基于農(nóng)戶模型的糧食補貼作用機理及效應(yīng)分析

江喜林

摘 要： 目前我國糧食補貼制度以直補模式為主導(dǎo)，具有“普惠制”特征。通過構(gòu)建農(nóng)戶糧作經(jīng)營模型并進行比較靜態(tài)分析表明，當前綜合性收入補貼對農(nóng)戶糧食生產(chǎn)促進作用甚小，而生產(chǎn)性專項補貼和糧食價格支持則有較強的促進作用。我國糧食生產(chǎn)形勢尚未到達以收入補貼為主的階段，糧食補貼應(yīng)定位于生產(chǎn)目標而非收入目標。相應(yīng)地，糧食補貼應(yīng)以生產(chǎn)性補貼為主，且補貼目標應(yīng)瞄準糧食生產(chǎn)戶，補貼方式應(yīng)與農(nóng)戶生產(chǎn)決策掛鉤，補貼資金的配置應(yīng)逐步向種糧大戶傾斜，以適應(yīng)糧食生產(chǎn)規(guī)?；陌l(fā)展形勢。

關(guān)鍵詞：糧食補貼；農(nóng)戶決策；糧食產(chǎn)出

中圖分類號：F304.2 文獻標識碼：A

文章編號：1009-9107（2013）01-0054-07

一、引 言

糧食是兼具私人物品與公共物品屬性的特殊商品，由政府對糧食產(chǎn)業(yè)進行補貼是世界各國的通行做法。糧食問題一直是“三農(nóng)”問題的重要方面，也是我國農(nóng)業(yè)政策的核心問題。為扭轉(zhuǎn)1999～2003年我國糧食生產(chǎn)連續(xù)下滑的局面，國家先后出臺農(nóng)業(yè)稅減免、糧食直補、良種補貼、農(nóng)機具購置補貼、農(nóng)資綜合直補等一系列糧食生產(chǎn)扶持政策，至今，已初步形成綜合性收入補貼、生產(chǎn)性專項補貼以及糧食最低價收購等多項政策相結(jié)合的糧食補貼制度。自從糧食補貼政策出臺，2004～2011年我國糧食連年增產(chǎn)。眾多學(xué)者，如曹芳[1]，王嬌[2]，張紅玉、趙俊蘭[3]，沈淑霞[4]、臧文如[5]等的研究都表明（某種）糧食補貼對糧食生產(chǎn)的投入或產(chǎn)出具有促進作用。但楊建利、岳振華[6]指出，隨著政策環(huán)境的變化，糧食補貼政策的邊際效應(yīng)逐年遞減，部分學(xué)者，如葉慧、王雅鵬[7]對當前糧食補貼政策的效率表示質(zhì)疑。至于糧食補貼效率低的根源，學(xué)者從不同角度、運用不同的理論和方法提出了各自的觀點：補貼規(guī)模太??；補貼結(jié)構(gòu)不合理；補貼手段、方式失當；其他因素。筆者認為糧食補貼規(guī)模在很大程度上是不可控的外生變量，短期內(nèi)大幅增加不現(xiàn)實。明確補貼目標、在既有的預(yù)算約束下合理調(diào)整補貼結(jié)構(gòu)和補貼方式才是提高效率的根本途徑。

現(xiàn)有文獻中關(guān)于糧食補貼政策效果的研究很多，建模并利用數(shù)據(jù)對某一種糧食補貼的政策效應(yīng)進行經(jīng)驗研究的文獻也不少，但系統(tǒng)研究糧食補貼制度作用機理的很少，尤其是從農(nóng)戶家庭行為的視角運用數(shù)理經(jīng)濟學(xué)進行純理論分析的更少。問題不是抽象的有效率和無效率，而是針對某一意圖或目標的有效率還是無效率。必須明確，當前我國糧食補貼政策的理性目標是糧食生產(chǎn)，提高農(nóng)民收入應(yīng)該作為政策手段或者成為政策效果之一。在糧食生產(chǎn)導(dǎo)向下，方可對糧食補貼制度的效率作客觀評價。吳連翠、陸文聰[8]指出農(nóng)戶是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)微觀主體，糧食補貼政策效應(yīng)須通過對農(nóng)戶決策行為的影響來實現(xiàn)。制度界定并限制了人們的選擇集，制度環(huán)境的演化導(dǎo)致農(nóng)戶選擇集的改變，進而導(dǎo)致農(nóng)戶行為變化。糧食補貼政策作為一種制度變遷影響農(nóng)戶行為，進而作用于政策目標，此即糧食補貼的作用機理。本文運用新古典經(jīng)濟學(xué)理論構(gòu)建農(nóng)戶糧作經(jīng)營模型并利用外生變量的比較靜態(tài)分析方法，通過農(nóng)戶收入、投入品價格、糧食價格等政策變量分析糧食補貼對農(nóng)戶決策行為的影響，據(jù)此提出糧食補貼效率低的癥結(jié)，并依據(jù)模型提出產(chǎn)出效率導(dǎo)向下的糧食補貼機制。

