二是转变农业发展方式的要求越来越迫切。我国农业资源“先天不足”，面对持续刚性增长的农产品需求，我国只能在日益趋紧的资源环境约束下谋划农业生产。虽然这些年我国也采取了退耕还林、退牧还草、休渔禁渔这些养护资源、改善环境的措施，但还不具备像资源大国那样长期、大范围的耕地休耕条件，农业发展不得不依赖资源的高强度开发，资源环境的弦已经绷得很紧。要看到，今后一个时期，我国城镇化率将以每年1个百分点以上的水平提升，工业与农业、城市与农村争水、争地的矛盾越来越突出，环境污染加速向农业农村扩散，农业发展面临的资源环境约束不断趋紧。随着工业化城镇化推进，每年要占用耕地600～700万亩。粮食主产区的农业用水问题越来越突出，有的地方地下水资源过度开发，灌溉设施老化失修，区域性和季节性干旱频繁发生，已经成为粮食生产的主要威胁。还要看到，目前农业资源利用方式也不够合理，不同程度存在耕地“重用轻养”、大水漫灌、化肥农药过量施用等问题，农业面源污染等问题日益突出，这与社会公众对农产品质量安全、对城乡生态环境的要求不断提升形成反差。如何在农业发展的同时保持农村青山绿水和良好生态环境，也成为十分艰巨的任务。
三是加强农业支持保护面临新的发展要求。新世纪以来，随着国家财力增长，我国对农业的支持保护力度不断增强，为粮食生产“十连增”、农民增收“十连快”提供了重要支撑。但也要看到，在经济运行的新常态下，加强农业支持保护面临新的形势，需要适时调整和完善相关政策。随着整体经济运行由过去的高速增长逐步转向中高速增长，财政收入增幅也随之放缓。有专家估算，按照我国目前的经济规模，经济增速下调一个百分点，GDP大约减少6000亿元，税收相应减少1000多亿元。从2014年前三季度的经济数据看，国内生产总值同比增长7.4%，全国财政收入同比增长8.1%。在这样的大背景下，要保持前些年“三农”投入快速增长的势头殊为不易。这就要求在继续增加投入的同时，更加重视提高财政资金效率，充分发挥财政资金“四两拨千斤”的撬动作用，进一步提高政策的指向性和精准性。经济增速和财政增速放缓，还会影响到农民工资性收入和转移性收入的增长，这些变化都对农业支持保护政策提出了新要求，对国家粮食安全产生新影响。
二、确保国家粮食安全的举措
针对新的形势，中央2013年底提出了新的国家粮食安全战略，即“以我为主、立足国内、确保产能、适度进口、科技支撑”。我们要立足经济社会发展全局，深刻理解、准确把握这5句话20个字的丰富内涵。
第一，在发展目标上，始终坚持以我为主、立足国内。就是我们的饭碗应该主要装中国粮，这是由我们的基本国情决定的。我国作为世界上最大的粮食生产国和消费国，受资源约束，需要有效利用国际市场和国外资源。但十几亿中国人不能靠买饭吃、讨饭吃过日子。这是因为:一方面，国际市场调剂空间有限。目前全球的粮食贸易量仅有2500～3000亿公斤，不到我国粮食消费量的一半，大米贸易量350亿公斤左右，仅相当于我国大米消费量的1/4，既不够我们吃，也不可能都卖给我们。另一方面，大规模进口不可持续。在粮食贸易上，我国的大国效应明显，买什么什么贵，卖什么什么贱。如果我国长期从国际市场大量采购粮食，可能引起国际市场粮价大幅上涨，不仅要付出高昂代价，也会影响我国与一些发展中国家的关系。因此，只有立足于国内保障13亿人口的吃饭问题才是可靠的。
第二，在发展优先序上，始终坚持确保谷物基本自给、口粮绝对安全。过去我们强调保全部、保所有，这是当时历史条件下没有办法的办法。现在耕地就这么多，需求又那么大，必须有取有舍，集中力量先保住最基本最重要的。综合考虑未来一段时间我国农产品供需形势和资源条件，首先要“保口粮”，其次要“保谷物”。也就是说，稻谷、小麦这两个主要的口粮品种要做到绝对安全，进口只能是品种调剂，而玉米随着饲料需求的快速增长，进口比例可以稍微高一些，但也要做到基本自给。这样定位，绝不是减轻保障国家粮食安全的责任，决不能误读为可以放松国内粮食生产，而是要合理配置资源，集中力量把最基本最重要的保住。一是优化品种布局。水稻核心是建设东北平原、长江流域和东南沿海3个优势区。东北地区着力发展优质粳稻;长江流域要稳定双季稻面积，逐步扩大江淮粳稻生产;东南沿海地区要稳定水稻面积，着力发展优质高档籼稻。种植面积要大体稳定在目前的4.5亿亩以上。小麦核心是建设黄淮海、长江中下游、西南、西北、东北5个优势区。种植面积要大体稳定在3.4亿亩以上。玉米核心是建设北方、黄淮海和西南3个优势区。目前，我国玉米面积5.45亿亩，应保持基本稳定。二是支持重点产区。主产区是粮食生产的压舱石，目前13个粮食主产省的产量占全国的75%，商品量占80%，调出量占90%。要加大对主产区的财政转移支付力度，逐步使800个产粮大县的人均财力达到全国平均水平，调动主产区重农抓粮的积极性。鼓励主销区与主产区建立长期稳定、互惠互利的区域合作关系，加快建立主销区对主产区的利益补偿机制。三是扶持新型主体。从发展趋势看，新型农业经营主体越来越成为发展粮食规模化生产、提供商品粮的重要力量，也是保障国家粮食安全的重点。要在稳定农村土地承包关系并保持长久不变的基础上，引导土地有序流转，扶持种粮大户、家庭农场、农民合作社等发展粮食适度规模经营，新增补贴要向这些新型经营主体倾斜，让多生产粮食者多得补贴。
[中图分类号]F127；F326.11；X22 [文献标识码]A [文章编号]1674-6848（2014）01-0071-08
[作者简介]张利国（1977—），男，湖南南县人，博士，江西财经大学鄱阳湖生态经济研究院副院长、教授，博士生导师，主要从事农业经济理论与政策、农产品（食品）安全、农村发展研究；陈 苏（1989—），男，江苏盐城人，江西财经大学鄱阳湖生态经济研究院硕士研究生；王慧芳（1976—），女，江西财经大学助教，主要从事农林经济理论与政策研究。（江西南昌 330032）
[基金项目]国家社会科学基金重大项目“我国大湖流域综合开发新模式与生物多样性保护研究：以鄱阳湖生态经济区建设为例”（12&ZD213）、国家自然科学基金项目“食用农产品生产者道德风险发生机理及防范机制研究——基于农户视角”（71263018）、江西省社会科学基金项目“农产品质量安全溯源机制研究”（13GL06）、江西财经大学2013年度研究生创新项目“江西省粮食生产时空演变及形成机制研究”的阶段性成果。
一、前言
保证粮食稳定生产一直以来是中国农业发展政策的主要目标之一。新世纪以来，中央出台了一系列针对农业农村的政策，尤其自2004年开始连续出台11个涉农“一号文件”，给予粮食生产极大的扶持和投入，实现了我国粮食生产总量“十连增”。然而，随着人口增长和工业化、城镇化快速推进，耕地非农化不断涌现，粮食生产的区域格局发生了明显变化。
近年来关于粮食生产时空演变的研究成为学术界关注的热点。在粮食生产布局演变趋势方面，屈宝香等指出，我国粮食生产区域布局变化趋势是北方粮食生产全面超越南方，粮食生产日趋向中部地区集中；①刘玉等指出，我国粮食总产量较高的区域集中在东北地区和中部地区，总产量较低的区域主要分布在胡焕庸线以西地区，粮食生产向主产县域集中，东北地区和中部地区粮食总产量增加明显，粮食总产量两极分化趋势加剧；②邓宗兵等研究结果表明，粮食产区逐渐向东北和中部集中，在南方稻谷优势区域继续稳固的同时，东北稻谷重要性逐渐凸显，小麦产区逐渐向北方和中部集中，玉米产区逐渐向东北、华北和华中集中。③在粮食生产格局变化影响因素方面，杨春等研究表明，2007年中国县域粮食生产存在着明显的空间区域格局特征，而县域粮食生产区域格局的形成不仅与人均耕地面积、经济效益比、生产技术、非农就业机会、城镇化和人均GDP等因素密切相关，而且与相邻县粮食生产之间存在明显的空间依赖性；④顾莉丽等认为，中国粮食主产区的演变与发展是比较效益、资源禀赋、社会需求、科技进步等多重因素影响的结果；⑤汪希成等认为，影响中国粮食生产区域格局的因素包括粮食播种面积、有效灌溉面积、粮食单产、复种指数等；⑥谭智心等认为，农业科技、地理环境约束、区域差异和人地矛盾等因素是造成我国粮食生产区域布局演变的重要原因。⑦
从现有的文献来看，一方面，现有研究大都使用较大范围的区域数据分析其生产格局，研究视角比较大；另一方面，分析粮食生产区域布局演变特征及其原因，不仅要从时间角度来研究，还应考虑不同地区之间由于自身资源禀赋不同导致的差异性。2009年12月12日，国务院正式批复《鄱阳湖生态经济区规划》，建设鄱阳湖生态经济区正式上升为国家战略。鄱阳湖生态经济区作为江西省传统农区，其粮食生产在江西省粮食生产格局中占有重要地位。当前，随着昌九一体化战略和南昌市、共青城市先导示范区的推进，鄱阳湖生态经济区区域经济发展的“扩散效应”将更加明显，粮食生产区域格局必将发生改变，这对保障鄱阳湖生态经济区粮食供需平衡和粮食安全提出了新的挑战。基于此，本文利用2000—2010年鄱阳湖生态经济区25个县（市）⑧粮食生产面板数据，先对粮食生产时空演变进行定量分析，再运用空间计量模型实证分析影响鄱阳湖生态经济区粮食生产时空演变的主要因素，旨在为正确认识鄱阳湖生态经济区粮食生产的时空演变特征，有效把握鄱阳湖生态经济区粮食生产的供需平衡状况，以及实现粮食安全战略提供科学依据。
二、鄱阳湖生态经济区粮食生产时空演变的特征
本文选择粮食生产集中度来对鄱阳湖生态经济区粮食生产时空演变进行具体分析。粮食生产集中度是指各县（市）粮食总产量占鄱阳湖生态经济区粮食总产量的比重。表1报告了2000—2010年鄱阳湖生态经济区不同时空尺度的粮食生产集中度。
由表1可以看出，鄱阳湖生态经济区的粮食生产时空演变呈现以下特征：（1）滨湖控制开发带涉及县（市）粮食生产集中度呈上升趋势，高效集约发展区涉及县（市）呈下降趋势。滨湖控制开发带粮食生产集中度由2000年的47.2%上升到2010年的50.8%，上升了3.6个百分点，对鄱阳湖生态经济区粮食总产量的贡献提高；高效集约发展区粮食生产集中度由2000年的52.8%下降到2010年的49.2%，下降了3.6个百分点，尤其是自2004年开始下降趋势更为明显。（2）县域粮食生产格局变化显著。从图1和图2可以看出，鄱阳县和余干县粮食生产集中度上升趋势比较明显，由2000年的7.6%、5.9%上升到2010年的11.0%和7.3%，分别上升了3.4和1.4个百分点；其次是都昌县和新建县，分别上升了1.2和1.1个百分点；彭泽县、进贤县和樟树市粮食生产集中度也表现出一定的上升趋势，但上升较为缓慢。在粮食生产集中度下降的18个县（市）中，南昌县和丰城市下降幅度较大，由2000年的11.8%、12.1%下降到2010年的8.6%和11.0%，分别下降了3.2和1.1个百分点，但两县（市）2010年粮食生产仍然排在25个县（市）的第2位和第3位；剩下的16个县（市）粮食生产集中度均有不同程度下降。以上表明，新世纪以来，鄱阳湖生态经济区粮食生产格局已经发生了明显变化。从总体来看，粮食生产表现为高效集约发展区涉及县（市）逐渐向滨湖控制开发带涉及县（市）集中和转移；从县域角度来看，南昌、丰城两县（市）粮食生产集中度下降幅度比较明显，但粮食生产地位仍然占据前列，而鄱阳、余干两县粮食生产集中度上升趋势比较明显。究竟是什么原因导致鄱阳湖生态经济区粮食生产时空格局的演变？本文将进一步对此进行实证分析。
三、粮食生产时空演变影响因素的实证分析
（一）理论分析和变量选取
粮食生产是自然再生产和社会再生产的有机结合。一个地区粮食生产变化除了受土地资源禀赋影响外，还受到经济社会发展等外部因素的影响，同时在微观层面上还受到粮食生产技术条件、粮食生产机会成本变化诱发的农民种粮行为变化的影响。根据理论分析，并结合已有研究成果，鄱阳湖生态经济区粮食生产时空演变影响因素的选择依据和变量设置分析如下。
1.土地资源禀赋方面的影响用各地区人均耕地面积衡量
土地资源是粮食生产最基本的投入要素。已有研究中，人均耕地面积变量被认为是影响粮食生产区域格局变动的重要因素，①当某个地区人均耕地面积较大时易产生规模效益，容易将土地等生产资料集中起来进行生产，因此它是粮食生产时空演变的一个重要指标。
2.粮食生产科技进步方面的影响用各地区粮食单产水平和复种指数衡量
粮食单产用粮食总产量除以粮食播种面积，它从一定程度上反映了某一地区的农业科技综合水平，同时，复种指数也是衡量一个地区农业科技进步的较好指标。随着农业科技的推广，特别是农膜的使用，农业生产的耕作模式正在发生改变，复种指数明显提高。
3.市场需求方面的影响用种粮经济效益比和肉类产量衡量
种粮经济效益比用粮食播种面积除以农作物播种面积表示。随着城乡居民收入增加，生活水平不断提高，膳食结构不断改善，对蔬菜、水果、粮油等农产品需求不断增加，从事这类农业生产比较效益显著增大，直接表现为粮食播种面积下降。同时，肉类需求的不断增加必将拉动畜牧业发展，增加饲料粮需求，使得饲料粮生产比粮食生产机会成本大，从而影响各地区粮食播种面积。各地区饲料粮对粮食生产时空演变的影响用肉类产量表示。
