最低收購價(jià)下調(diào)對(duì)農(nóng)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(chǎn)區(qū)的專項(xiàng)調(diào)研數(shù)據(jù)，構(gòu)建并檢驗(yàn)一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型，以分析最低收購價(jià)下調(diào)對(duì)農(nóng)戶種糧積極性的影響及其作用機(jī)理。結(jié)果表明：糧食最低收購價(jià)下調(diào)作為政策改革信號(hào)，顯著降低了農(nóng)戶的種糧積極性;價(jià)格預(yù)期是最低收購價(jià)下調(diào)與農(nóng)戶種糧積極性的中介變量，KHB方法分解得出中介效應(yīng)占總效應(yīng)的5.88%，最低收購價(jià)下調(diào)對(duì)種糧積極性的負(fù)向影響主要以直接效應(yīng)為主;個(gè)體特征、家庭特征以及農(nóng)業(yè)經(jīng)營特征在中介效應(yīng)的不同路徑中發(fā)揮不同程度的調(diào)節(jié)作用。此外，戶主年齡、耕地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)、商品化程度和農(nóng)戶對(duì)自然災(zāi)害的態(tài)度也在不同程度上影響種糧積極性。

關(guān)鍵詞：糧食生產(chǎn);最低收購價(jià);種糧積極性;價(jià)格預(yù)期;中介效應(yīng);調(diào)節(jié)效應(yīng)

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：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(wù)院決定全面放開糧食購銷市場，實(shí)現(xiàn)糧食購銷市場化。與此同時(shí)，要求“充分發(fā)揮價(jià)格的導(dǎo)向作用，當(dāng)糧食供求發(fā)生重大變化時(shí)，為保證市場供應(yīng)、保護(hù)農(nóng)民利益，必要時(shí)可由國務(wù)院決定對(duì)短缺的重點(diǎn)糧食品種，在糧食主產(chǎn)區(qū)實(shí)行最低收購價(jià)格”①。最低收購價(jià)政策的實(shí)施對(duì)保護(hù)糧農(nóng)生產(chǎn)積極性、穩(wěn)定價(jià)格總水平、引導(dǎo)結(jié)構(gòu)調(diào)整、促進(jìn)規(guī)模經(jīng)營等發(fā)揮了重要作用。隨著生產(chǎn)資料價(jià)格的不斷上漲，糧食生產(chǎn)成本不斷增加，為了穩(wěn)定生產(chǎn)和保障糧農(nóng)收益，我國從2008年開始至2016年已連續(xù)8次提高糧食最低收購價(jià)（2008年內(nèi)提高了2次）。與此同時(shí)，最低收購價(jià)政策也逐漸凸顯負(fù)面效應(yīng)，主要體現(xiàn)在：連續(xù)提高的最低收購價(jià)格一定程度助推了國內(nèi)糧食價(jià)格上漲，扭曲了市場的配置調(diào)節(jié)作用，給政府儲(chǔ)備和財(cái)政造成了巨大的壓力。隨著國內(nèi)外價(jià)差不斷擴(kuò)大，糧食進(jìn)口劇增，這給國內(nèi)糧食市場帶來了巨大的沖擊，甚至出現(xiàn)了糧食生產(chǎn)量、庫存量、進(jìn)口量“三量齊增”的現(xiàn)象?；谏鲜隹紤]，2017年中央“1號(hào)文件”提出“合理調(diào)整最低收購價(jià)水平，形成合理比價(jià)關(guān)系”②，2017年我國首次全面下調(diào)了稻谷最低收購價(jià)水平，2018年下調(diào)了稻谷和小麥最低收購價(jià)水平，2019年小麥最低收購價(jià)每斤再下調(diào)3分③。為了應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)不斷發(fā)展面臨的問題與挑戰(zhàn)、引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展，應(yīng)剝離最低收購價(jià)政策的“保增收”功能，逐步調(diào)整回歸至“穩(wěn)定農(nóng)戶生產(chǎn)預(yù)期、保障種植面積”的托底機(jī)制。下調(diào)最低收購價(jià)已成為當(dāng)前及未來一段時(shí)期內(nèi)糧食價(jià)格體系改革的主要著力點(diǎn)，綜合研判最低收購價(jià)下調(diào)的影響效應(yīng)是當(dāng)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(chǎn)量的增長主要是由各項(xiàng)農(nóng)業(yè)支持政策以及大規(guī)模的基礎(chǔ)設(shè)施投資拉動(dòng)的[1]，因此分析最低收購價(jià)這一主要價(jià)格支持政策調(diào)整對(duì)糧食生產(chǎn)的影響極具現(xiàn)實(shí)意義。