二、基本模型

（一）基本假設(shè)

為揭示糧食補貼作用機理并評價政策效果，需構(gòu)建種糧農(nóng)戶行為模型，模擬研究農(nóng)戶在既有資源約束和糧食補貼背景下，如何理性配置資源。建模之前，作出以下假設(shè)以明確模型應(yīng)用范圍是必要的。

1.生產(chǎn)函數(shù)假設(shè)。土地、資本、技術(shù)、勞動是影響糧食產(chǎn)量的可控因素，氣候、病蟲災(zāi)害等自然因素屬于不可控因素。鑒于我國人多地少的國情，年度間糧食播種面積波動很小，故假定土地投入不變。技術(shù)進步雖然對糧食生產(chǎn)有重大影響，但短期內(nèi)變化不大，故假定“技術(shù)”因素不變，因此，糧食產(chǎn)量主要取決于資本和勞動。假定生產(chǎn)函數(shù)為Q=f（L，K）關(guān)于農(nóng)戶生產(chǎn)函數(shù)的原始假設(shè)為Q=F（L，K），其中，代表技術(shù)因素，在本文中假定為既定的外生變量，因此，農(nóng)戶生產(chǎn)函數(shù)也可寫為Q=f（L，K）。。其中， Q為糧食產(chǎn)量；L為投資水平；K為勞動投入量勞動投入量和下文的閑暇都以時間來衡量。。關(guān)于農(nóng)戶生產(chǎn)函數(shù)，另作如下假定： 2f/KL>0；2f/K2<0；2f/L2<0因為資本和勞動存在一個合適的配置比例，對于既定投資水平K，勞動投入L越大，資本相對來說越稀缺，因此，資本的邊際生產(chǎn)力越大。同理，L既定時，當投資水平K越高，勞動的邊際生產(chǎn)力越大。此外，假定農(nóng)戶生產(chǎn)處于要素邊際報酬遞減的階段，且要素邊際產(chǎn)品恒為正。。

2.農(nóng)戶“理性”假設(shè)。舒爾茨（1987）指出，農(nóng)戶家庭效率低下的現(xiàn)象是很少發(fā)生的。農(nóng)戶的“理性”表現(xiàn)為效用最大化，研究家庭行為的模型一般都采取家庭效用最大化的假定。假定種糧農(nóng)戶家庭效用來自于消費和閑暇，消費源于收入Y，閑暇t來自于家庭的時間儲備T。農(nóng)戶擁有收入和時間兩種資源，且收入和閑暇之間具有替代關(guān)系，獲取收入須以放棄閑暇和部分收入為代價。令農(nóng)戶的效用函數(shù)為U=u（Y，t）。關(guān)于農(nóng)戶效用函數(shù)，另作如下假定：2u/Ydt>0；2u/Y2d<0；2u/t2<0因為效用一般具有如下特征：對于一定的收入水平，當閑暇越多時，收入從而消費相對來說越稀缺，收入的邊際效用就越大。同理，對于一定的閑暇量，當收入越高，閑暇的邊際效用越大。此外，假定收入和閑暇都滿足邊際效用遞減律，且收入和閑暇的邊際效用恒為正。。

3.家庭資源“稀缺性”假設(shè)。家庭資源“稀缺性”源于家庭資源的有限性和競用性。時間和收入都是農(nóng)戶的稀缺資源，農(nóng)戶主要通過糧食生產(chǎn)和參與勞動市場兩種途徑獲得收入。因此，有農(nóng)戶時間約束L+l+t=T與收入約束Y=PQ-rK+wl+，其中，P表示糧食價格，r表示糧食生產(chǎn)投入品價格，l為農(nóng)戶在勞動市場上提供的勞動量，w表示勞動市場工資率，表示其他收入。在l為常數(shù)時，Y取決于t，K或L，K，因此，令Y=y（t，k）或Y=Y（L，K）。