4.区域经济特征方面的影响用人均GDP和非农就业机会衡量
人均GDP是衡量一个地区工业化、城镇化发展程度的重要指标，而工业化、城镇化形成的区域差异是造成粮食生产时空演变的外在拉力。在一些非农经济发达的地区，非农就业机会较多，且随着当地经济发达程度不断提高，非农收入比重不断增加，从而导致粮食生产的劳动力不断流失，这种地区经济和非农就业机会的差异将会对粮食生产时空演变产生影响。人均GDP变量用地区生产总值除以年末总人口表示，非农就业机会变量用除“农林牧渔”业以外劳动力数量占乡村从业人员数比重表示。
根据以上分析，形成以下待检验的假设：人均耕地面积大的地区，粮食生产集中度高；单产水平高、复种指数高的地区，粮食生产集中度高；种粮经济效益比高、肉类产量低的地区，粮食生产集中度高；人均GDP高、非农就业机会多的地区，粮食生产集中度低。
（二）模型构建与数据说明
1.模型构建
为了验证以上的假设，建立鄱阳湖生态经济区粮食生产时空演变影响因素的空间计量模型①：
2.数据说明
模型所采用的数据为2000—2010年鄱阳湖生态经济区25个县（市）的面板数据。分析中使用的耕地面积、粮食总产量、农作物播种面积、粮食播种面积、肉类产量、地区生产总值、乡村从业人员数、“农林牧渔”业从业人员数、总人口等数据均来自《江西统计年鉴》（2001—2011），具有一致的指标统计口径，数据较为可靠。
（三）计量结果与分析
本文选用Eviews6.0软件对模型进行回归估计，但模型采用的数据为面板数据，考虑到面板数据既包括时间序列数据又包括横截面数据，直接使用普通最小二乘法（Ordinary Least Square，OLS）估计模型时，可能会产生异方差性和序列相关性问题，从而使OLS法失效，因此，在数据可以得到的情况下，采用广义最小二乘法（Cross Section Weights，GLS）进行估计。回归过程中涉及固定效应模型和随机效应模型的选择，本文通过豪斯曼检验（Hausman test）对两种模型的选择进行检验，结果如表2所示。
由表2可知，Hausman检验结果证明固定效应更可靠。因此，本文选择固定效应模型的估计结果对粮食生产时空演变影响因素进行分析，估计结果如表3所示。
表3显示，模型R2=0.9954，F值为1728.857，拟合优度良好。从变量显著性来看，除了肉类产量在10%的水平上通过显著性检验外，其他变量均在1%的水平上通过显著性检验。具体分析如下：
1.土地资源禀赋方面
人均耕地面积的系数为0.3123，影响效应与前面的理论假设一致，对粮食生产集中度具有正向作用，这说明当其他条件保持不变时，人均耕地面积每提高1%，粮食生产集中度将提高0.3123%。由此可以看出，土地资源禀赋的变化对鄱阳湖生态经济区粮食生产时空演变产生了明显的作用。
2.粮食生产科技进步方面
粮食单产和复种指数的系数分别为0.7225和0.3641，且这两个指标均验证了前面的理论假设对粮食生产集中度具有正向作用，这说明当其他条件不变时，粮食单产和复种指数每提高1%，粮食生产集中度将分别提高0.7225%和0.3641%。这与谭智心、邓宗兵已有的研究结果一致，①说明农业科技进步是影响鄱阳湖生态经济区粮食生产时空演变的重要因素。
3.市场需求方面
种粮经济效益比的系数为0.2973，对粮食生产集中度的影响效应与前面理论假设一致，具有正向作用，这说明当其他条件不变时，种粮经济效益比每提高1%，粮食生产集中度将提高0.2973%。肉类产量的系数为-0.0355，这与前面的理论假设一致，说明该变量对粮食生产集中度具有负向作用。因此可以判断，市场需求也是影响鄱阳湖生态经济区粮食生产时空演变的又一重要因素。
4.区域经济特征方面
人均GDP和非农就业机会系数分别为-0.0894和-0.1158，这两个变量均验证了前面的理论假设，即当其他条件不变时，人均GDP和非农就业机会每提高1%，粮食生产集中度将分别下降0.0894%和0.1158%，这表明区域经济特征的差异也是影响鄱阳湖生态经济区粮食生产时空演变的重要原因之一。
四、结论及讨论
本文综合运用生产集中度指数和空间计量经济分析方法对2000—2010年鄱阳湖生态经济区粮食生产时空演变特征及其成因进行了实证分析，得到以下几点结论：
第一，从总体来看，鄱阳湖生态经济区粮食生产由高效集约发展区涉及县（市）向滨湖控制开发带涉及县（市）集中和转移，后者成为鄱阳湖生态经济区粮食生产的主产区域。
中图分类号：DF413
文献标志码：ADOI：10.3969/j.issn.1008-4355.2017.03.03
[HS（3][HTH]一、创新型法学体系的提出
[HTSS][HS）]
我国“十三五”规划提出创新、协调、绿色、开放、共享的新发展理念，其中对“创新发展”的表述为：“创新是引领发展的第一动力”，“必须把创新摆在国家发展全局的核心位置，不断推进理论创新、制度创新、科技创新、文化创新等各方面创新”。通过“创新”推动“发展”，通过“发展”引领“创新”。“治国方略论”“人民主体论”“宪法权威论”“良法善治论”“依法治权论”“保障人权论”“公平正义论”“法治系统论”“党法关系论”等九个方面充分体现了全面依法治国思想的创新发展[1]。我国正在构建创新型国家，而构建创新型国家的关键在于制度创新、体制创新。创新发展不仅仅是制度层面的崭新理念，还应当成榉ㄑа芯康恼感吕砟睿从而构建创新型法学体系。
传统法学体系具有滞后性、狭隘性、封闭性等弊端，具体如下：基本原理过于强调固有原理和思维模式，缺乏对新兴法律现象的探索、升华，具有滞后性；核心范畴过于强调私法学与公法学之分，缺乏对新兴法学范畴的包容、吸纳，具有狭隘性；学科建设过于强调本学科的学科体系、研究队伍，缺乏对其他社会科学乃至自然科学的借鉴、引进，具有封闭性。创新型法学体系旨在突破传统法学体系的滞后性、狭隘性、封闭性，从而推动基本原理、核心范畴、学科建设的协同创新。具体而言，基本原理的创新发展强调理论基础的跨领域拓展、学科地位的夯实、价值取向的多元，体现前瞻性；核心范畴的创新发展强调主体、权利义务、客体、行为、责任及其救济的创新，体现包容性；学科建设的创新发展强调学科体系的呼应联动、研究队伍的跨界互动，体现开放性。
中国粮食法学是对粮食法及其发展规律的研究，是经济法学、农业法学的重大创新，体现了创新型法学体系的发展规律：其一，中国粮食法学具有丰富的基本原理，迎合新兴法律现象的发展潮流，既非“早产儿”又非“畸形儿”，需要创新发展理论基础、研究对象和价值体系，体现前瞻性特征；其二，中国粮食法学需要突破传统私法学与公法学的明确划界，创新发展对主体、权利、义务、客体、行为、责任等的理解，体现包容性特征；其三，中国粮食法学具有完整的学科建设规划和新兴的研究队伍，不断吸纳其他社会科学乃至自然科学的研究成果，形成老中青、本硕博为一体的跨学科学派体系，在中国法学界应当有一席之地，体现开放性特征。
我国《粮食行业“十三五”发展规划纲要》在创新发展方面提出，“不断推进体制机制、产业体系、经营业态等各方面创新”，“加快推进《粮食法》立法进程”，“初步形成与国情、粮情相适应的粮食法律法规和制度规范体系”。从《粮食法（送审稿）》来看，“发展”一词作为促进意义使用出现了10次，“创新”一词出现了2次（即第8条“粮食科技创新体系”、第14条“种业科技创新”），初步体现了其对创新发展理念的重视。粮食安全关乎国计民生，《粮食法》的制定是中国粮食立法史上的浓墨一笔。随着《粮食法》的制定，亟须发展粮食法学，加强对粮食立法的学术研究，有助于完善中国特色社会主义法学体系，推动未来《粮食法》的有效实施。本文的研究问题是，中国粮食法学应当彰显创新发展理念，从基本原理、核心范畴、学科建设三个层面进行创新发展，从而构建具有中国特色的创新型法学体系。
[HS（3][HTH]二、基本原理之创新发展：创新型法学体系的前瞻性
[HTSS][HS）]
一个学科的构建，都是从基本原理开始的。“创新型法学体系”有必要加强基本原理研究，体现前瞻性特征。值得注意的是，“创新型法学体系”并非具体法学学科的特定研究领域，而是整个法学体系创新发展规律的前瞻性把握。相应地，粮食法学的基本原理要体现创新发展的前瞻性，具体如下：必须具备强大的理论支撑，如唯物辩证观、“软法”革命、系统工程论；必须具备独立的研究对象，成为独立的法学学科；必须彰显自由、公平、效率、安全的价值取向，体现多元化发展趋势。
（一）理论基础之跨学科引入
一个学科的沉淀，需要不断深化理论基础，提供强大的理论支撑，具体包括以下几个方面：
第一，唯物辩证观。粮食产业是靠天吃饭的，对自然因素（如耕地、气候、水资源）的依赖性很高[2]。从唯物观看，粮食法学要从中国实际出发。例如，考虑中国第一人口大国的实际，必须重视最大多数人的粮食供给，充分保障弱势群体的粮食权益；考虑中国耕地资源有限的实际，必须制定最严格的基本农田保护制度；考虑沿海和内陆自然禀赋和经济社会发展的严重不均，必须制定大城市粮食供给保障机制，建立健全国家层面的粮食危机应急体系等。从辩证观看，粮食法学要充分考虑自然因素、农业技术、经济管理、制度因素等的内在联系机理，体现普遍联系的思维；粮食法学要在基本原理、核心范畴、学科建设等方面进行创新发展，体现发展思维；粮食法学要全面分析矛盾，客观看待粮食法的优点和缺陷，防止片面性，体现矛盾思维。
第二，软法革命与制度变迁。粮食制度包括粮食硬法与粮食“软法”，粮食硬法即通常所言之粮食法律制度，粮食软法则包括粮食政策、粮食标准、粮食行业自治规则、粮食交易习惯、国际粮食非正式规范等。粮食政策作为基本的粮食软法，具有灵活性、具体性、效率性等优点，但也存在干预性、功利性、波动性等缺陷。相比之下，法律具有粮食政策所不具备的诸多优点，如强制性、严谨性、稳定性，尤其是《粮食法》的制定可以从基本法层面保障中国粮食安全。因此，应当形成以粮食硬法为主导、粮食软法为辅助的制度架构。当然，粮食软法与粮食硬法并非截然分开，粮食软法经过实践检验可以上升为粮食硬法，粮食硬法也可以通过粮食软法加以具体实施。
第三，系统工程论。系统工程理论是自然科学中的传统理论，逐步被引入到社会科学研究中。在影响粮食安全的诸多因素中，我们日益重视制度因素，但不能贬低自然因素、技术因素、经管因素等对粮食产业的作用，尤其是自然因素（如气候变化）始终起着基础性作用[3]。我们强调的是，诸多因素要取长补短，发挥各自优势。在制度层面，法律也并非灵丹妙药，存在抽象、单一、滞后等不足，需要粮食软法加以协助，共同构筑粮食法治系统工程。粮食法治系统工程应当充分考虑自然因素、技术因素、经管因素、制度因素对粮食安全的影响，从中凸显法律因素的研究价值。当前，我国正在全面深化改革，推进国家治理体系现代化，国家治理体系现代化建设本质上是市场经济、民主政治、先进文化、和谐社会、生态文明的系统工程。粮食法治系统工程是国家治理体系现代化的重要一环，是粮食产业现代化的有力保障。
（二）学科地位之独立性
粮食法学的研究对象是粮食法及其发展规律。粮食法有独立的调整对象，即粮食经济关系。具体体现为：其一，粮食生产经营者之间。粮食生产经营者之间在粮食产业发展过程中具有平等关系，可以自由交易，体现意思自治。其二，粮食行政管理机构与粮食生产经营者之间。粮食行政管理机构可以对粮食生产经营者施以宏观调控、市场监管、公共服务、产业促进，而粮食生产经营者又可以对粮食行政管理机构进行监督。其三，粮食行业组织与粮食生产经营者之间。粮食行业组织可以对粮食生产经营者施以行业自律、行业惩治，而粮食生产经营者同样可以对粮食行业组织进行监督。其四，粮食行政管理机构与粮食行业组织之间。粮食行政管理机构对粮食行业组织进行监管，而粮食行业组织对粮食行政管理机构又可以进行监督。其五，粮食行政管理机构之间。粮食行政管理可能存在“九龙治水”的情况，需要构建独立、权威的粮食行政管理机构。其六，粮食行业组织之间。粮食行业组织是多元化的、不同层级的，彼此之间既是平等交流关系，又存在互相监督问题。
粮食法学与其他相邻学科有明确区分，可以成为独立学科。粮食法学与农业法学是有区别的。农业法学是新兴的法学分支学科，研究范围涵括种植业、林业、畜牧业、渔业，而且是全产业链的研究。粮食生产属于种植业，但粮食法学还要研究粮食政治化（即国家安全价值）、粮食金融化（如“粮食银行”以及粮食期货）、粮食能源化（如玉米能源）等问题，这些问题都是传统农业法学不甚涵括却又非常重要的。如将粮食法纳入社会法的范畴，则同时体现“自发调节”和“国家干预”的双重特征[4]。本文认为，粮食法学应属于经济法学。经济法的调整对象是国家在促进国民经济发展过程中发生的经济关系，而粮食法的调整对象――“粮食经济关系”――恰好是上述“经济关系”的基本组成部分。经济法学的研究范围包括宏观调控法与市场监管法，而粮食法学同样聚焦粮食宏观调控、粮食市场监管，因此，粮食法学是经济法学的独立分支学科。
