貼目標的影響是間接的，是通過先影響種植面積再用面積影響糧食產量的方法來實現的，不如直接刺激產量的效果好，仍然沒有實現補貼投入資金的最優化配置。

4.2 政策建議

4.2.1依據產量補貼，促進糧食生產 與全國多數地區類似，內蒙古自治區的糧食生產直接補貼依據二輪承包耕地面積(三項補貼)和實際種植面積(玉米、大豆生產者補貼)發放。所以，補貼會激勵農戶擴大種植面積。在內蒙古自治區的農牧交錯帶都發現了這種現象：有的農戶為獲得標準較高的玉米生產者補貼開墾草地、林地進行耗水量較大的顆粒玉米種植，造成水資源消耗過快，土地板結、沙化的后果。2005年的中央一號文件提出，直接補貼可以依據農業計稅面積、計稅常產、糧食種植面積補貼和種糧農民出售的商品糧數量。2005年《關于進一步完善對種糧農民直接補貼政策的意見》規定，具體補貼品種及補貼標準由各省、自治區、直轄市政府根據當地實際情況確定。2018年的中央一號文件進一步提出，按糧食實際播種面積或產量補貼生產者的做法已經可以開始在有條件的地方進行試點。國家允許地方在補貼依據上有一定的選擇空間，地方可以根據自身實施情況進行選擇適合的補貼依據。內蒙古自治區應積極探索依據商品糧產量進行補貼的方法，將補貼資金充分配置于鼓勵地方增加糧食產量上。

4.2.2補貼分類指導，保護生態環境 在對直補政策執行情況進行嚴格、公開、透明監督的前提下，內蒙古自治區應該根據各地區實際的環境與生產條件，建立富有彈性的補貼標準，為充分發揮區域優勢可以制定不同的補貼標準、分區施策。今后的補貼新增部分要突出農業適宜地區的優勢地位，降低限制開發地區的補貼水平，促進退耕還林還草水平，提高補貼效能的同時保護生態環境。調減農牧交錯地區、風沙干旱地區和石漠化地區的補貼水平，將有限的補貼資金集中投于優勢產區，逐步形成糧食產業地區優勢布局。根據水資源承載能力適度安排糧食生產規模，提升資源生態與農業生產的匹配度，促進綠色發展。

4.2.3補貼水平掛鉤糧食質量，推進“質量興農” 由前所述，現行的依據面積補貼的方法會在一定程度上促使農戶開墾草地、林地等擴大種糧面積。農戶在這些地力與水資源承載能力不足的耕地上進行生產必然需要加大農藥與化肥的施用量，這不僅會降低糧食質量，還會嚴重危害生態環境。將補貼水平與糧食質量掛鉤，利用補貼工具鼓勵農戶減少農藥、化肥和農膜等的使用，能夠在提升糧食質量的同時保護生態環境。所以，在商品糧生產環節，內蒙古自治區要通過糧食生產補貼政策促進商品糧產量、質量的提高，合理調整“糧經飼”結構，著力增加優質綠色農產品供給。糧食生產直補政策助力實現糧食質量安全可以通過補貼依據與糧食質量相關，制定糧食質量評價標準，補貼金額與糧食質量掛鉤來限制糧食生產者過度使用化肥、農藥，逐步轉化到適度生產規模下基于豐富糧食生產經驗的精細化生產；從依賴化學制品提升單產轉化到依靠資源優化配置與科學技術手段應用來提升單產，從而在商品糧產量、質量上滿足居民對糧食質量越來越高的要求，滿足人民日益增長的美好生活需要。