4.價格“外生性”假設(shè)。假定P，r和w均為外生變量。崔曉黎[9]指出，由于糧食種植業(yè)在我國屬次優(yōu)資源配置，處于最優(yōu)勞動力時期的青壯年70%以上都進城務(wù)工，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基本由農(nóng)村留守人口承擔(dān)。農(nóng)戶的勞動力在務(wù)工與務(wù)農(nóng)之間的分配主要取決于農(nóng)戶的要素稟賦，短期內(nèi)比較固定，因此假定l為外生變量。此外，不受農(nóng)戶資源的影響，故假定其為外生變量。

（二）模型構(gòu)建

農(nóng)戶糧作經(jīng)營行為模型由目標函數(shù)和約束條件構(gòu)成，目標函數(shù)為農(nóng)戶效用 最大化，約束條件為時間約束和收入預(yù)算約束。模型基本構(gòu)成如下：

maxL，KU=u（Y，t）

s，t，Y=Pf（L，K）-rK+wl+

（1）

l+L+t=T

模型（1）是“勞動-閑暇選擇分析方法”的變形，收入閑暇分析法在家庭決策問題中應(yīng)用非常廣泛，貝克爾曾用它來分析各種家庭現(xiàn)象，巴澤爾[10]107-108曾用此方法分析奴隸勞動強度問題。通過模型（1）的兩個一階條件U/L=0，U/K=0可解得農(nóng)戶效用最大化的L和K嚴格來說，模型（1）的解還要看二階條件，在此不考慮二階條件，假定通過一階條件即可求得惟一解。，記為L*和K*。農(nóng)戶糧食生產(chǎn)的勞動投入和投資分別為L*和K*時，稱為農(nóng)戶均衡狀態(tài)。此時，農(nóng)戶的糧食產(chǎn)出記為Q*，易知Q*=f（L*，K*）。由于L*和K*取決于外生變量，r，P，令Q*=q（，r，p）。根據(jù)求導(dǎo)法則，U/L=0可化為：

UYYL=ut

（2）

（2）式左邊和右邊分別視為農(nóng)戶勞動和閑暇的邊際效用，（2）式含義是：農(nóng)戶閑暇的邊際效用等于勞動的邊際效用。（2）式是農(nóng)戶確定農(nóng)業(yè)勞動投入量的依據(jù)，但（2）式表示的是在投資水平不變時農(nóng)戶效用最大化的條件。根據(jù)求導(dǎo)法則，U/K=0可化為：

MUY（P·MPK-r）=0

（3）

MUY與MPK分別表示U/Y與f/K。由于有U/Y恒為正的假定，（3）式可化為：

P·MPK=r

（4）

（4）式含義是：農(nóng)戶投資的邊際收益等于邊際成本。這是農(nóng)戶作為生產(chǎn)者在要素市場上實現(xiàn)均衡的必要條件，也是農(nóng)戶確定投資量的依據(jù)。滿足（4）表明在勞動既定時農(nóng)戶實現(xiàn)了利潤最大化。

三、糧食補貼背景下的農(nóng)戶行為反應(yīng)

（一）綜合性收入補貼的政策效應(yīng)分析

糧食直補和農(nóng)資綜合直補是糧食生產(chǎn)綜合性收入補貼的主要內(nèi)容。財政部關(guān)于糧食直接補貼的對象和方式有明確規(guī)定：“對種糧農(nóng)民直接補貼有三種方式可供選擇，即按計稅面積補貼、按計稅常產(chǎn)補貼、按糧食實際種植面積補貼”。臧文如[5]指出，現(xiàn)實中還有按糧食交售面積補貼的方式，但大多數(shù)省區(qū)的“兩補”均采取按計稅面積或計稅常產(chǎn)補貼的方式，這種補貼方式與糧食生產(chǎn)脫鉤，具有“普惠制”特征。張照新、陳金強[11]也指出，綜合性收入補貼在瞄準機制上要求比較寬松。綜合性收入補貼也稱“直補”，“直補”的“普惠制”特征廣為詬病。楊友孝、羅安軍[12]通過理論模型分析得出，農(nóng)業(yè)直接補貼只有短期效應(yīng)，不能在長期中實現(xiàn)生產(chǎn)最優(yōu)化目標。王玉霞、葛繼紅[13]通過福利經(jīng)濟學(xué)模型的分析得出，農(nóng)業(yè)掛鉤收入支持會引起農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量增加，不掛鉤收入支持政策則對農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出沒有影響。大多數(shù)學(xué)者，如馬彥麗、楊云[14]，蔣和平、吳楨培[15]等都認為“直補”和農(nóng)戶生產(chǎn)行為脫鉤，難以起到促進農(nóng)戶糧食生產(chǎn)投入的作用。學(xué)者們一般是從直觀上得出結(jié)論，或者從數(shù)據(jù)出發(fā)進行經(jīng)驗驗證，但顯得經(jīng)驗研究有余、理論分析不足，且現(xiàn)有文獻集中于分析補貼對農(nóng)戶土地、資本投入的影響，尚缺乏補貼對農(nóng)戶勞動投入影響的研究。在我國勞動力越來越緊缺的時代，分析補貼對糧食生產(chǎn)勞動投入的影響是有意義的。