（三）价值取向之多元化
粮食法学的价值取向是粮食立法的宗旨倡导、目标追求，需要多元化发展，不宜单一独断，试析如下：其一，自由价值。自由价值是基础性价值，在确立市场决定性作用的基础上，要推进粮食流通全面市场化改革，重点解决粮食产业化、粮食国企改革、粮食市场体系建设、粮食行政管理体制改革等法律问题。其二，公平价值。公平价值是保障性价值，要充分保障粮农的合法权益（如土地权益、粮食收成、国家粮食补贴、社会保障权益），实现权利公平、义务公平、责任公平，为粮农提供粮食公益诉讼等救济机制。其三，效率价值。效率价值是动力性价值，要鼓励粮农进入粮食期货市场套期保值、规避风险，引导大宗粮食生产，提升粮食市场体系的运行效率，加快粮食市场的发展。其四，安全价值。“粮食安全主旨化”应当成为粮食法的基本原则[5]。安全价值是底线性价值，也是崭新的价值形态。要彰显总体国家安全观，守住耕地红线，基本依靠国内粮食供给，严格监管粮食质量安全，慎重对待转基因粮食。与此同时，要坚守粮食定价权，防范由国际粮价波动引发的系统性危机。
多元价值整体上是可以协调统一的，但在创新发展理念的指导下也容易产生冲突，例如，创新发展的“创新”需要自由的市场环境，但强调自由价值亦不是放任自由发展，否则会出现不安全因素，危及安全价值。创新发展不是放弃安全价值，而是强调在安全基础上的发展。与安全价值相对接的还有公平价值，既包括程序公平，又包括实体公平。强调安全就必须强调公平，尊重粮农的劳动成果，保障城乡弱势群体的粮食权，实现社会公平、防止两极分化，才能最终实现粮食安全。当然，过分强调安全价值、公平价值，又会人为制造禁锢、扼杀创新，没有创新就没有发展，最终也不利于维护国家粮食安全。在保障安全、实现公平的基础上，关键还是要发展，而且必须辩证对待立法现状，破除制度禁锢，实现创新发展。因此，必须强化自由价值、效率价值，加强粮食流通全面市场化改革，体现市场决定性地位的发展趋势，才是粮食法学应有的社会担当。
[HS（3][HTH]三、核心范畴之创新发展：创新型法学体系的包容性
[HTSS][HS）]
中图分类号：F239 文献标识码：A
原标题：政府审计维护粮食安全的依据及路径选择
收录日期：2012年2月22日
一、政府审计维护粮食安全的基本依据
粮食安全是经济安全的重要组成部分，审计要维护国家经济安全，理所当然包括粮食安全。我们认为，审计维护粮食安全有以下几个方面的基本依据：从理论上分析，政府审计维护粮食安全是公共受托经济责任拓展的现实需要；从法律上的要求，维护国家粮食安全是政府审计的法定职责；从现实层面而言，政府审计维护国家经济安全是充分发挥审计“免疫系统”功能的必然要求。
（一）政府审计维护国家粮食安全是公共受托经济责任拓展的现实需要。按照“受托经济责任观”这一审计学说，审计是随受托经济责任的产生而产生，并随受托经济责任的发展而发展的。政府审计产生于公共受托经济责任关系的确立，其首要或根本目标就是促进政府公共受托经济责任的切实有效履行。公共受托经济责任内涵的拓展要求政府承担保障和维护国民吃饭的责任。政府审计作为促进政府全面有效履行公共受托经济责任的一种监控机制，其功能也随着公共受托经济责任内涵的拓展而不断拓展。因此，政府审计维护国家粮食安全是公共受托经济责任拓展的现实需要。
（二）政府审计维护国家粮食安全是政府审计法定职责的基本要求。《中华人民共和国宪法》第九十一条规定：“国务院设立审计机关，对国务院各部门、地方各级政府的财政收支，对国家的财政金融机构和企业事业组织的财务收支进行审计监督”。2006年新修订颁布的《中华人民共和国审计法》在第一章第一条中将立法的目的规定为：“为了加强国家的审计监督，维护国家财政经济秩序，提高财政资金使用效益，促进廉政建设，保障国民经济和社会健康发展”。粮食安全是“维护国家财政经济秩序”与“保障国民经济和社会健康发展”两项目标的重要基础；“财政资金使用效益”关系到国家成本与国家效能，对国家经济安全有着重要的影响；“国民经济和社会健康发展”的基础条件就是国家经济安全。因此，维护国家粮食安全是政府审计法定职责的基本要求。
（三）政府审计维护国家粮食安全是充分发挥审计“免疫系统”功能的必然要求。2008年刘家义提出了“国家审计免疫系统论”这一重要观点，指出“应充分发挥审计保障国家经济社会健康运行的‘免疫系统’功能”。在“国家审计免疫系统论”这一观点下，政府审计的功能就是通过发挥经济监控作用，使国家机器能够健康有效运行，而粮食安全是“国家机器能够健康有效运行”的重要基础，理所当然是政府审计的重要保护对象。因此，政府审计维护粮食安全是充分发挥审计“免疫系统”功能的必然要求。
二、政府审计如何维护粮食安全
政府审计要有效发挥在维护国家粮食安全中的监测、预防、预警、纠偏及修复作用，必须依赖于一定的途径；此种途径是联系国家粮食安全与政府审计工作之间的桥梁和纽带。结合当前国家粮食安全形势，政府审计可以通过以下路径充分发挥维护国家粮食安全的作用：
（一）明确粮食安全审计的目标、对象和内容
1、完善政府审计目标。政府审计目标是政府审计行为活动意欲达到的理想境地或状态。政府审计目标随着审计环境的变化而变化，随着审计职能的发展而发展。当国内外政治、经济形势的变化以及公共受托经济责任内涵的拓展，要求维护国家粮食安全成为政府审计的基本职能时，维护国家粮食安全就理应成为政府审计的基础目标。
2、深化政府审计对象。政府审计部门通过开展各项审计工作，可以在不同的领域维护国家粮食安全。当前，我国政府审计在维护资源环境安全、制度与政策安全等方面的作用尚未得到有效发挥。因此，通过深化政府审计对象，大力推行资源环境审计、制度合理性审计、政策执行效果审计，横向拓宽审计维护国家粮食安全的领域，能够有效发挥政府审计在上述领域维护国家粮食安全的作用。
（二）政府审计维护国家粮食安全的实现机制
1、建设粮食安全审计预警机制
（1）构建粮食安全审计预警系统。粮食安全审计预警系统的构建可以综合利用政府审计各项工作所收集到的信息，纵向深化政府审计工作成果的利用，充分发挥政府审计维护国家粮食安全的系统与事前维护国家粮食安全的功能。
信息收集系统通过审计活动，负责归集各种经济安全信息；信息评估系统利用收集到的粮食安全信息，对国家粮食安全运行中的风险进行评估；信息分析系统，通过评估出来的风险级别，对国家粮食安全进行综合评价，并根据结果发出粮食安全警报；信息处理系统利用特别审计权，负责对发现的国家粮食安全风险因素进行处理。
（2）设计粮食安全审计预警指标体系，构建粮食安全审计综合指数。我们认为，可以设计一套粮食安全审计预警指标体系，包括生产、储存、流通和消费四大领域。上述四大领域之下，分别设计一些主要指标。各领域主要指标的选取以政府审计科学研究与实践经验，设置各指标相应的安全值范围，并赋予相应的权重。通过比较审计工作中所收集到的各项指标实际值与安全值范围，就可以识别威胁国家粮食安全的风险因素。
通过计算粮食安全审计综合指数，并与预先设定的安全值范围进行比较，就可以对国家粮食安全进行评价，并根据情况进行预警。
2、完善调控、协调机制。国家粮食安全是在粮食生产、流通与消费之间进行有效平衡，是一个复杂的系统工程，影响因素众多。政府审计维护国家粮食安全要建立与国家其他政府部门的协调机制，充分利用财政、农业、央行和税务等部门的监督检查信息，这实际上是一种调控与协调机制的体现。
主要参考文献：
[1]刘家义.以科学发展观为指导推动审计工作全面发展[J].审计研究，2008.3.
一、问题的提出
近期，美国要求人民币升值的论调一浪高过一浪，大有山雨欲来风满楼之势:今年一有月，美国总统奥巴马在国情咨文中暗示要求人民币升值；3月，诺贝尔经济学奖得主保罗·克鲁格曼公开撰文批评人民币机制；4月美国130多国会议员又联名上书美商务部和财政部，要求对中国施压迫使人民币升值。面对各种呼声，我们不禁要问，人民币汇率真的需要升值吗？如果人民币汇率变动，对中国具有特殊性质的商品——粮食的出口贸易将产生怎样的影响？汇率影响国际贸易的J曲线效应（J-Curve Effect）理论在人民币汇率影响中国粮食出口贸易中能得到证实吗？
现有的研究主要停留在汇率变动对进出口贸易影响的一般规律或对工业制品贸易影响（唐海燕，1995；许和连、赖明勇，2002）的层面上，专门针对粮食贸易的相关研究也停留在人民币汇率政策（郑琰，2000）的叙述或汇率并轨（蔡昉，1994；顾焕章等，1994）的影响上，对汇率变动影响粮食出口贸易的实证研究尚不多见。本研究通过构建计量经济学模型，对人民币汇率变动影响中国粮食出口贸易进行实证分析，并对汇率变动影响国际贸易的理论——J曲线效应理论加以检验。
二、汇率变动对出口贸易的影响机理
汇率变动影响出口贸易的理论有多种，以下主要从人民币汇率影响中国粮食出口贸易的一般原理和阶段性方面加以分析。
（一）一般原理 在一般情况下，若人民币对外贬值汇率，以外币表示的中国出口粮食的相对价格会下降，这样就能增强中国粮食的国际竞争力，使粮食的出口增加。反之，若人民币对外升值，以外币表示的中国出口粮食的相对价格将上升，这势必减弱中国粮食的国际竞争能力，使粮食的出口减少。
（二）J曲线效应理论 如上所述，若人民币对外贬值，中国的粮食将受到刺激而扩大出口。但这一现象的出现受到许多条件的约束，其中包括：（1）受贬值传导过程中时效性的制约；（2）受中国通货膨胀率的影响；（3）受粮食的进出口需求弹性的影响；（4）受中国及贸易伙伴国的金融政策的约束等。下面主要从时效性的角度，以人民币贬值为例进行分析。
在粮食贸易方面，首先，由于粮食出口合同通常是在粮食实际交付的前一年即已签订，他们是依据当时的汇率而确定的出口额。在人民币贬值后，这些合同不可能废除，因此在初期出口贸易额不会发生变动。其次，即使在旧合同执行完后，新的交易要完全适应相对价格的变动仍需一定的时间，从粮食的生产方面看，其生产周期相对工业品更长（畜产品的生产周期一般在一年半以上），农户增加投入、建立新的生产线需要时间；从销售方面看，国外消费者适应中国粮食以及在国外建立必要的粮食分销渠道同样需要时间。由于相对价格的下降和时滞性的存在，粮食出口贸易的变化是呈一条缓慢上升的J曲线（见图1），即出现J曲线效应论文提纲怎么写。据专家调查的结果反映，货币贬值改善出口的滞后时间在不同国家的表现并不一致，发达国家的时滞为9个月左右，而发展中国家需要1年多的时间。
人民币汇率贬值影响中国粮食出口贸易的过程表现在：在t0与至t1时间内，由于受粮食的生产周期和贬值前签订的粮食出口合同的支配，粮食出口不会急剧增加，只是缓慢地上升。进入t1至t2阶段，人民币贬值的作用得到发挥，粮食出口快速上升，新签订的粮食贸易合同开始生效，贸易收支也逐步从逆差转为顺差。当进入t2阶段后，在粮食的产出增长没有完全跟上出口需求时，就会出现对中国粮食的过度需求，从而导致国内物价上涨，当国内粮食价格上涨到一定程度后，就会完全抵消人民币贬值的作用，这时曲线开始走平。
三、研究方法
（一）研究假说 基于人民币汇率变动对中国粮食出口影响机理的分析汇率，本研究将通过实证分析检验以下两个假说：
假说一：人民币汇率变动与中国粮食的出口贸易呈反向相关关系。
根据一般原理，人民币汇率升值，粮食的出口将减少；人民币汇率贬值，粮食出口将增加。本研究将借用人民币汇率时间序列数据，与中国粮食出口额进行回归分析，通过计量经济学模型来验证上述假说。如果这一假说正确，那么人民币汇率未来的变动趋势将对中国粮食的出口产生相应的影响，并为进一步的研究奠定基础。
假说二：中国粮食出口贸易受人民币汇率变动的影响在不同阶段表现的程度是不一样的。
根据J曲线效应理论，中国粮食的出口贸易受人民币汇率变动的影响将表现出阶段性。由于粮食的生产周期较长，需要1年甚至更长的时间，而粮食的国际贸易合同一般在产品交付的前一年即已签订，这就意味着中国粮食出口贸易受人民币汇率的影响滞后期要达到2年的时间。本研究将通过在计量经济学模型中设定人民币汇率的滞后变量（滞后2期），与中国粮食出口额进行回归分析，来验证上述假说。如果这一假说正确，就能说明人民币汇率变动对中国粮食出口贸易影响的滞后效应是存在的，进而为确定人民币汇率走势对中国粮食出口贸易的未来影响提供依据。
（二）模型构建
1.构建计量经济学模型验证假说一。根据假说一，人民币汇率变动与中国粮食的出口贸易呈反向相关关系，由此建立中国粮食出口额（EXt）与人民币汇率变动（Rt）之间的函数关系，构建以下回归估计方程：
EXt＝α＋βRt＋μt（1）
2.构建计量经济学模型验证假说二。根据假说二，中国粮食出口贸易受人民币汇率变动的影响在不同阶段表现的程度不一样，由于粮食的生产周期为1年甚至更长的时间，粮食进出口合同的签订一般在交付的前1年，所以笔者将上述模型中的人民币汇率滞后2期（Rt-2），分析中国粮食出口额受人民币汇率变动滞后效应的影响程度，建立以下回归估计方程：
