粮食最低收购价政策对河南省小麦生产的影响_李钰喆.pdf

http:/2023年5月 第14卷 第9期粮食最低收购价政策对河南省小麦生产的影响李钰喆河南工业大学，河南郑州450001摘要：目前，我国粮食安全已经进入新的发展阶段。但与此同时，全球粮食产业链的全面开放和深层次融合给我国粮食安全带来了新的挑战与风险。自 2006年实施小麦最低收购价政策，我国小麦产量大大提高，调动了农民种粮积极性，促进了农民增收。而在复杂多变的市场环境下，科学客观地评价最低收购价政策的市场效应，对完善我国价格支持政策体系、确保中长期口粮绝对安全具有重要意义。基于此，采用双重差分法，对小麦最低收购价政策实施前后的小麦产量，以及实施区（河南省）与非实施区（黑龙江省、四川省、山西省）的小麦产量进行对比分析，研究小麦最低收购价政策实施效果。结果表明：实施粮食最低收购价政策对河南省小麦产量提升有明显的积极作用。同时，根据该研究结果，针对稳步提高主要粮食作物最低收购价、切实保护广大种粮农民的实际利益，提出一些可行性建议。关键词：小麦生产；粮食最低收购价；双重差分法；河南省中图分类号：F323.7；F326.11文献标志码：A文章编号：1674-7909（2023）09-37-40引言粮食安全一直是国家安全和经济安全的重要基础1-2。但在我国粮食产业发展中，连续丰产伴随连续减产现象时常出现。分析其原因发现，除了气候等外在因素外，最主要的是粮食生产相对过剩，使得卖粮难问题一再发生，从而抑制了农户的种粮积极性，导致丰年歉年有序循环3。同时，随着我国工业化进程的加快，“三农”问题成为制约我国经济发展的主要因素，而促进粮食增产、农民增收是解决“三农”问题的关键。自2004年起，我国实施了一系列农业友好政策，以确保国家粮食安全，增加农民收入，这对提高农民的耕种积极性和粮食自给率起到了重要作用。其中，粮食最低收购价政策是为保护农民利益、保障粮食市场供应实施的一项价格调控政策，是为解决“工农”问题、实施工业反哺农业而采取的重要政策措施。小麦是我国的重要粮食作物。小麦生产与我国粮食安全和社会稳定有着密切关系。2006年，为维护国家粮食安全、保护农户收益、提高农户种植积极性，我国开始实施小麦最低收购价政策。1文献综述国内外大部分学者都肯定了粮食最低收购价政策的益处。在国外学者中，Clark等4认为加拿大的小麦收购支持政策体系会影响农户的生产行为和小麦的播种面积；Dev等5指出，粮食价格政策的实施可以有效改善农民收入、粮食生产和农村就业问题；Ail等6研究表明，印度实施最低限价制度后，粮食产量和生产效率得到了提升；Liang等7认为，粮食补助政策的实施对缓解经济危机、建立稳定市场秩序、提高粮食产量、提高粮食品质具有重要意义。对于我国学者，马腾等8研究发现最低收购价政策对河南省小麦产量和价格的提升拉动效应显著；童馨乐等9认为，粮食最低收购价政策在实施初始阶段对粮食总产量增加具有显著的促进作用；卢峰10认为，最低收购价政策的实施使小麦产量保持高位，连年的丰产丰收使我国小麦库存充足，库存消费比例大大高于公认的安全线，小麦口粮安全得到巩固；茹意鑫等11研究指出，我国2004年陆续对粮食主产区实行最低收购价政策以来，粮食价格保持稳定，粮食产量也在不断增长。总的来说，粮食最低收购价政策在促进粮食增产、保障粮食安全方面取得了显著效果。但受国内外环境影响，我国粮食安全依然面临严峻的挑战。在复杂多变的市场环境下，科学客观地评价最低收购价政策的市场效应，对完善我国价格支持政策体系、确保中长期口粮绝对安全具有重要意义12。现有研究大多是从宏观角度评估粮食最低收购价政策的影响，很37DOI:10.19345/ki.1674-7909.2023.09.044http:/2023年5月 第14卷 第9期少从粮食主产区的角度进行深入的考察，缺少对政策具体执行效果的有效把握。河南省自古就是我国的粮食主产区，多年来当地小麦种植面积、总产量一直居于全国首位。