若農(nóng)戶初始均衡狀態(tài)為（L*0，K*0），記為E0，單個農(nóng)戶獲得量為Δ的收入補貼，則和獲得補貼前相比，任意閑暇水平下農(nóng)戶收入提高了Δ，可見收入補貼影響農(nóng)戶收入約束?！爸毖a”條件下的農(nóng)戶行為可以用以下模型模擬：

maxL，Ku（Y，T-l-L）

s.t.Y=Pf（L，K）-rK+wl++Δ

（5）

假設(shè)該模型存在惟解L*1，K*1，對應(yīng)于收入補貼條件下的農(nóng)戶均衡狀態(tài)，記為E1，即（t*1，K*1），t*1=T-l-L*1。為考察收入補貼導(dǎo)致農(nóng)戶勞動投入如何變動，引出以下命題：

命題1命題1的簡要證明：假設(shè)農(nóng)戶初始處于均衡狀態(tài)，對應(yīng)投入組合為（L*0，K*0），記為E0。在投資維持在K*0不變時，農(nóng)戶預(yù)算約束記為（T，Yd）。由于直接收入補貼改變了農(nóng)戶的預(yù)算約束，E0對應(yīng)兩個預(yù)算約束點獲得。：在其他外生變量既定時，若以t0，L0分別表示投資既定時無收入補貼條件下農(nóng)戶的閑暇量和農(nóng)業(yè)勞動量，t1，L1分別表示投資既定時有收入補貼時農(nóng)戶的閑暇和農(nóng)業(yè)勞動量，則有t1>t0或L1

圖1 直接收入補貼的勞動投入效應(yīng)

命題1含義是收入補貼具有減少農(nóng)戶勞動投入的效應(yīng)，如圖1。該效應(yīng)也可作如下解釋：一般情況下，勞動報酬率的變化會對消費單位的勞動供給產(chǎn)生“替代效應(yīng)”和“收入效應(yīng)”，且這兩種效應(yīng)方向相反。而與糧食生產(chǎn)脫鉤的綜合性收入補貼對種糧農(nóng)戶的種糧勞動投入只有“收入效應(yīng)”，并無“替代效應(yīng)”，因此具有抑制勞動投入增加的作用。只是當前補貼額度相對于農(nóng)戶收入水平來說很低，因此這種作用可能很小。但模型分析至少從勞動投入的角度表明綜合性收入補貼對糧食生產(chǎn)促進作用很小。

（二）生產(chǎn)性專項補貼和價格支持背景下的農(nóng)戶行為調(diào)整

生產(chǎn)性專項補貼主要內(nèi)容是良種補貼和農(nóng)機具購置補貼，目的在于通過降低投入成本鼓勵農(nóng)民使用新品種和新型農(nóng)業(yè)機械，從而提高糧食數(shù)量和質(zhì)量。生產(chǎn)性專項補貼和糧食最低價收購制度對糧食生產(chǎn)投入的影響收到許多學(xué)者的關(guān)注，大多數(shù)學(xué)者都認為生產(chǎn)性專項補貼對糧食生產(chǎn)投入有促進作用。劉克春[16]通過建立Logit模型并對農(nóng)戶抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)進行分析得出，糧食生產(chǎn)資料價格對農(nóng)戶糧食種植決策行為產(chǎn)生明顯的逆向調(diào)節(jié)作用。吳連翠、陸文聰[18]通過對安徽省某村120個農(nóng)戶的調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶確實是根據(jù)農(nóng)產(chǎn)品和要素價格的變動來優(yōu)化家庭生產(chǎn)行為。Schmitz[17]認為生產(chǎn)性專項補貼對投資具有較強的激勵作用。陳慧萍等[18]通過對2004～2007年分省數(shù)據(jù)的實證分析，得出糧食補貼主要通過影響資本投入進而影響糧食產(chǎn)量。