EXt＝α＋βRt-2＋μt（2）
3.变量的选择与模型的修正。（1）中国的出口退税政策与消费国的经济发展水平。从政策供给的角度看，中国于1985年开始对出口贸易实行退税优惠，这对中国粮食的出口产生了影响，为了与该政策相吻合，笔者将出口退税率（D）作为自变量考虑在模型之中；从需求的国家层面看，粮食进口国的经济发展水平对中国粮食的出口也会产生重要影响，因此，笔者以美国的国内生产总值为代表（G）将中国粮食消费国的经济发展水平引入模型之中，则（2）式可以变换为：
EXt＝a＋βRt-2＋χD＋δG＋μt （3）
（2）技术性贸易壁垒问题。随着发达国家对粮食技术标准的要求越来越高，中国粮食出口受技术性贸易壁垒的影响也越来越大（张亚斌等，2003）。国内粮食和食品的出口地位在不断下降，1980年中国粮食出口额占出口总额的17.22％，2003年的比例降到了4.89％。这其中有结构变迁的因素，但国外的技术性贸易壁垒对中国粮食出口的负面影响很大（见表1(略)）。
由于技术性贸易壁垒是一个定性变量，因此在模型中有必要引入一个虚拟变量（T）来衡量技术性贸易壁垒对中国粮食出口贸易的影响，则（3）式可变换为：
EXt＝α＋βRt-2＋χD＋δG＋εT＋μt（4）
（3）人民币汇率问题。汇率有名义汇率、名义有效汇率和实际有效汇率之分汇率，名义有效汇率是在名义汇率的基础上扣除对外贸易因素的汇率，而实际有效汇率则是在名义有效汇率的基础上再扣除通货膨胀因素计算出的汇率。为了比较人民币名义汇率与实际有效汇率影响中国粮食出口贸易的不同程度，本研究将模型中滞后2期的名义汇率换为当期的实际有效汇率（RR），并将其他变量（出口退税率D，美国的国内生产总值G，技术性贸易壁垒T）一并引入模型之中，构建人民币实际有效汇率影响中国粮食出口贸易的模型：
EXt＝α＋βRR＋χD＋δG＋εT＋μt （5）
四、样本选取与数据来源
本文选取1992—2009年的人民币汇率（包括当期的实际有效汇率和滞后2期的名义汇率，均以1997年为100）与中国出口退税率（％）、美国的国内生产总值（万亿美元）、技术性贸易壁垒数据，同中国粮食出口贸易额（百万美元）进行回归分析，样本的选取主要考虑到中国从1985年才开始对出口实行退税优惠。技术性贸易壁垒虚拟变量数据的选取以对粮食出口产生了重大影响的年限为界。由于中国出口粮食的主要消费国——美国、日本和欧盟是在1999年显著提高技术标准的，因而模型中虚拟变量值以1999年为界，其中1999年前为0，1999年后（含1999年）为1论文提纲怎么写。尽管影响粮食进出口贸易的因素还有很多，如粮食的质量、营销措施、国内外政府的扶持政策等，但这些变量有的无法量化、有的无法找到合适的替代数据，所以模型未加考虑。
粮食出口贸易额数据来自联合国粮农组织网站；人民币名义汇率数据来自2009年中国统计年鉴；人民币实际有效汇率数据来自金俊峰的研究，并经笔者计算获得；各年份出口退税率数据来自商务部网站，并经笔者计算获得；美国国内生产总值数据来自李鹏伟的研究；技术性贸易壁垒数据来自张亚斌等的研究。
五、实证结果分析
本文运用Eviews3.1通过对中国1992—2009年粮食出口贸易数据进行回归得到了如下两个结果：
表2 滞后2期的的人民币汇率影响中国粮食出口贸易的回归结果
Dependent Vairiable: ExtMethod: Least Squares Sample : 1992---2009
VariableCoefficient t –StatisticProb.
C– 2371.933 –2.62150 0.0211
Rt-2– 10.68927 –2.867564 0.0135
D516.68642.7635.6 0.0161
G1930.6802.895222 0.0125
T– 4314.120 –3.24403 0.0064
R–squared0.834709
Adjusted R–squared0.783851 F –statistic16.41234
Durbin–Watsonstat 1.852694 Prlob(F –statistic)0.000053
从表2(略)回归结果可以看出：每个估计的回归系数，包括常数项，至少通过了显著性水平为5％的t检验，而且对该方程的F检验也非常显著，这表明模型的线性关系较强，调整后的R2也表明该模型具有较好的拟合优度，DW值表明模型无正的一阶序列相关迹象。
从参数的系数可以看出：滞后2期的人民币名义汇率与中国粮食出口显著地反向相关，其比1997年每升值1个百分点就使中国粮食出口额下降1069万美元；出口退税与中国粮食出口严格呈正相关关系，出口退税率每增加1个百分点，就促使中国粮食出口额增加51668万美元；中国粮食消费国的经济发展水平与粮食贸易严格正相关，美国的国内生产总值每上升1万亿美元，中国的粮食出口额就增加193068万美元；技术性贸易壁垒的发生与中国粮食出口成反向相关关系，贸易壁垒一发生就使中国粮食出口下降431412万美元。
表3 人民币实际有效汇率影响中国粮食出口贸易的回归结果
Dependent Variable : ExtMethod :Least Squares Sample : 1992—2009
VariableCoefficient t –StatisticProb.
C8896.5882.617679 0.0213
R– 51.09368 – 3.3013280.0057
D 362.10092.476526 0.0278
G888.19473.301494 0.0057
T– 2660.565 –3.228375 0.0066
R –squared 0.908236
Adjusted R–squared 0.880001F –statistic 32.16682
Durbin–Watson stat1.725286 Prlob(F –statistic)0.000001
从表3(略)回归结果可以看出：每个估计的回归系数，包括常数项，至少通过了显著性水平为5％的t检验，而且对该方程的F检验也非常显著，这表明模型的线性关系较强，调整后的R2也表明该模型具有较好的拟合优度，DW值表明模型无正的一阶序列相关迹象。
从参数的系数可以看出：当期的人民币实际有效汇率比1997年每升值1个百分点，使中国粮食出口额下降5109万美元；出口退税率每增加1个百分点，就能促使中国粮食出口额增加36210万美元；美国的国内生产总值每上升1万亿美元，中国的粮食出口额就增加88819万美元；技术性贸易壁垒一发生，就使中国粮食出口下降266057万美元。
将以上两个模型的结果进行对比可以看出汇率，人民币汇率对中国粮食出口贸易的负面影响程度反映在当期的实际有效汇率的影响上（-5l09万美元）比反映在滞后2期的名义汇率的影响上（-1069万美元）更为明显，出口退税率、消费国的国内生产总值、以及技术性贸易壁垒对粮食出口的影响都非常强烈。
六、结论与政策含义
通过构建计量经济学模型，以人民币汇率和中国粮食出口贸易等数据为基础的研究结果表明，假说一和假说二都成立，即人民币汇率与中国粮食的出口贸易呈反向相关关系、中国粮食出口贸易受人民币汇率变动的影响在不同阶段表现的程度不一样，这也进一步验证了J曲线效应理论的正确性。
就人民币汇率而言，滞后2期的人民币名义汇率对中国粮食出口贸易的影响程度不如当期的人民币实际有效汇率影响大，这表明人民币的实际有效汇率，而非官方名义汇率，才是影响中国粮食出口贸易的重要原因。而人民币官方名义汇率对中国粮食出口贸易的影响存在显著的滞后效应，而实际有效汇率对粮食出口贸易的影响并不明显。从这个意义上看，就促进中国粮食出口贸易而言，官方的名义汇率应该朝着人民币的实际有效汇率方向走，政府应考虑实际的购买力、对外贸易、通货膨胀等因素综合确定人民币的官方名义汇率，而在影响中国粮食的出口贸易方面，人民币名义汇率的滞后效应需加以重点考虑。
从出口退税的情况看，中国自从1985年实行出口退税政策以来，退税率对粮食出口的影响极为强烈，2004年调整部分粮食的出口退税率必将对中国粮食的出口产生较大的影响，调高退税率的粮食将受到刺激而扩大出口；相反，调低退税率的粮食将减少出口。就技术性贸易壁垒而言，中国粮食出口贸易受其影响颇为严重。从这个意义上说，了解粮食进口国的最新技术标准、提高中国粮食的技术水平、以及制订新的技术标准和规则、争取与国际标准接轨显得刻不容缓。
参考文献
[1孔祥智.李圣军人民币升值对农业发展的影响2006(06)
[2]陈文汉人民币升值对农业及农村经济影响与对策分析2006(11)
一、引言
粮食是维持人类生存和发展的基本生活必需品，具有经济和政治双重属性。粮食安全问题是关系到国计民生的重大战略问题。一直以来，党中央、国务院都将保障粮食安全摆在重要战略地位。2014年，国务院《关于依托黄金水道推动长江经济带发展的意见》，发展长江经济带与实施“一带一路”“京津冀协同发展”一起成为国家推动区域发展的三大战略。长江经济带包括上海、江苏、浙江、安徽、江西、湖北、湖南、重庆、四川、云南、贵州11个省（市），面积约205万km2，占国土面积的21%，辐射中国45%的GDP地区，拥有良好的经济条件和农业生产条件。进入21世纪以来，长江经济带粮食播种面积稳定在4200万hm2上下，占全国粮食播种面积的比重维持在38%―40%之间；粮食产量稳定在2亿吨左右，占全国粮食产量的比重维持在37%―45%之间，在中国粮食生产格局中举足轻重，对确保中国粮食安全发挥了重要作用。因此，深入分析长江经济带粮食生产变化特征及驱动因素，提升长江经济带粮食生产能力，对保障中国粮食安全和社会经济快速发展具有重要的现实意义。
围绕粮食产量驱动因素，国内外学者从不同角度、采取不同方法M行了探究。有学者认为，粮食产量受到劳动力、耕地、化肥、农药、农业机械和农膜等要素投入的影响，增加要素投入有利于提高粮食产量①。也有学者认为，农业政策是粮食生产重要的政治环境，政府出台扶持农业发展的政策措施，可充分调动农民的种粮积极性，从而增加粮食产量②。还有学者从粮食受灾率、有效灌溉率、粮食价格等方面探讨了粮食产量驱动因素①。以上研究为本文进一步分析粮食产量变动及驱动因素奠定了良好基础。但已有研究大多以我国整体或某个省市为研究对象，而专门针对长江经济带粮食生产及驱动因素的研究极少。本文将运用变异系数、加权离差系数和GIS空间技术，对长江经济带粮食产量时空变化进行分析，准确把握其变化特征，并在此基础上，采用固定效应模型进一步探究长江经济带粮食产量驱动因素。
二、研究方法与数据来源
（一）研究方法
1.变异系数
这是衡量地区某要素相对差异的指标，变异系数越大，表明该要素在该地区的差异越大，反之，则差异越小。本文运用变异系数测算长江经济带粮食产量波动的总体差异，计算公式如下②：
2.加权离差系数
这是测度地区间某要素差异变化的指标，加权离差系数越大，表明该要素在地区间的差异越大；反之，则差异越小。本文运用加权离差系数测算长江经济带各地区间粮食产量差异水平，计算公式如下③：
（二）数据来源
本文以长江经济带11个省（市）为研究对象，时间从2000年至2014年，研究数据主要来源于《中国农业统计资料》《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》，部分数据来源于相关省（市）统计年鉴，采用的空间数据来源于国家基础地理信息数据中心提供的1∶300万矢量数据。
三、长江经济带粮食产量时空演变分析
（一）长江经济带粮食产量时序演变
如下页图1所示，2000―2014年长江经济带粮食产量大致经历先持续下跌、后波动上涨两个阶段，粮食产量由2.08亿吨上升到2.30亿吨，累计上升0.22亿吨。其中，第一阶段为2000―2003年，受农业结构调整以及粮食收益相对低下等影响，粮食产量持续下降，由2000年的2.08亿吨下降至2003年的1.83亿吨，累计下降0.25亿吨，下降12.02%；第二阶段为2004―2014年，受国家农业税减免政策以及农业补贴政策等影响，粮食产量波动上升，2007年开始持续上升，累计上升0.47亿吨，上升25.68%。同时，2000―2014年间，虽然长江经济带粮食产量整体上升，但对全国粮食产量的贡献率整体却呈现下降趋势，由2000年的45%下降至2014年的38%，累计下降7个百分点。
（二）长江经济带粮食产量波动时序演变
首先，运用变异系数对长江经济带粮食产量波动状况进行定量测算。如图2所示，2000―2014年长江经济带粮食产量变异系数经历先大幅波动、后保持稳定两个阶段。其中，第一阶段为2000―2006年，变异系数总体呈上升趋势，最小为0.52，最大为0.57，表明长江经济带粮食产量差异较大；第二阶段为2007―2014年，变异系数维持在0.56上下波动，表明长江经济带粮食产量差异趋于稳定。