基于此，笔者以河南省这一小麦主产区为研究对象，系统分析粮食最低收购价政策对当地小麦生产的影响。2粮食最低收购价政策实施效果实证分析2.1研究方法双重差分法（Difference in Difference，DID）是一种专门用于政策实施效果评估的计量方法13。双重差分法允许存在不可观测因素，并且允许不可观测因素对个体是否接受干预的决策产生影响，在一定程度上放松了政策效应评估的条件，使政策效应评估模型与现实经济更接近。该方法的作用原理与自然实验相类似。其将某项政策的实施看作是一项自然实验，通过在样本中加入一组未受政策影响的控制组，与受政策影响的实验组进行比较分析，以考察政策实施对分析对象造成的影响13。常见的DID模型为Yit=0+1posti+2treatt+3postitreatt+Xit+it（1）式（1）中：Y为被解释变量，Yit表示i地区在t年的小麦产量；0、1代表双重差分估计量；posti表示地区虚拟变量，代表个体i是否为实验组，非政策执行区的控制组为0，政策执行区的实验组为1；treatt表示时间虚拟变量，小麦最低收购价政策实施前为0，实施后为1；实验组虚拟变量postitreatt为地区虚拟变量与时间虚拟变量的交互项，代表政策实行后的实验组；系数3反映了政策实施所产生的净效应；Xit表示影响小麦生产的其他影响因素；it表示误差项。将控制变量农村年末常住人口、化肥施用量、农村用电量、小麦播种面积、农村居民人均可支配收入、有效灌溉面积和农用机械总动力纳入DID模型中，得到的模型为lnoutit=0+1posti+2treatt+3postitreatt+1lnresidit+2lneleit+3lncfit+4lnareait+5lnpcdiit+6lnirrit+7lnmachit+it（2）式（2）中：被解释变量outit表示i省在t时期小麦产量的观测值；控制变量residit表示i省在t时期农村年末常住人口总数；eleit表示i省在t时期的化肥施用量（折纯）观测值；cfit表示 i省在 t时期农村用电量的总值；areait表示i省在t时期的小麦播种面积；pcdiit表示i省在t时期农村居民人均可支配收入的观测值；irrit表示i省在t时期的有效灌溉面积；machit表示i省在t时期农用机械总动力；其他变量同式（1）。2.2实证过程与结果分析为了准确、有效地评估最低收购价政策对实验组河南省小麦生产的影响，选取黑龙江省、四川省、山西省作为控制组，综合考虑政策执行的连续性和数据的获取情况，并构建面板数据。为评估粮食最低收购价政策对河南省小麦生产是否有显著影响，将河南省小麦产量作为核心变量，小麦产量值越高代表最低收购价政策对小麦生产的影响效果越显著。若实验组的小麦产量高于控制组，则证明政策实施对小麦产量的提升具有一定正向影响。2.2.1描述性统计。该文使用的变量数据来源于中国宏观经济数据库及各省统计年鉴。考虑小麦最低收购价政策的实施年份为 2006 年，故选取政策实施前后各 15 年（19912021 年）的调查数据进行分析。所有数据均取对数进行分析，变量的分布统计情况如表1所示，被解释变量小麦产量标准差为1.337 1，平均值为 6.005 1，各变量的最大值、最小值、平均值和标准差都在正常范围内，没有特殊和异常。2.2.2单变量检验分析。DID模型的假设前提为即使实验组与控制组之间存在差异，但它们的发展趋势应与政策实施前呈一致状态。采用 t 检验来分析2006年政策分割点前后实验组与控制组小麦产量的变化趋势。