作為從事糧食生產(chǎn)的微型廠商，利潤最大化是農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資的目標。根據(jù)新古典經(jīng)濟學(xué)要素需求理論，利潤最大化的農(nóng)戶投資水平必滿足“投資的邊際收益等于邊際成本”，即（4）式。（4）式可化為MPr-r/p=0，其中，MPk表示投資的邊際產(chǎn)出f/K。假設(shè)r和k以外的因素不變，則K可視為r的函數(shù)。因此，MPr-r/p=0是一個關(guān)于K和r的隱函數(shù)。由隱函數(shù)求導(dǎo)法則，可得dK/dr=1/p·1/2f/K2。易知dK/dr<0，表明農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資和投入品價格呈反向變化。由于生產(chǎn)性專項補貼降低了投入品價格，因此會促進農(nóng)戶投資增加。同理可證農(nóng)戶投資K和糧食價格P呈同方向變化。當糧食市場價低于政府確定的最低收購價時，糧食按最低收購價出售，會促進農(nóng)戶投資。

（三）糧食補貼背景下的糧食產(chǎn)出的變化

關(guān)于糧食補貼補貼前預(yù)算約束為（t*0，y（t*0，K*0）），記為點B；獲得補貼后預(yù)算約束為（t*0，y1（t*0，K*0）），記為點B1。在投入組合為E0的條件下，預(yù)算約束為B時，有u/YY/L=u/t；預(yù)算約束為B1時，易證u/YY/L

糧食補貼通過外生變量，r，P影響農(nóng)戶種糧投入，進而影響糧食產(chǎn)出，但三種補貼對糧食產(chǎn)出的影響路徑是不同的：綜合性收入補貼通過改變農(nóng)戶其他收入水平引起勞動量變動，進而引起投資變動，最終通過勞動和投資兩個途徑影響產(chǎn)出；生產(chǎn)性專項補貼或糧食價格支持通過改變要素或產(chǎn)品價格引起投資效應(yīng)，進而改變勞動投入，最終通過投資和勞動兩個途徑影響產(chǎn)出。綜合性收入補貼、生產(chǎn)性專項補貼和糧食價格支持的產(chǎn)出效應(yīng)可用下式表示：

q=dLd（MPL+MPK·dKdL

（6）

qr=dKdr（MPK+MPL）·dLdK

（7）

qP=dKdP〗（MPK+MPL）·dLdK

（8）

根據(jù)以上三式可知，考察三種農(nóng)業(yè)補貼的產(chǎn)出效應(yīng)，需要判斷dK/dL和dL/dK的符號。由此，引出以下命題：命題2簡要證明：由于農(nóng)戶利潤最大化時投資滿足MPK-r/p=0，除K和L之外的因素都不變時，該式可視為關(guān)于K和L的隱函數(shù)，因此dK/dL=-2f/KL/2f/K2，易知dK/dL>0。記u/t為MUt，根據(jù)U=u（Y，t）可得dY/dt=-MUt/MUY，可化為P·MPL-MUt/MUY=0，此式可視為關(guān)于L，K的一個隱函數(shù)，令ω（L，K）=P·MPL-MUt/MUYd，因此，dL/dK=-ω/K/ω/L。假定農(nóng)戶效用函數(shù)為U=lθY1-θd，其中0<θ<1，易證ω/L<0，ω/K>0。因此，dL/dK>0。：在，r，P等外生變量不變時，為實現(xiàn)效用最大化，農(nóng)戶勞動投入和投資會同方向變化，即dK/dL>0，dL/dK>0。

由命題2和（6）式易知q/<0，即農(nóng)戶其他收入和糧食產(chǎn)出反向變化，表明直接收入補貼有抑制農(nóng)戶產(chǎn)出增長的作用。根據(jù)（6）式，直接收入補貼的產(chǎn)出效應(yīng)可以分解為兩部分：一部分是補貼導(dǎo)致勞動投入減少從而導(dǎo)致產(chǎn)出的減少；另一部分是勞動投入減少導(dǎo)致投資減少，進而導(dǎo)致的產(chǎn)出減少。由于兩個部分均為負，所以直接收入補貼的產(chǎn)出效應(yīng)也為負。由命題2和（7）、（8）式易知，q/r<0，q/p>0，表明農(nóng)戶產(chǎn)出與投入品價格反向變化，與糧食價格同方向變化。由于生產(chǎn)性專項補貼降低了投入品價格，保護價收購政策提高了產(chǎn)品價格，因此，糧食生產(chǎn)性專項補貼和保護價收購政策都具有正向的產(chǎn)出效應(yīng)。