为进一步验证变异系数测算的准确性，继续运用加权离差系数对长江经济带粮食产量波动状况进行定量测算。如图2所示，长江经济带粮食产量波动的加权离差系数变动趋势和变异系数变动趋势基本吻合，且两者趋于收敛。具体来看，2000―2014年长江经济带粮食产量加权离差系数也经历了先大幅波动、后保持稳定两个阶段。其中，第一阶段为2000―2006年，加权离差系数最小值为0.38，最大值为0.42，表明长江经济带粮食产量差异显著；第二阶段为2007―2014年，加权离差系数在0.40上下波动，粮食产量差异趋于稳定。
（三）长江经济带粮食产量空间分异状况
为了进一步探讨长江经济带粮食产量的空间分异情况，本文选择2000年、2005年、2010年和2014年4个年份，利用GIS技术绘制长江经济带粮食产量空间分布图，具体见下页图3。如图3所示，2000年、2005年、2010年和2014年粮食产量基本稳定的地区有：上海维持在1000万吨以下；重庆和贵州维持在1000―1500万吨；江苏和四川维持在3000万吨以上。粮食产量下降的地区为浙江，由1000―1500万吨下降至1000万吨以下。粮食产量上升的地区有：云南由1000―1500万吨上升至1500―2000万吨；江西由1500―2000万吨上升至2000―2500万吨；安徽先由2000―2500万吨上升至2500―3000万吨，再上升至3000万吨以上；湖北由2000―2500万吨上升至2500―3000万吨；湖南由2500―3000万吨上升至3000万吨以上。总体上，长江经济带大部分省（市）粮食产量呈现上升趋势，且粮食主产省上升趋势较为明显。
四、长江经济带粮食产量驱动因素的实证分析
（一）变量选取
粮食生产的驱动因素较多，包括要素投入、经济环境、农业政策及农业生产条件等。本文结合现有研究成果，并考虑数据可获性，选取以下指标作为长江经济带粮食产量的驱动因素：
1.要素投入
本文选取种粮人数、粮食播种面积、化肥施用量三个指标衡量长江经济带要素投入状况。其中，选取种粮人数反映粮食生产的劳动力要素投入状况，一般种粮人数量越多，粮食产量越高。种粮人数用农业从业人数乘以粮食播种面积占农作物播种面e的比重。选取粮食播种面积指标反映粮食生产的耕地要素投入状况，一般粮食播种面积越大，粮食产量越高①。选取化肥施用量反映现代农业的要素投入水平，一般合理施用化肥，将提高粮食产量②，并假设种粮人数、粮食播种面积和化肥施用量对粮食产量具有正向影响。
2.粮食单产
本文选取粮食单产衡量某地区的粮食生产能力。一般粮食单产越高，粮食产量越高①，并假设粮食单产对粮食产量具有正向影响。
3.地区经济发展水平
本文选取人均GDP衡量某地区的经济发展水平②。人均GDP对粮食产量影响可能存在两方面：一方面，人均GDP越高，农民就业选择越多，可能会选择非农产业就业，导致粮食产量降低；另一方面，人均GDP越高，农民可能增加资金和技术投入到粮食生产中，导致粮食产量提高。故人均GDP对粮食产量的影响有待于验证。
4.农业生产条件
粮食生产是自然再生产和经济社会再生产有机结合的过程，粮食生产在较大程度上受自然条件的影响。本文选取粮食受灾面积反映粮食生产受自然条件的影响。粮食受灾面积用粮食播种面积乘以农作物受灾面积占农作物播种面积的比重表示，并假设粮食受灾面积越大，粮食产量越低。本文还选取农村固定资产投资变量，并假设农村固定资产投资对粮食产量具有正向影响。农村固定资产投资是促进农业经济增长、提高农民收入的重要物质基础，增加农村固定资产投资对粮食生产具有促进作用。
5.农业政策
农业政策是粮食生产的另一个重要宏观环境。本文选取农村固产资产投资和农业税减免政策作为农业政策指标③，并假设农业税减免政策对粮食产量具有正向影响。农业税减免政策用虚拟变量表示，没有取消农业税减免政策的时期用“0”表示，实行农业税明显下调或完全减免的时期用“1”表示，并假设取消农业税对粮食产量具有正向影响。
6.预期收益水平
粮食价格高低直接影响农户粮食生产行为，从而影响粮食产量④。本文选取滞后一期粮食价格指数作为衡量粮食生产的预期收益水平，有效避免粮食价格指数与粮食产量反向因果的影响，并假设滞后一期粮食价格指数对粮食产量具有正向影响。
（二）模型建立
为了更加准确地分析粮食产量驱动因素，同时避免数据波动和量纲不统一问题，本文对部分变量数据进行对数化处理。构建要素投入、经济发展水平、农业生产条件及农业政策等因素对长江经济带粮食产量驱动的计量分析模型：
lnYit=β0+β1lnlabit+β2lngsait+β3lnfuit+β4lnpgyit+β5lnpgdpit+β6lngdait+β7lnfirit+β8rtit+β9gpi（t-1）+εit
式中，Yit表示长江经济带i地区第t期粮食产量，β0为常数项，β1，β2……β9为待估参数，lab表示种粮人数，gsa表示粮食播种面积，fu表示化肥施用量，pgy表示粮食单产，pgdp表示人均GDP，gda表示粮食受灾面积，fir表示农村固定资产投资，gpt-1表示滞后一期粮食价格指数，rt表示是否实行农业税减免政策，ε表示随机误差项。
（三）实证结果与分析
本文使用Stata13.0软件，采用固定效应模型进行估计，估计结果如下页表2所示。从模型估计结果来看，模型拟合度为0.98以上，F统计量显著，表明模型总体回归效果较好。其中，粮食播种面积、粮食单产、人均GDP、农村固定资产投资和农业税减免政策对粮食产量的影响均在1%的统计水平上显著，化肥施用量对粮食产量的影响在10%的统计水平上显著。具体分析如下：
要素投入的估计结果显示，粮食播种面积和化肥施用量对长江经济带粮食产量具有显著正向影响，与原假设相符。粮食播种面积的产出弹性为1.021，这表明在其他条件不变情况下，粮食播种面积每增加1%，粮食产量提高1.021%；化肥施用量的产出弹性为0.021，表明在其他条件不变情况下，化肥施用量每增加1%，粮食产量提高0.021%。种粮人数对长江经济带粮食产量具有负向影响，与原假设不符，并不是影响长江经济带粮食产量的显著性变量。可能的原因是近年来科学技术水平的提高、良种技术的推广和农业机械化水平的提高，大大提高了粮食产量，虽然种粮人数有所降低，但整体粮食产量仍然上升。
粮食单产的估计结果显示，粮食单产对长江经济带粮食产量具有显著正向影响，与原假设相符。粮食单产的产出弹性为0.215，表明在其他条件不变情况下，粮食单产每增加1%，粮食产量增加0.215%。
经济发展水平的估计结果显示，人均GDP对长江经济带粮食产量具有显著负向影响，经济发展水平越高的地区，粮食产量越低。人均GDP的产出弹性为-0.026，表明在其他条件不变情况下，人均GDP每增加1%，粮食产量下降0.026%。
农业生产条件的估计结果显示，粮食受灾面积对长江经济带粮食产量具有负向影响，与原假设相符，但并不是影响长江经济带粮食产量的显著性变量。农村固定资产投资对长江经济带粮食产量具有显著正向影响，与原假设相符。其中农村固定资产投资的产出弹性为0.007，表明在其他条件不变情况下，农村固定资产投资每增加1%，粮食产量增加0.007%。
农业政策的估计结果显示，农业税减免政策对长江经济带粮食产量具有显著正向影响，与原假设相符。农业税减免政策的估计系数为0.014，表明在其他条件不变情况下，实施农业税减免政策使粮食产量提高0.014%。
预期收益水平的估计结果显示，滞后一期粮食价格指数对长江经济带粮食产量具有正向影响，与原假设相符，但并不是影响长江经济带粮食产量的显著性变量。
五、结论与启示
（一）结论
本文利用描述性统计分析方法和GIS软件对长江经济带11省（市）粮食产量时空演变进行分析，在此基础上，采用固定效用模型对长江经济带粮食产量驱动因素进行实证分析，得出以下结论：
其一，2000―2014年长江经济带粮食总产量先持续下跌、后波动上涨，累计上涨0.22亿吨，但长江经济带粮食产量占全国粮食产量的比重呈现下降趋势。
其二，2000―2014年长江经济带粮食总产量波动年际间存在较大差异，但总体趋于稳定。
其三，2000―2014年长江经济带11个省（市）粮食产量省（市）际差异较大，但大部分分省Z食产量呈呈上升趋势，且粮食主产省粮食上升趋势明显。
其四，2000―2014年显著影响长江经济带粮食产量的因素有粮食播种面积、化肥施用量、粮食单产、人均GDP、农业固定资产投资、农业税减免政策等。
（二）启示
根据以上对长江经济带粮食产量时空演变及驱动因素的深入分析，本文得出以下启示：
一是在当前退耕还林、退田还湖、还草等背景下，通过荒地开垦、土地开发、土地改良、土地整改等途径，尽可能稳定和扩大长江经济带粮食播种面积。同时，加快农村土地流转，实现粮食生产的规模化经营。
二是在农业部印发《到2020年化肥使用量零增长行动方案》的背景下，长江经济带粮食生产应该通过减少施用次数、施用剂量，减去不合理施肥造成的多用部分化肥，并防止流失，提高效率。
举措急则天下乱，举措慢则天下难
在开辟中国历史新纪元的改革开放新时代，济南市粮食流通产业的改革和发展谱写了浓墨重彩的新篇，探索和创造出“济南模式”。解读这个模式，可简要表述为：“以民为本，以安为先；面向市场，整合资源；转换机制，强化监管；联合制胜，有效发展。”如果加以阐述，“济南模式”的基本内涵就是：在以人为本、统筹协调科学发展观的统领下，以保障国家粮食安全为优先目标，以创业创新为动力，以联合制胜谋发展，以全面转换机制为中心，以加强监管为保证，建立健全保安全、保民生的粮食现代流通产业的完整体系。
在突然降临的世界粮食危机和金融危机的袭击下，我国粮食安全经受住了迄今最严峻的考验，呈现一片“平安绿洲”。然而，面对空前的经济海啸国人绝不可掉以轻心，盲目乐观；也不可自扫门前雪，做岸上观。我们需要做“指向经济制度、经济秩序，乃至经济思想”等深层面的反思，从中吸取深刻的教训，谋求治标治本的必要举措和共同生路。举措急则天下乱，举措慢则天下难。唯一可行之路径就是科学治理、科学发展。那么，我们从世界粮食危机和金融危机中应该吸取些甚么经验教训呢?以及从中长期和更深层次上观察思考，我国应该如何持续保障粮食安全呢?深入思考和研究这些重大问题，有助于我们共克时艰。
有为才能有位
进入新世纪以来，济南市粮食系统继续坚持解放思想，事实求是的思想路线，大胆探索，锐意创新，以多种形式对国有粮食企业进行改革、改制和改造，“退中求进”，“破中求新”，“衰中求兴”，并取得根本突破。适应济南市经济社会发展的趋势和粮食购销市场化的需要，以及为了有效应对可能发生的各种自然灾害和突发事件，济南市粮食系统以保障粮食安全、保障民生和促进粮食流通产业发展为目标，勇于“三创”。
一是，勇于脱胎换骨改造国企，创新粮食微观主体。济南市粮食部门“不认为改变所有制就是改革的一切”，更从这一理念出发，不是把所有粮食企业资产卖光变成私人企业，而是采取股份制企业的形式。其实质是通过彻底改革体制、全面转换机制、面向市场、综合主动，把过去旧体制、旧机制下企业丢失的效率和效益再重新寻找回来。
二是，勇于摒弃传统粮食零售体制和机制，创新主食品快餐连锁经营网络。济南市粮食部门既决心彻底改造传统的粮食零售体系，但又不是把老粮店卖光让职工下岗，而是引进农村“联产承包、双层经营”的改革路径，再造出一个崭新的粮食主食品供应网路：工厂化、集中化制作；综合化、分散化经营；统一化、标准化配送；优质化、人性化服务。
三是，勇于转变粮食发展方式，创新粮食产业化经营途径。济南市粮食部门从系统工程论出发，把居于中游的粮食加工企业的“产业链”向上游和下游延伸，形成“产供销”有机连接为一体的产业化经营。这既是经营方式的转变，又是资源配置方式的革新。济南市粮食企业在这种转变和革新中，既为“三农”服务开辟了广阔途径，又为自身持续发展注入了内生的不竭力量。
济南市粮食部门的“三创”，是他们全面落实科学发展观的丰硕成果。通过创新、创业，济南市粮食流通系统建立健全了确保全市粮食安全的体系，并初见成效：建立健全了粮食购销储备体系，确保粮食安全；建立健全了粮油供应体系，充分满足民生多元化需求；建立健全了粮食加工体系，推进粮食产业化经营；建立健全了粮食质量检测体系，确保粮油质量安全；建立健全了粮食行政执法体系，规范社会粮食流通秩序；建立健全了粮食市场体系，确保粮食高效有序流通；建立健全了社会粮食统计体系，为科学决策提供依据。
有为才能有位。济南市粮食局肩负着管理粮食收购、粮食储备、粮食宏观调控、粮油市场监管、粮食经营资格审核、粮油质量检测、社会粮食统计、粮食产业发展、粮食行业管理等多项重要行政职能。全局机关行政人员正式编制42人。下辖若干企业、事业单位：4个国家粮食储备库；“济南金德利”集团快餐连锁有限责任公司及所属5个子公司；“济南民天集团”有限责任公司及所属10家附营企业。此外，在业务上还领导和指导郊区6个县(市、区)粮食局的工作。全市粮食系统从业人员7300余人，资产总额22.51亿元。