由表2可知，2006年政策分割点前后实验组和控制组的产量差异为1.585，但t值在10%水平上未通过检验，即在2006年政策分割点前实验组与控制组小麦表1描述性统计变量小麦产量农村年末常住人口化肥施用量（折纯）农村用电量小麦播种面积农村居民人均可支配收入有效灌溉面积农用机械总动力观测值124124124124124124124124平均值6.005 18.056 15.319 74.455 47.015 68.217 17.856 68.011 8标准差1.337 10.642 10.659 10.736 11.185 10.973 80.574 90.714 5最小值2.928 56.977 54.105 93.010 63.891 86.290 36.923 06.915 0最大值8.243 58.965 36.573 85.897 28.655 29.791 98.728 79.368 238http:/产量的发展趋势基本符合 DID模型的前提假设，但 t值未通过10%检验；全样本政策实施后的t值比实施前提高了0.379；对实验组进行变量分析，政策实施前后均值差异为0.475，在1%水平上显著；对控制组进行变量分析，政策实施前后均值差异为0.660，在1%水平上显著。另外，实验组与控制组的小麦产量均值差异不显著，该变量检验不能验证实验组与控制组小麦产量的差异是由小麦最低收购价政策直接导致的。因此，以此为起点使用DID双重差分法进一步检验这种差异出现的原因，以评估粮食最低收购价政策的实施对小麦产量的影响。2.2.3回归分析。使用平衡的面板数据，检验最低收购价政策对小麦生产的具体影响效果。表3双重差分回归结果（1）显示，当小麦产量为被解释变量时，时间与地区交叉项的政策虚拟变量 posttreat回归系数为 1.127，在 1%水平上显著；小麦产量回归系数为0.268，在1%水平上显著。回归结果（2）显示，在加入农村年末常住人口、化肥施用量、农村用电量、小麦播种面积、农村居民人均可支配收入、有效灌溉面积、农用机械总动力等控制变量后的政策净效应为0.045 8，方向为正，表明粮食最低收购价政策的实施对小麦产量提高产生了积极的推动作用；农村用电量的回归系数为1.446，在1%水平上显著，说明农村用电量越高，小麦产量越高；小麦播种面积的回归系数为0.661，在1%水平上显著，说明小麦产量随着小麦播种面积的增加而增长；农村居民人均可支配收入的回归系数为-0.117，在1%水平上显著，说明小麦产量随着农村居民人均可支配收入的提高呈下降趋势；有效灌溉面积的回归系数为0.174，在10%水平上显著，说明有效灌溉面积越大，小麦产量越高。回归结果还表明，农村用电量、小麦播种面积、有效灌溉面积和农用机械总动力均对小麦产量提高产生了显著的正向影响，化肥施用量与农村居民人均可支配收入与小麦产量存在负相关关系，即小麦产量随着化肥施用量与农村居民人均可支配收入的提升呈下降趋势。其中，化肥施用量和农业机械总动力对小麦产量的影响不大。3结论及建议采用DID模型，对粮食最低收购价政策实施前后小麦产量，以及实验组（河南省）与控制组（黑龙江省、四川省、山西省）的小麦产量进行对比分析，并将这种政策分割点前后的差异假设为政策实施效应。研究发现，实施粮食最低收购价政策对河南省小麦产量提升有明显的积极作用。2006 年小麦最低收购价政策实施后，政策执行区和非政策执行区的小麦产量逐步增加，可能是政府每年都会上调最低粮价引表2政策实施前后单变量统计分析组别全样本实验组控制组样本数2006年前6415482006年后601645均值差异0.3790.4750.660t值1.58510.405*3.879*注：*表示P0.01。表3回归结果变量posttreat小麦产量化肥施用量（折纯）农村用电量小麦播种面积农村居民人均可支配收入有效灌溉面积农用机械总动力常数值观测值R2结果（1）1.127*（0.181）0.268*（6.215）6.005*（50.01）1240.477结果（2）0.045 8（0.073 0）0.104（0.627）-0.314（-0.802）1.446*（5.314）0.661*（3.153）-0.117*（-2.315）0.174*（1.943）0.007 56（0.094 9）-1.032（-1.257）1240.707注：*表示P0.01，*表示P0.05，*表示P0.1，括号外数据为回归系数，括号内数据为稳健标