以上是基于新古典要素需求理論對生產(chǎn)性專項補貼和糧食價格支持政策產(chǎn)出效應(yīng)的分析，依據(jù)是生產(chǎn)者（農(nóng)戶）在完全競爭要素市場上的均衡機制。這兩種政策的產(chǎn)出效應(yīng)也可從生產(chǎn)者（農(nóng)戶）在產(chǎn)品市場上均衡的角度進行分析：在產(chǎn)品價格不變時，投入品補貼使農(nóng)戶的邊際成本曲線向左上方移動，因此農(nóng)戶的均衡產(chǎn)出增加，即投入品補貼有增產(chǎn)效應(yīng)；在投入品價格不變時，農(nóng)戶成本曲線不變，糧食價格支持提高了邊際收益曲線從而使農(nóng)戶均衡產(chǎn)出增加，即價格支持具有增產(chǎn)效應(yīng)。

四、產(chǎn)出導(dǎo)向下的糧食補貼框架

（一）無預(yù)算約束時的最優(yōu)糧食補貼

當，r，P等外生變量既定時，農(nóng)戶總能調(diào)整勞動和投資以實現(xiàn)效用最大化和利潤最大化，因此假定農(nóng)戶均衡惟一存在。均衡狀態(tài)下的農(nóng)戶投入L*，K*可表示為，r，P的函數(shù)，令L*=τ（，r，P），K*=υ（，r，P）。易知，均衡產(chǎn)量Q*依，r，P而定。假設(shè)政府實行糧食補貼的目標是糧食產(chǎn)出最大化，那么政府可以通過糧食補貼來調(diào)節(jié)，r，P，從而使目標變量最大化。因此，政府面臨的糧食補貼決策問題可用以下模型表示：

max，r，PQ*=q（，r，P）

（9）

s.t.，r，P≥0

模型（9）的解記為*，r*，P*，分別稱之為最優(yōu)其他水平、最優(yōu)投入品價格和最優(yōu)糧食價格。此時，農(nóng)戶的勞動投入、農(nóng)業(yè)投資和糧食產(chǎn)出分別記為L**，K**，Q**。易知，L**=τ（*，r*，P*），K**=υ（*，r*，P*），Q**=q（*，r*，P*）。若實際的農(nóng)戶其他收入、投入品價格和糧食價格分別為0，r0，P0，則政府對單個農(nóng)戶的收入補貼、投入品補貼和糧食價格補貼的最優(yōu)量分別為*-0，r0-r*，P*-P0假定0<*，r0>r*，P0

（二）既定預(yù)算約束下的最優(yōu)糧食補貼

多種因素決定了政府的農(nóng)業(yè)支出是有限的，雖然存在無預(yù)算約束條件下的*，r*，P*，但政府不一定有財力負擔(dān)最優(yōu)規(guī)模的的糧食補貼。現(xiàn)實中，農(nóng)業(yè)補貼只是財政支出項目之一，受財政預(yù)算的約束，每期有既定的額度。假定每期糧食補貼額度外生給定，那么存在這樣一個問題：如何分配既定額度的糧食補貼資金以使糧食產(chǎn)出最大化。假設(shè)Δ，-Δr，ΔP分別表示政府對直接收入補貼、投入品補貼和價格補貼，M為政府對單個農(nóng)戶的補貼額度，則該問題可用如下模型表示：

maxΔ，-ΔR，ΔPQ*=q（0+Δ，r0+Δr，P0+ΔP）

（10）

s.t.Δ-K*Δr+Q*ΔP=M

其中，K*=υ（0+Δ，r0+Δr，P0+ΔP），Δ，-Δr，ΔP為決策變量。若該模型有惟一解Δ*，-Δr*，ΔP*，則模型的含義是：在既定補貼額度M下，有眾多可行的補貼組合Δ，-Δr，ΔP，每組可行補貼組合對應(yīng)惟一一組投入產(chǎn)出組合（L*，K*，Q*），其中，有且僅有一組補貼組合使產(chǎn)出Q*最大，該補貼組合即是最優(yōu)農(nóng)業(yè)補貼組合，記為（Δ*，-Δr*，ΔP*）。此時，政府實現(xiàn)了糧食產(chǎn)出最大化的目標且農(nóng)戶實現(xiàn)了效用最大化，因此結(jié)果是有效率的。