事实最具说服力
济南市粮食流通产业“挫中求进”，“创中求新”，“置之死地而重振”，今昔对比，真的是沧桑巨变，绩效突出，在保障粮食安全、改善城乡民生、建设和谐社会、发展粮食流通等方面都有不凡的建树。概括起来，有以下几点：其一，把粮食安全置于更加稳定、可靠和有保证的基础上；其二，把粮食购销市场化提到更高、更成熟的水平上；其三，把为民服务扩展、提升到生产与生活的新的广度和高度；其四，把各类粮食企业推进到现代企业制度的发展轨道；其五，把粮食统计和管理置于现代信息化的基础上。通过股份制形式推进粮食企业联合制胜，把粮食流通产业推进到一个新水平：粮食机构更精干、职工素质更高了；国有粮食企业市场主渠道更强了；对城乡居民供应和服务质量改善了；粮食宏观调控更规范和更有效力了；粮食安全和城乡民生更加有保障了。
事实最具说服力。大量的数据有力体现出“济南模式”之效果。
首先，看国有粮食企业改革的绩效。在2005年以前，粮食购销企业数量为67个，其中市级企业24个，县级企业43个；国有粮食企业职工为8882人(签订劳动合同的)，其中市级企业职工为2930人，县级企业职工为5952人。到2009年5月，现有粮食购销企业47个，其中市级企业20个，县级企业27个： 现有国有企业职工为3779人，其中：市级企业职工3180人，县级企业职工599人。目前，全系统从业人员7300余人。老职工都得到安置，同时吸纳了一批新职工。
其次，看粮食企业经营网点、营业面积和储备能力。在1992年以前，粮食零售网点为80个，总营业面积为24000平方米，到2009年5月，粮食零售网点增加到310个，总营业面积为48200平方米。同期，济南市国有粮食加工业总产值由1.9亿元猛增到4.75亿元。
再次，看国家粮食储备设施和储备能力的变化。在1991年以前，济南市国家粮食储备库的总仓容为43.62万吨，到2009年5月，粮食总仓容猛增到86.50万吨。更重要的是，粮食储备条件大大改善。粮食储备达到先进水平，储存损耗率严格保持在国家标准以下：储存起在半年以内，粮食损耗不超过0.1％：存粮1年以内不超过0.15％：存粮1年以上不超过0.2％。
最后，看粮食流通产业带来的巨大社会效益。近年来，“济南民天”公司在粮食产区发展优质专用粮订单面积100万亩，为农民增收1.28亿元。“济南金德利”快餐连锁公司增加新就业岗位2000余个，为50家企业、单位、学校代办食堂、送餐；发展农副产品基地两个，每年为农民增收2000余万元。
保民生、保安全是粮食流通优先战略目标
上世纪末的亚洲金融风暴对中国粮食改革是一次严峻考验。这一次世界粮食危机和金融危机的狂飙是对中国粮食改革的更严峻的考验。迄今的情况表明，我国的粮改经受住了这次严重考验。这其中有许多值得深入总结的经验。仅就从济南市粮食流通产业改革和发展的探索和实践、业绩和绩效，以及进一步改革和发展等问题进行思考，至少可以得到以下几点经验和启迪：
一是保民生、保安全是粮食流通产业的优先战略目标。实现这一目标，要把立足当前与着眼长远结合起来，避免在粮食“五连增”，和储备充裕条件下放松粮食安全，放松粮食生产(如最近出现“增产粮食得不偿失”的论调)，防止和避免放松粮食生产和粮食安全的倾向。
二是兴创业、兴新业是粮食流通产业发展的强大动力。以创业促就业，把结构调整与产业提升结合起来，防止和避免出现放松粮食增长方式的转变、造成低水平重复扩张和无效发展的唯GDP倾向。
三是强市场、强监管是粮食流通产业走向成功的关键。进一步健全完善粮食市场特别是实体粮食市场体系；同时，加强监管，把加强粮食宏观调控与发挥市场机制作用结合起来，防止和避免忽视发挥国有粮食企业市场主渠道作用与歧视粮食多渠道作用的思想。
四是重诚信、重服务是粮食流通产业不竭活力的源泉。以高尚价值理念为核心内容的先进文化，是推动企业发展的软实力，要把粮食企业发展与企业文化建设结合起来，避免只注重企业物质文明(经济建设)、忽视精神文明(文化建设和价值取向等)建设的倾向。
还有一点更重要，更具有本质性，即必须创立具有自己特点的粮食市场经济模式。30年风风雨雨，我国粮食流通改革沿着市场化的取向步步推进，取得了稳健突破。我国基本上探索出了一个具有本国特点的粮食市场经济的改革发展模式。我国市场经济制度的成长和发展，力图把社会主义制度的基本理念、基本制度同市场经济的一般规则结合、兼容起来。基于这一原则，我国要创立的粮食市场经济模式肯定不同于其他国家，必须至少具有以下特点：
第一，必须坚持市场经济取向。但是不应该、也不可能放弃国家对主要粮食品种的调控；不应该、也不可能放弃政府对主要粮食品种的监管，必须把宏观调控与市场机制结合起来。
中图分类号：F321.1文献标志码：A文章编号：1673-291X（2011）19-0043-03
一、博弈论及其在耕地保护中的应用
博弈论（Game Theory）又译为对策论，博弈论研究的是人与人之间利益相互制约下策略选择时的理及相应结局[1]。博弈论是在1937年由美国数学家约翰•冯•纽受（John von Neumann）提出，运用旨在解释各种博弈的分析方法来解释政治与对手行为。所有的博弈有三点是共同的：局中人、策略与支付（或译为效用）。在博弈中每个参与者的目的是使利润最大化，博弈规则由法律框架决定，策略是每个参与者所有可能的行为，支付是参与者的利润或损失。
博弈论在耕地保护中有着重要应用，政府与农户都是博弈的局中人，为了便于分析，我们将首先讨论直接决策者――农户之间的策略博弈，且讨论是农户之间的完全信息动态博弈。完全信息动态博弈是指局中人对自己与其他的局中人的所有的与博弈有关的事前信息（策略空间、支付函数等）有充分的了解的有决策先后次序的博弈。
为了便于分析，农户可以简化为两个即为甲和乙，在初始阶段t0，耕地的机会成本大于耕地收益。对于甲和乙两个参与者，每个参与者都有两种战略：保护耕地或将耕地转化为其他用途。由于有两个参与者，每人都有两种战略，所以就有四种可能的结果：（1）都选择保护耕地；（2）都选择将耕地转化为其他用途；（3）甲选择保护耕地，乙选择将耕地转化为其他用途；（4）甲选择将耕地转化为其他用途，乙选择保护耕地。每个参与者都可以知道在这四种情况中的每一种情况下自己的结局。可以将每个参与者四种可能的结局列成博弈的结局矩阵（PayoffMatrix）。参与者的处境是带有纳什均衡（Nash Equilibrium）特性的博弈，也即优势战略均衡 [2]。
参与者都知道，无论对方怎样做，自己最好的选择是将耕地转化为其他用途，将保护希望寄托在对方身上，这样就实现两人的非零和博弈。但是，两人分别从自己的利益出发决策时的结果是耕地的大量侵占。
二、农户博弈行为的后果分析
粮食的生产周期较长，我们作如下假设：（1）从开始生产到生产出产品需要一定时间，而且在这段时间内生产规模无法改变；（2）本期的产量决定本期的价格；（3）本期价格决定下期产量。在分析时我们还假定土地是均质的，即单位面积耕地产出一定为u。在初始时期t0，甲和乙分别拥有面积为L1和L2的土地资源，耕地面积分别为C1和C2，此时粮食的价格为P0，供需均衡点的粮食童是A。对于任何一个决策者而言，效用最大化要求当单位面积边际收益（ML）大于单位面积耕地收益时，将耕地转化为其他用途，随耕地逐渐转化，边际收益递减，当单位面积耕地的边际收益高于单位面积非耕地收益时，达到均衡状态。
（一）农户单次博弈
每个参与者都会认识到，由于耕地面积减少，粮食供给量也随之减少，从而引起粮食价格上升，在时间为t时，效用最大化的实现可用下式表达：
Ut（max）=ptctu+f（L）dL
其中，Pt和Ct是时间为t时粮食的价格和耕地面积；Ml =
f（L）；Lt是时间为t时的非耕地的面积；Lt+Ct=Tl，Tl是土地总面积。
参与者的优势战略是在时间为t时将耕地面积减少至Ml等于单位面积耕地的收益，但每一个参与者只能预计出自己的供给发生变动时粮食价格的相应变化。甲考虑到采取优势战略后，耕地面积由C1减少到C3，粮食供给由A0减少到A2，对应的粮食价格上升至PT1，Al=A0-（C1-C3）u；同理，乙考虑到采取优势战略后，耕地面积由C2减少到C4，粮食供给由A0减少到A2，对应的粮食价格上升至Pt2，A2=A0-（C2-C4）u，我们则看到由于双方都减少了耕地面积，粮食供给实际上由A0减少到A3，粮食价格上升至Pt3，A3=A0-（C1+C2-C3-C4）u，此时单位面积非耕地的边际效益小于单位面积耕地的收益，双方都受到了不同程度的经济损失。
（二）农户多次博弈及其后果
在前面的分析中，粮食供给的减少导致粮食价格上升，同样出于利润最大化的考虑，在下轮博弈中，甲考虑采取优势战略，增加耕地面积至C5，粮食供给由A3增加到A4，粮食价格下降至Pt4，A4=A3+（C5- C3）u；同理乙的优势战略中耕地面积增加至C6，粮食供给由A3增中到A5，粮食价格下降至Pt5，A5=A3+（C6-C4）u，这样实际上双方都增加了耕地面积，粮食供给由A3增加到A6，粮食价格下降到Pt4，此时单位面积非耕地的边际效益大于单位面积耕地的收益，双方仍然受到了不同程度的经济损失。
当这种博弈行为多次进行时，我们会观察到周期性的波动，当粮食价格上升时，耕地增加，耕地增加使下期粮食价格下降，粮食价格下降导致耕地减少，耕地的减少使粮食价格上升，开始新一轮循环。当决策者的数量逐渐增多时，耕地面积和粮食生产状况更将趋向无序，周期性的波动更为明显。这就是在自由市场中农户在没有政府参与时对于粮食生产的博弈。经过多次博弈形成了粮食生产的发散蛛网型结构 [3~6]。
三、农户与政府在粮食生产的博弈
上述的农户之间在粮食生产的博弈只适用完全的自由市场，没有考虑政府这个局中人，而在现实的市场上政府这个局中人在粮食生产起到非常重要的作用，从而对耕地保护产生重要的影响。由于中国特殊的国情，农民没有完整的土地所有权，土地所有权属于集体经济组织所有，而集体经济组织主体不明确，政府对集体经济组织的影响特别大，政府的政策对粮食生产的影响特别大。下面我们来讨论中国的农户与政府在粮食生产的博弈，而且我们讨论的这些博弈都是完全信息动态博弈。
政府在农户多次博弈的粮食生产的发散蛛网型结构的结果中发现，粮价的不稳定导致社会不稳定，大量耕地非农化，造成耕地资源大量流失，危及国家粮食安全，不适应国家的可持续发展，同时大量耕地非农化也造成了经济系统的非效率的生产。国家出于经济有效率生产和稳定社会的角度出发，针对农户将耕地在耕地与非耕地之间频繁转化的策略，制定耕地的中部分不能转化的策略，如果转化这部分耕地将受到法律制裁。这部分耕地足以满足国家粮食安全，也即是基本农田，基本农田必须种植农作物。农户在国家强势的策略下，除去种植满足自己需要的粮食外，在粮食生产有利润时就大量生产，在粮食生产没有利润时，就进行休耕和撂荒。由于近几年农资生产成本和劳动力成本的日益升高，农产品收益日益降低，一度陷于亏损的泥潭，一部分的农户将基本农田撂荒，一部分的农户甚至直接非农化，他们的基本农田成为废弃土地，集体经济组织主体缺乏也无法使农户交出撂荒的基本农田，这样仍造成了粮食生产的发散蛛网型结构。
政府在农户再次博弈的粮食生产的发散蛛网型结构的结果中发现，仅靠基本农田的保护策略不能起到多大作用，必须把大量的农村城市化的居民手中的耕地收回到集体经济组织重新分配，大量的撂荒耕地进行农户之间的流转，最重要的是解决农产品收益亏损的问题。国家在下轮博弈中打出三个方面的策略。第一，继续完善基本农田的用途管制机制。第二，集体经济组织重新分配耕地，允许耕地进行农业用途的流转。第三，减免全部农业税费，按耕地面积多少象征性补贴。农户在这轮博弈中发现减免全部农业税费，按耕地面积多少象征性补贴仍不足满足农户追求社会平均利润的需要，一部分农户采取继续非农化策略，一部分农户采取流转自己耕地的策略，另一部分农户采取扩大种植规模，集约化生产的策略，但是粮食生产的成本与收益仍有巨大的亏损，粮食生产仍在较小规模上呈现发散蛛网型结构。2006―2010年粮食市场的产量就是明显的例证。
四、政府在对粮食生产进行补贴的三种方案
分析政府与农户在粮食生产上的多次博弈中，农户追求的耕地最大效用化与政府追求经济系统的最大有效率化生产和粮食安全的目标相悖，如何才能把非合作博弈转化为合作博弈呢？分析政府与农户博弈的核心在于粮食生产的利润与其他耕地和非耕地相比有巨大的亏损，农户不会为经济系统的最大有效率化生产和粮食安全买单。研究政府的策略，政府也不愿为经济系统的最大有效率化生产和粮食安全负主导作用，考虑到政府的公共服务的职能，政府应该是最主要的买单者。