（三）糧食補貼的一般趨勢

隨著時間的推移，農(nóng)戶收入、要素價格和糧食價格都有上升趨勢。因此，由于邊際遞減規(guī)律的作用，等量的補貼所起的增產(chǎn)作用越來越小，即政策效應(yīng)趨弱。為實現(xiàn)增產(chǎn)目標，糧食補貼的規(guī)模須不斷加大。隨著我國農(nóng)業(yè)機械化和農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)移，農(nóng)業(yè)勞動力呈減少趨勢，投資增長較快，勞動相對于資本越來越稀缺。因此，勞動的邊際產(chǎn)出有提高趨勢，資本的邊際產(chǎn)出呈降低趨勢。根據(jù)農(nóng)戶生產(chǎn)函數(shù)可知，產(chǎn)出變動ΔQ、投資變動ΔK和勞動投入變動ΔL之間存在如下關(guān)系：ΔQ=MPK·ΔK+MPL·ΔL。由于勞動投入減少，即ΔL<0，且MPK減小，MPL增大，因此，要維持產(chǎn)出增長，投資必須增加，且投資隨著時間推移增幅越來越大。根據(jù)農(nóng)戶利潤最大化的條件有ΔK=K/rΔr+ΔK/ΔPΔP，假定ΔK/Δr，ΔK/ΔP為常數(shù)，在投資K持續(xù)增加的條件下，ΔP和|Δr|必須不斷提高，所以，為維持糧食產(chǎn)出增長，投入品補貼和價格補貼必須不斷增加。

五、結(jié)論與建議

（一）糧食補貼目標的集中

庫茲涅茨法則指出，隨著人均國民收入的提高，農(nóng)業(yè)在國民經(jīng)濟中的份額呈下降趨勢。近年來我國農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入份額不斷降低，農(nóng)業(yè)不再是農(nóng)民的主要收入來源，而逐漸成為一種利用閑置勞動力的途徑，或者是執(zhí)行一種社會保障的功能。農(nóng)業(yè)的“衰退”質(zhì)性以及我國尖銳的人地矛盾也決定了農(nóng)業(yè)不可能是解決農(nóng)民貧困問題的根本出路，農(nóng)民收入提高的根本途徑在于勞動力市場的調(diào)節(jié)。因此，糧食補貼的政策目標應(yīng)定位于糧食生產(chǎn)發(fā)展而非農(nóng)民增收。

（二）糧食補貼結(jié)構(gòu)的調(diào)整

分析表明，綜合性收入補貼對糧食生產(chǎn)促進作用甚小，政策成本甚高，而生產(chǎn)性專項補貼則能有效促進農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)。從國際農(nóng)業(yè)政策實踐來看，通過價格支持進行的補貼是解決農(nóng)產(chǎn)品短缺的有效手段，而收入補貼則在農(nóng)產(chǎn)品過剩、農(nóng)民貧困化的背景下普遍實行。美國、歐盟、日本等國家和地區(qū)在20世紀90年代以后逐步建立了農(nóng)民收入綜合補貼制度，但仍保留了包括價格支持和其他生產(chǎn)性專項補貼等政策。從這些國家和地區(qū)的糧食補貼政策發(fā)展歷程看，早期以促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的專項補貼為主，后期以保障農(nóng)民收入的綜合補貼為主。但這種轉(zhuǎn)變是以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力達到一定水平、農(nóng)業(yè)發(fā)展面臨的任務(wù)轉(zhuǎn)變?yōu)榍疤岬?，我國目前尚未到達這個階段，糧食補貼資金的配置應(yīng)以生產(chǎn)性專項補貼為重點。而我國目前糧食補貼制度的特征是以收入補貼為主，2004～2009年，綜合性收入補貼即“兩補”資金占四項補貼平均比重為81.74%。這種補貼結(jié)構(gòu)亟待改變，補貼重點應(yīng)向生產(chǎn)性專項補貼轉(zhuǎn)移。

（三）糧食補貼方式和對象的轉(zhuǎn)變

糧食補貼采取“直補”模式雖然執(zhí)行效率較高，但可能偏離了政策目標，這反映我國農(nóng)業(yè)補貼在補貼方式的選擇上，存在強調(diào)管理效率而忽略政策績效的現(xiàn)象。綜合性收入補貼和農(nóng)戶生產(chǎn)決策相關(guān)性很低，對糧食生產(chǎn)所起的促進作用甚小。為了使補貼能切實起到促進糧食生產(chǎn)作用，補貼不應(yīng)以普惠制發(fā)放，在補貼對象上應(yīng)瞄準糧食生產(chǎn)戶，補貼方式上應(yīng)使補貼與農(nóng)戶生產(chǎn)決策相掛鉤。在糧食直補普遍實行“普惠制”的大背景下，少數(shù)省市糧食直補向糧食大戶傾斜種糧大戶傾斜。以糧食種植為代表的土地密集型模式是未來中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的首要模式。糧食生產(chǎn)的規(guī)?；?jīng)營是我國農(nóng)業(yè)未來發(fā)展的必然選擇，糧食補貼資金的分配應(yīng)逐步向種糧大戶傾斜，以促進糧食的規(guī)模化生產(chǎn)經(jīng)營。

參考文獻：

[1] 曹芳.糧食主產(chǎn)區(qū)糧食補貼改革研究：以江蘇省的調(diào)查為例[J].南京師大學(xué)報：社會科學(xué)版， 2005（3）：4044.

[2] 王嬌，肖海峰.我國良種補貼、農(nóng)機補貼和減免農(nóng)業(yè)稅政策效果分析[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2007（2）：2428.

[3] 張紅玉，趙俊蘭.我國糧食補貼政策的增產(chǎn)路徑及其優(yōu)化[J].學(xué)術(shù)交流，2008（7）：1216.

[4] 沈淑霞，佟大新. 吉林省糧食直接補貼政策的效應(yīng)分析[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2008（8）：1216.

[5] 臧文如，傅新紅，熊德平.財政直接補貼政策對糧食數(shù)量安全的效果評價[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2010（12）： 8492.

[6] 楊建利，岳振華.美、歐、加糧食補貼標準、確定機理對我國糧食直補的啟示[J].經(jīng)濟體制改革，2011（2）：154159.

[7] 葉慧，王雅鵬.采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法的糧食直接補貼效率分析及政策啟示[J].農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究，2006（5）：356359.

[8] 吳連翠，陸文聰. 基于農(nóng)戶模型的糧食補貼政策績效模擬研究[J].中國農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報，2011（5）：171178.

[9] 崔曉黎.對近年來我國糧食生產(chǎn)效益與補貼的深層次分析[J].調(diào)研世界，2009（10）：321

[10] Y. 巴澤爾.產(chǎn)權(quán)的經(jīng)濟分析[M].上海：上海人民出版社，1997.

[11] 張照新，陳金強.我國糧食補貼政策的框架、問題及政策建議[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2007（7）：321.

[12] 楊友孝，羅安軍.我國糧食直接補貼政策的理論分析[J].國際經(jīng)貿(mào)探索，2006（4）：3538.

[13] 王玉霞，葛繼紅.我國糧食補貼政策低效率的經(jīng)濟學(xué)分析[J].貴州社會科學(xué)，2009（3）：7175.

[14] 馬彥麗，楊云. 糧食直補政策對農(nóng)戶種糧意愿、農(nóng)民收入和生產(chǎn)投入的影響：一個基于河北案例的實證研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2005（2）：713.

[15] 蔣和平，吳楨培.湖南省汨羅市實施糧食補貼政策的效果評價：基于農(nóng)戶調(diào)查資料分析[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2009（11）：2832.

[16] 劉克春.糧食生產(chǎn)補貼政策對農(nóng)戶糧食種植決策行為的影響與作用機理分析：以江西省為例[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2010（2）：1221.

[17] Schmitz A，Schmitz T G.Rossi F.Agricultural Subsidies in Developed Countries：Impact on Global Welfare[J].Review of Agricultural Economics，2006，28（5）：416425.

[18] 陳慧萍，武拉平，王玉斌.補貼政策對我國糧食生產(chǎn)的影響[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2010（4）：100106.

[19] 王嬌，肖海峰.中國糧食直接補貼政策效果評價[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2006（12）：412.

[20] 吳成福.中外糧食補貼政策對比分析[J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2006（6）：101103.

[21] 何菊芳.完善農(nóng)業(yè)補貼政策[J].統(tǒng)計與決策，2006（4）：6061.

[22] Hennessy D A.The Production Effects of Agricultural Income Support Policies Under Uncertainty[J].American Journal of Agricultural Economics，1998，80（1） ：4657.

[23] Dewbre J，Thompton W.The Transfer Efficiency and Trade Effects of Direct Payments[J].American Journal of Agricultural Economics，2001，83（5） ：1 2041 214.

[24] 錢克明.中國“綠箱政策”的支持結(jié)構(gòu)與效率[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2003（1）：4145.

[25] 韓喜平，蔄荔.我國糧食直補政策的經(jīng)濟學(xué)分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2007（3）：8084.