政府作为稳定粮食生产的主要的买单者，应该补贴农户在粮食生产中与其他耕地和非耕地的亏损。政府如何补贴农户在粮食生产中与其他耕地和非耕地的亏损，我们认为有三种方案。
第一种补贴方案：政府补贴的金额必须保证粮食生产不亏损，计算公式为：P-C+A=0
公式中P、C和A分别为某种粮食农产品在单位面积上的总产值、总成本和总补贴。
第二种补贴方案：政府补贴的金额必须保证农户在粮食生产中与其他耕地平均收益一致，计算公式为：P-C+A=PA
公式中P、C和A分别为某种粮食农产品在单位面积上的总产值、总成本和总补贴，PA表示其他耕地单位面积的平均收益。
第三种补贴方案：政府补贴的金额必须保证农户在粮食生产中收益与社会平均收益率一致，计算公式为：=RA
公式中P、C和A分别为某种粮食农产品在单位面积上的总产值、总成本和总补贴，RA表示社会平均收益率，在统计上一般取当年的一年期的存款利率。
如果按第一种方案进行补贴，仅能保证农户在粮食生产时做到不赚不赔，农户在追求效用最大化的作用下，粮食生产积极性仍不会高，粮食生产仍呈现较小规模上呈现发散蛛网型特征，耕地撂荒仍有大面积发生。如果按第二种方案进行补贴，农户在粮食生产中可以获得与其他耕地平均收益一致的利润，加上粮食生产市场风险比其他农作物生产风险小，可以刺激农户发展粮食生产，仍有部分农户追求比农业生产更高的收益率，转移出农村，这部分留下的耕地可以通过集体经济组织的重新分配与流转而参与进粮食生产。这时粮食生产将随市场农产品的波动而波动，市场作用正常发挥，能保证经济系统的有效率化生产和社会的粮食安全。如果按第三种方案进行补贴，大多数农户考虑粮食生产市场风险比其他行业生产风险小，大量发展发展粮食生产，同时其他行业人员同样出于风险考虑，会大量流入粮食生产中，导致其他行业产值降低，社会平均收益率降低，进而导致社会无效率生产。按第三种方案进行补贴，成本极高，也不适用产业转移规律。
比较三种方案，第一方案到第三方案成本依次升高；在适用上第一方案与第二方案比较适用，第三方案不可能适用实际情况；在比较使用结果方面，第二方案最好，能达到经济系统的效率化生产和粮食安全，起到耕地保护的目的。
五、耕地保护成本的案例分析
重庆市黔江区位于重庆市的东南边缘，地处武陵山腹地。根据黔江区的粮食生产的农经资料[7]，我们可以计算出政府要达到经济系统的效率化生产和粮食安全的耕地保护的成本。由于在现阶段，政府的补贴水平较低，我们采用第一方案来计算耕地保护的成本，进行相关评价。由于农业补贴在2005年才开始出现，我们采取2005年的粮食生产的农经资料来计算耕地保护的成本（见表1），便可以发现耕地保护的成本并不低。
六、结论
在没有政府参与下的农户与农户的完全信息动态博弈的基础上，农户为了追求利润最大化，都选择将耕地转化为其他用途，导致耕地的大量侵占。这种博弈行为会随着粮食价格的波动而出现耕地数量的正相关变化，从而导致耕地面积和粮食生产状况周期性的波动更为明显，在经过多次博弈后形成了粮食生产的发散蛛网型结构。
政府与农户博弈的核心是在于粮食生产的利润与其他耕地和非耕地相比有巨大的亏损，为了避免耕地面积和粮食生产无序化，解决粮食生产的发散蛛网型结构，政府承担起耕地保护的最主要的实施主体。政府在对粮食生产进行的补贴有三种方案：粮食生产的收入必须保证与粮食生产成本一致；在粮食生产中耕地与其他耕地平均收益一致；在粮食生产中收益与社会平均收益率一致。在这三种方案中，其中第二方案能达到经济系统的效率化生产和粮食安全，起到耕地保护的目的。
参考文献：
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〔中图分类号〕A22〔文献标识码〕A〔文章编号〕1008-9187-（2012）03-0053-05
从邓小平提出“列宁的思路比较好” 〔1〕以来，学术界对列宁晚年的社会主义建设思路产生了浓厚兴趣。在实施新经济政策以来，列宁发表了许多重要文章，从经济发展的角度看，《论粮食税》和《论合作社》是对后世影响最大的两篇文章。学术界对这两篇文章分别作了研究，有人认为《论粮食税》提出的向社会主义间接过渡的思想，体现出列宁“渐进发展”的思路，也有人提出《论合作社》才体现出列宁发展经济的新思路。笔者认为列宁晚年发展经济的基本思路集中体现在这两篇文章之中，如果不将这两篇文章结合起来进行研究，就很难把握列宁思想发展的脉络，厘清列宁发展经济的基本思路。为此，本文力图将这两篇文章结合起来，探寻列宁发展经济的基本思路。
一、《论粮食税》的新思路
二 、大体来看，根据分析的角度不同，可以把关于研究粮食直补的文献分为三个方面
（一） 粮食直补对生产方面的影响
陶建平，陈新建（2008）通过对湖北309户水稻种植户的入户调查，运用Probit模型分析粮食补贴政策是否影响水稻种植农户参与非农劳动的情况。研究结果显示：接受粮食补贴的水稻种植农户中参与非农劳动的显著增加受多方面因素影响，无论按计税面积计算的粮食补贴还是按种植面积计算的粮食补贴，都将影响农民参与非农劳动。
黄季j 王晓兵 智华勇 黄珠容（2011） 等通过利用 6 省份大样本随机抽样调查所获得的1000 多户农户数据，详细分析了粮食直补和农资综合补贴的相关问题。根据调查结果发现，几乎所有的农户都得到了补贴，对农民收入提高发挥了一定作用； 补贴并没有扭曲市场，对粮食生产和农资投入没有产生影响。建议国家把农业各种补贴合并为农民的收入支持，同时加大提高粮食生产力的投入。
赵昕（2013）认为造成我国农民种粮收入低的原因，有粮食直补政策方面的，市场价格方面的，农村体制方面的，行业收入方面的，目前要增加农民种粮收入应从这些方面入手。
刘旗、刘培培（2013）认为粮食直接补贴的增产效应表现在两个方面： 一是扩大粮食种植面积； 二是增加生产性投入，提高单位面积产量。通过对河南省 2004 年 ～2009 年粮食生产面板数据的分析，认为直接补贴对粮食主产区提高粮食产量的作用大于非主产区； 对扩大种植面积而言，直接补贴效应系数低于价格效应系数； 粮食增产依靠种植面积增加的空间越来越小； 直接补贴政策与价格政策配合使用，才能促使农民增加粮食生产性投入。
袁宁（2013）利用在13个粮食主产区4958个农户的调查资料，对农户的种粮积极性、粮食补贴政策的实施情况进行了实证分析，发现各地农户种粮积极性存在一定的差异；通过建立Logit模型分析了粮食补贴政策对农户种粮积极性强弱的影响，发现粮食补贴政策对种粮积极性有显著的积极作用。
、谭向勇（2006）利用2005年5月对安徽省5个县抽样调查获取的农户数据，通过测算4种粮食种植制度下，农民种粮每亩净收益指标及其对粮食价格、农业生产资料价格以及直接补贴等因素的敏感度系数指标，分析和评价了直接补贴政策对农民种粮净收益的影响。结论是：直接补贴政策对提高农民种粮净收益有一定的作用，但是，由于目前补贴水平较低，所以作用不是很大。直补政策在精神的作用远远超过了经济利益上的刺激作用。
陈俊杰（2010）认为中国粮食主产区直补政策的理论基础与现实依据是多维的，对其效率评估也不能一概而论。中国粮食主产区的粮食直补政策，在技术效率、规模效率与综合效率等方面存在不同程度的差别，粮食直补政策Malmquist生产率偏低应主要归咎于技术无效率，提高粮食直补生产率应主要依赖于技术进步。为此，应在财政能力可及的范围内提高直补标准，扩大直补规模；加强粮食直补信息化建设，简化补贴资金发放程序；充分发挥规模经济优势，不断扩大农业生产规模；推动农业生产技术创新，提高粮食直补资金利用效率；因地制宜优化粮食直补制度，甄别制度优化重点。
马彦丽、杨云（2005）基于河北案例对我国2004年推行的粮食直接补贴政策对农户种粮意愿、农民收入和生产投入的影响进行研究。结果表明，粮食直补政策对农户的种粮面积扩大、农民收入的增加均影响较小；对农户每亩粮食生产的投入量没有影响，农户投入的增加主要是由于农资价格的提高。要想实现粮食补贴政策的预期目标，必须进一步科学界定补贴方式和补贴标准，有效甄别补贴对象。同时，粮食直补不能代替价格支持，不能高估直补政策的有效性。
（二）、效益方面
叶乐安、吴永兴、茅国芳（2008）结合上海郊区农业生产的背景条件，以粮食直补后的2004～2006年3个年度总计1887个水稻（均为单季稻）监测点为研究对象，从水稻生产的投入、产出及两者的关联来分析投入产出特征，同时进行不同规模和不同投入水平下水稻的经济效益比较。得出结论，一味地增加投入并不能明显提高水稻单产，反而会导致单位面积收益下降。这在一定程度上说明粮食直补政策对稻农收入的影响在逐渐减弱。
刘辉、 李兰英（2008）认为与传统的价格补贴相比，农业直接补贴具有补贴效率高、对市场价格和贸易扭曲影响程度小等优点，是我国农业补贴方式改革的重大突破。但由于实施时间较短、经验不足等原因，我国目前的农业直接补贴在补贴方式、补贴范围和对象、补贴资金来源、补贴力度等方面均存在诸多缺陷，必须在确保粮食安全的原则下，进行全面改进，为城乡社会和谐发展打下坚实的基础。
韩喜平、A荔（2007）认为粮食生产具有特殊性和弱质性，对农业生产实行保护是世界各国普遍选择，为了保证粮食安全的同时有效增加农民收入，从2002年起开始试点，政府改收购保护价为粮食直接补贴，无论是利用理论模型还是看实际运行，此项政策都收到了预期效果，并仍有潜在收益，应该进一步坚持。当然，这项政策潜能充分发挥需要从改进补贴方式，增加农业基础设施投入等多方面加以配套完善。、
高玉强 贺伊琦（2010）从理论上梳理了粮食直补的传导机制，运用省级面板数据模型从整体上检验了粮食直补传导机制的有效性，并利用DEA方法和Malmquist生产率指数对2004～2008年粮食主产区的粮食直补效率进行实证分析。研究发现，主产区粮食直补效率不高的主要原因是技术无效率；粮食直补的Malmquist生产率年均增长3.6%，这主要源于技术进步及规模效率的提高而不是纯技术效率的改进。
盛逖（2013）认为使用DEA模型分析了现阶段我国分省农资综合直补和粮食直补的政策绩效。总体来说，现阶段我国粮食补贴政策的综合技术效率进步明显，但与规模效率和纯技术效率相同，各省之间存在较大差距，亟需有针对性的改进和完善。提高我国粮食补贴绩效应从加快粮食直补政策由"普惠型"向"生产激励型"转变、尽快实行农资综合补贴金额与农业生产资料价格指数波动相挂钩、合理稳定农业生产资料价格、继续完善良种补贴、最低收购价和农作物保险制度等。
（三）、 政策完善方面
杨建学 、杨斌（2008）通过分析公平价格，得出 "公平价格"的粮食直接补贴是以国家粮食安全为目标，以粮食直接补贴、价格支持、配额生产为保障的多种配套措施相结合的国家干预措施，逐步实现粮食以合理的价格进行交易的粮食直补制度。借鉴国外相对完善的补贴制度，可以建立以维护国家粮食安全为目标，以粮食直接补贴、价格支持、配额生产、执行监督为保障的多种配套措施相结合的国家粮食价格干预措施，全面保障国家粮食的安全。
李亮（2009）认为由于定位不准且制度设计有缺陷，我国现行粮食直补制度对农民增收贡献甚微，也不足以促进粮食增产，难以实现其既定目标。在取消该制度不可行，完善该制度亦将面临目标落空危险的前提下，必须对该制度从目标、资金来源和补贴依据等方面予以转型，最终建立我国法制化的粮农收入直补制度。
杨建利、岳振华（2011）认为基于对美国、欧盟和加拿大等发达国家粮食补贴标准及确定机理的分析，发现美国、欧盟和加拿大补贴标准都使农民种粮收益加上补贴达到或超过平均作物收入，并以此构建农民收入的安全网。认为粮食直补标准的科学合理确定直接影响着农民种粮积极性，对实现国家粮食安全目标具有重要意义。但是，当前我国粮食直补标准在各地都普遍偏低，不足以调动农民种粮积极性，不足以形成持久动力；各地区财力和需要补贴的粮食量的差异，导致农民对政策的公平性产生较大不满，影响政策的实施。粮食直补标准确定机理不科学，只考虑到政府的承受能力，没有考虑到农民究竟能够得到与否。
杨建利 邢娇阳（2010）首先分析了美国"平均作物收入选择方案（Average Crop Revenue Election Program，简称ACRE）"出台的历史背景，即美国《2002年农业法案》中最重要和最根本的农业补贴不同程度地背离了设计初衷，没有达到预期效果。进而阐述了美国"平均作物收入选择方案"的内容与政策目的。最后，得出了美国"平均作物收入选择方案（ ACRE）"对我国粮食直补的启示：即构建粮食直补、保护价、市场价、农资价、产量五位一体的联动机制，并引入效率因子，促进粮食直补政策扬长避短，提能挖潜，推动粮食生产稳定发展，为积聚和形成粮食稳定增长高峰期提供有力的政策支撑。
袁宁（2013）利用农户调查资料，通过建立有序 Logistic 模型，研究农户对粮食直接补贴政策的满意度及其影响因素，结果发现，被调查者的年龄、农户的纯收入水平、农户的兼业程度和粮食补贴占纯收入的比例等因素有显著影响。在此基础上为改进补贴政策的实施效果提出了相应的建议： 制定农业政策必须考虑农民的利益，只有符合农民的利益才能得到有效的贯彻执行； 补贴水平较低，增收效果不明显，应该提高补贴标准； 农户兼业程度的深化不利于粮食补贴政策的执行，针对农民兼业普遍的情况，应该通过提高城市化率，减少农业户口，使农民能够进行规模化生产经营。
龙方、卜蓓（2013）运用时间序列法分析了粮食补贴政策对粮食增产的效应，研究表明，粮食补贴政策主要是通过两条路径即播种面积扩张和技术进步实现粮食增产的，而且后者的增产效应要大于前者。 要充分发挥粮食补贴政策对我国粮食生产的激励作用，就必须继续稳定、强化和完善扶持粮食生产的补贴政策。
三 文献评述
通过对前人的结论总结，大体可以得出我国的粮食直补政策虽然取得了一些阶段性成就，但是并没有达到预期的目标。对于生产方面，大多数研究者认为粮食补贴对农民种粮收入有一定的积极影响，但提高能力有限；效率方面，研究者大多人数认为单独使用粮食补贴效应不胜明显；政策完善方面，研究者大多倾向于不能单独实施粮食补贴，要配套相关政策，一系列的措施才能够达到政策预期目标。本课题在政策的效率研究点方面做点研究，因为虽然大多数研究者指出单个粮食补贴效应不太明显，但对于如何结合其它直接补贴方式，并没有指出如何进行。所以本课题希望找到能够与粮食补贴同时实施并能很好起到作用的相关政策，来解决单独粮食补贴效应不明显的问题。从而可能为政府决策提供理论依据，并据此制定政策。
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中图分类号：F326.11文献标识号：A文章编号：1001-4942（2014）12-0138-05
粮食安全问题始终是各国最基本的民生问题，也是维护一国经济发展和社会稳定的战略性问题。尽管在不同国家补贴形式和补贴力度不尽相同，但是粮食补贴政策是各国政府保护与支持农业发展、保障粮食安全、促进农民增收的最主要的政策工具。
1999年至2003年我国粮食产量不断下滑，自2004年，国家每年出台的“一号文件”均以解决农民问题、促进农民增收为主要目标。同时，政府为了保障国家粮食安全、促进农民增收，借鉴了世界各国粮食补贴政策的经验做法，从2004年起开始在我国全面实施粮食直接补贴政策。经过几年的不断发展完善，已初步形成了以种粮农民直接补贴和农资综合补贴为主要内容的综合性收入补贴、以良种补贴和农机具购置补贴为主要内容的专项性生产补贴相结合的粮食直接补贴（简称“四补贴”）政策体系，而且补贴力度逐年增大（图1），我国粮食产量在经历了从1999年至2003年连续四年下降之后，从2004至2012年实
现了“九连增”。但是我国粮食生产由于受到土地面积、水资源匮乏等自然条件的制约以及人口持续增长的压力，粮食供给与需求仍处于紧平衡状态，研究粮食直接补贴政策对粮食产量的影响仍具有十分重要的战略意义。虽然已有许多学者采用不同的方法对粮食直接补贴政策对粮食产量的影响进行了相关研究，但由于研究方法和研究样本的不同，研究结论也存在较大争议。部分学者认为粮食直接补贴政策对粮食产量、农民收入和农民种粮积极性影响甚微[1～5]；另一部分学者通过经济学理论分析或者实证研究认为当前的粮食直接补贴政策在影响粮食生产、提高粮食产量、增加农民收入方面发挥了积极作用[6～8]。上述学者在进行实证分析时是使用2004年以后数据进行分析得出结论，而未与2004年之前相关数据进行对比分析。本文在前人研究的基础上，基于1994年至2011年我国粮食生产和粮食直接补贴相关数据，分析后者对前者是否存在显著影响关系以及影响的程度强弱，并提出相关政策建议。
1材料与方法
1.1模型构建与变量选择
用于研究生产要素投入与产出之间关系且使用非常广泛的生产函数是柯布-道格拉斯生产函数（C-D生产函数）。其基本形式为：
式中，Y代表产出，A代表技术水平，L代表劳动力投入，K代表物质费用投入。α、β分别代表劳动力与资本的产出弹性，μ为随机扰动项。
为了测算粮食直接补贴等各种农业投入与粮食产出的关系，本文采用上述C-D生产函数形式，以粮食产量作为被解释变量。从理论上来讲，影响粮食产量的因素很多，结合前人的研究本文主要涉及如下解释变量。
1.1.1粮食播种面积粮食播种面积是粮食产量变化的一个关键变量，预期其对粮食产量的影响是正向的，即粮食播种面积越大，粮食产量越大。
1.1.2三种粮食单位面积物质与服务费用包括种子费、化肥费、农药费、农膜费等直接费用，也包括固定资产折旧、保险费、管理费、销售费等间接费用。预期三种粮食单位面积物质与服务费用变量在剔除农业生产资料价格指数后对粮食产量的影响也是正向的，即单位面积粮食生产中投入的物质与服务费用越高，粮食产量越大。
1.1.3三种粮食单位面积用工数量由于中国农村拥有大量剩余劳动力，而且国内现有公开出版的统计资料中并没有关于投入粮食生产劳动力人数的数据，所以本文用《全国农产品成本收益资料汇编》中三种粮食生产中每666.7m2用工数量（日）作为反映粮食生产函数中劳动力投入数量的指标。预期三种粮食单位面积用工数量对粮食产量的影响是正向的，即单位面积用工数量投入越多，粮食产量越高。
1.1.4粮食直接补贴粮食直接补贴政策的出台就是为了保护农民种粮的积极性和保障种粮农民的收益，预期粮食直接补贴政策的实施会对粮食产量产生正向影响。
本文具体采用如下函数形式：
Y=AX1β1X2β2X3β3X4β4eμ （2）
式中，Y代表粮食产量；A代表综合技术水平；X1代表粮食播种面积；X2代表剔除了农业生产资料价格定基指数的三种粮食单位面积物质与服务费用；X3 代表剔除了CPI定基指数的粮食直接补贴数额；X4代表三种粮食单位面积用工数量；eμ为随机扰动项。在实际估计中对式（2）两边同时取自然对数（粮食直接补贴数额在2004年以前为0，为了保证该变量取对数值有效，对2004年以前粮食直接补贴数额给予一个极小的赋值，本文赋值为1，取对数后恰好等于0，并不会影响估计结果），可变换为线性回归模型：
lnY=lnA+β1lnX1+β2lnX2+β3lnX3+β4lnX4+μ （3）
β1、β2、β3、β4为待估系数，其中β2、β3、β4分别表示三种粮食单位面积物质与服务费用、粮食直接补贴数额和三种粮食单位面积用工数量的生产弹性系数，由于三种粮食单位面积物质与服务费用和三种粮食单位面积用工数量都是666.7m2平均投入，所以粮食播种面积的生产弹性系数应为β1-β2-β4。
1.2样本选择及数据来源
本文使用1994～2011年共18年的时间序列数据。粮食产量、粮食播种面积、农业生产资料价格指数和CPI价格指数数据来自1995～2012年《中国统计年鉴》，三种粮食单位面积物质与服务费用、三种粮食单位面积用工数量数据来自1994～2011年各年度全国农产品成本收益资料汇编。粮食直接补贴数额数据来自2005～2012年中央和地方预算执行情况与中央和地方预算草案的报告。
2结果与分析
借助于STATA11.0计量软件，运用最小二乘法对式（3）进行回归，得到如下结果：
DW检验结果落在不能确定区域，进一步用游程检验是否存在自相关。在5%的显著性水平下，游程的临界值为5和15，游程检验结果发现游程个数为12，处于上下临界值之间，所以不存在序列相关问题。对所有时间序列数据进行单位根检验，结果表明所有时间序列数据都是非平稳的，对所有时间序列数据进行一阶差分和二阶差分的单位根检验，结果表明所有变量都是二阶单整序列I（2）。在此基础上对回归方程式（4）的残差e进行单位根检验，结果表明在1%的显著性水平下时间序列e是平稳的，所以方程式（4）中的时间序列数据之间是协整的，即变量之间存在长期的或均衡的关系，可以进行回归分析。
从总体回归结果来看，各回归系数符号与理论预期相同，粮食播种面积、三种粮食单位面积物质与服务费用以及粮食直接补贴对粮食产量的影响在1%的显著性水平下是正向显著的，单位面积用工数量对粮食产量的影响也是正向的但不显著。模型拟合优度达到92%，F（4，13） =53.35，伴随概率为0.000。各个参数的解释如下。
2.1粮食播种面积对数前的回归系数β1为1.07，因此粮食播种面积的生产弹性系数应为0.40（由于X2代表剔除了农业生产资料价格定基指数的三种粮食亩均物质与服务费用投入，X3代表三种粮食单位面积用工数量，但是因为该变量系数不显著，因此播种面积对产量的真正影响就成为β1-β2），即粮食播种面积每增加1%，粮食总产量提高0.40%，表明粮食播种面积对粮食产量起着比较大的促进作用。
2.2剔除农业生产资料价格定基指数的三种粮食单位面积生产物质与服务费用对数前的回归系数β2为0.67，即三种粮食单位面积物质与服务费用每增加1%，粮食总产量提高0.67%，表明单位面积物质与服务投入对粮食生产起到了非常明显的促进作用。
2.3三种粮食单位面积用工数量系数是正值，符合预期，但是t统计量不显著，主要是因为长期以来我国农村存在大量剩余劳动力，单位面积粮食生产的用工数量投入过剩，在此基础上再增加用工数量或者在一定程度上减少用工数量并不会显著影响粮食产量。
2.4剔除CPI定基指数的粮食直接补贴数额的回归系数β3为0.02，表明粮食直接补贴数额每增加1%，粮食产量提高0.02%。这说明粮食直接补贴政策对于粮食生产起到了显著的正向影响，但是这种正向影响的程度并不是很高。
3结论与讨论
本文使用1994～2011年我国粮食生产相关数据采用C-D生产函数法实证分析了粮食直接补贴政策对粮食产量的影响。结果表明，粮食直接补贴数额、播种面积、物质与服务费用对粮食产量的影响均是正向显著的。其中，播种面积和物质与服务费用对粮食产量的正向影响程度较高，而目前的粮食直接补贴数额对粮食产量的正向影响程度较弱。单位面积用工数量对粮食产量的正向影响并不显著。结合本文研究结论，提出以下政策建议。
第一，保护耕地面积，同时采用适当补贴方式扩大粮食播种面积。粮食播种面积的生产弹性系数应为0.40，说明播种面积是粮食生产中对产量制约性较强的因素，扩大粮食播种面积是提高粮食产量的有效途径。但是近些年随着我国城市化进程的加快，耕地被不断地占用（图2），已经占用的耕地被复耕的可能性很小，因此国家应加快完善征地制度，采取相应措施对征地进行严格管控。在保护耕地的同时，还要采取适当的补贴方式促进农民增加粮食种植面积。按照种粮面积补贴在实际操作中被简化为按照农田计税面积补贴。从不同补贴方式对粮食产量的影响来看，按计税面积补贴对农户粮食产量没有任何影响[3]，如果按照农田计税面积补贴，随着种植结构的调整，农民很可能会减少粮食生产[9]，我国目前仅有内蒙古、江西和安徽等省按农业税计税常产计算粮食直接补贴。今后应从国家层面统一规范补贴方式以切实保证补贴的实际效果。
第二，要进一步提高粮食直接补贴的标准。根据回归结果，粮食直接补贴政策对粮食生产的激励效果不是很明显，这主要是因为粮食相对于其他经济作物收益较低。以2011年为例，三种粮食平均每666.7m2现金收益642.24元，常见经济作物如花生和棉花平均分别为1 261.77元和1 121.44元，蔬菜水果类经济作物每666.7m2现金收益是粮食的6倍以上（根据2012年《中国统计年鉴》相关数据计算得出）。而同年，粮食直接补贴平均每666.7m2仅98.98元（根据《2011～2012年中央和地方预算执行情况与中央和地方预算草案的报告》中“四补贴”数额计算得出），根本无法弥补三种粮食生产的比较劣势，说明靠提高粮食直接补贴标准来促进粮食生产仍有一定的提升空间，今后应保证粮食直接补贴政策的持续性和稳定增长。
第三，加大良种补贴、农机具购置补贴力度，提高粮食单产水平。按照粮食实际播种面积进行补贴的方式可以激励农民扩大谷物播种面积，但难以保证农民将补贴用于增加粮食生产的物质与服务费用投入以提高单产水平。良种补贴和农机具购置补贴可以确保农民将补贴切实用于粮食生产投入中，有利于提高粮食单产水平。
第四，提高农资综合补贴标准。进入21世纪以来，农业生产资料价格定基指数（1994年为基期）不断攀升（图3），生产资料价格上涨会抵消粮食直接补贴的效果，在一定程度上制约农民粮食生产的投入力度，所以应继续加大农资综合补贴力度以防止通货膨胀制约农民进行生产投入。
第五，应妥善解决生产资料的供应问题。例如在提供良种补贴的同时，应同时考虑良种的生产供应问题。在良种供不应求的情况下，单方面提高良种补贴可能会虚抬良种价格，使良种补贴政策的效果大打折扣。
第六，完善相应的配套措施，确保粮食直接补贴的效果。一是粮食直接补贴资金要实行专款专用，各级财政部门不准截留、挤占、挪用，确保资金如数到位。二是要完善补贴机制防止农民虚报播种面积和粮食产量，确保补贴资金切实用于粮食生产。
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