現(xiàn)有相關(guān)研究大都聚焦在最低收購價(jià)下調(diào)對(duì)農(nóng)戶糧食種植面積或種植結(jié)構(gòu)的影響[2-3]方面，而在實(shí)際生產(chǎn)中，農(nóng)戶受到可獲得性投入、風(fēng)險(xiǎn)考慮等生產(chǎn)條件的實(shí)際約束[1]，不可能及時(shí)地將實(shí)際播種面積調(diào)整到最優(yōu)播種面積。就小麥作物而言，2018年小麥最低收購價(jià)格首次下調(diào)，因種植面積具有剛性，調(diào)整存在滯后，短期內(nèi)調(diào)整空間不大。若使用短期或截面數(shù)據(jù)直接分析政策變動(dòng)對(duì)實(shí)際種植面積或結(jié)構(gòu)變動(dòng)的影響，無法全面地反映政策的調(diào)整效應(yīng)。就我國實(shí)際情況而言，短期的糧食生產(chǎn)取決于農(nóng)戶的種糧積極性[4]。農(nóng)戶種糧積極性是穩(wěn)定糧食生產(chǎn)的重要環(huán)節(jié)，也是糧食安全的根本保障[5]。因此衡量農(nóng)戶種糧積極性是一個(gè)較為合適的切入點(diǎn)，能夠?qū)r(nóng)戶現(xiàn)階段及未來一段時(shí)期內(nèi)的種植意愿及種植決策行為進(jìn)行把握和預(yù)判。加之農(nóng)戶對(duì)市場變化和政策改革的看法也會(huì)影響其種植意愿和種植決策[6]，因此在當(dāng)前最低收購價(jià)下調(diào)初期，選取農(nóng)戶種糧積極性作為被解釋變量更為合理。農(nóng)戶種糧積極性會(huì)受到哪些因素的影響？而最低收購價(jià)下調(diào)是否直接影響了農(nóng)戶種糧積極性？影響的內(nèi)在機(jī)理是什么？這些是當(dāng)前形勢(shì)下最低收購價(jià)政策調(diào)整效應(yīng)研究需要厘清的關(guān)鍵問題。

對(duì)比已有研究，本文可能的創(chuàng)新如下：

一是基于農(nóng)戶對(duì)最低收購價(jià)下調(diào)的感知態(tài)度對(duì)其種糧積極性的影響這一視角，構(gòu)建并檢驗(yàn)了一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型，并利用一手調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，彌補(bǔ)了現(xiàn)有研究的不足。

二是在中介效應(yīng)分析中應(yīng)用KHB方法進(jìn)行效應(yīng)分解和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，避免在跨模型相關(guān)系數(shù)比較中由于模型的標(biāo)尺改變可能導(dǎo)致的問題，這一方法可以使結(jié)果更接近真實(shí)的系數(shù)差異[7]，以此更加精準(zhǔn)地分析最低收購價(jià)下調(diào)對(duì)種糧積極性的作用機(jī)制。

三是結(jié)合當(dāng)前農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展形勢(shì)，加入土地流轉(zhuǎn)、非農(nóng)就業(yè)、銷售渠道等變量進(jìn)行農(nóng)戶異質(zhì)性分析，深入探討當(dāng)前復(fù)雜形勢(shì)下農(nóng)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(zhàn)略完善提供有價(jià)值的參考。

二、理論分析與研究假說

（一）最低收購價(jià)下調(diào)與農(nóng)戶種糧積極性

從政策設(shè)計(jì)與機(jī)制看，“糧食最低收購價(jià)政策”是指國家為了“保護(hù)農(nóng)民種糧積極性，穩(wěn)定市場糧價(jià)”，每年在農(nóng)作物播種前發(fā)布小麥、稻谷各品種最低收購價(jià)格水平及相應(yīng)執(zhí)行預(yù)案。新糧上市后一段規(guī)定時(shí)間內(nèi)，當(dāng)市場價(jià)格低于最低收購價(jià)時(shí)，國家啟動(dòng)執(zhí)行預(yù)案，反之則不啟動(dòng)。從理論上來講，價(jià)格支持政策是保持市場價(jià)格在某一個(gè)合理區(qū)間內(nèi)波動(dòng)，當(dāng)市場價(jià)格波動(dòng)超出這個(gè)區(qū)間時(shí)，將采取相應(yīng)措施將市場價(jià)格水平重新拉回至這一區(qū)間。最低收購價(jià)政策設(shè)計(jì)的出發(fā)點(diǎn)是在發(fā)揮市場機(jī)制的基礎(chǔ)上加以宏觀調(diào)控，保障糧食價(jià)格、激發(fā)農(nóng)戶糧食生產(chǎn)積極性，從而穩(wěn)定糧食生產(chǎn)[8]。圍繞最低收購價(jià)政策實(shí)施效果這一主題國內(nèi)學(xué)者從不同角度展開了討論分析，一般認(rèn)為最低收購價(jià)政策的積極作用除了明顯的托市效應(yīng)，還包括對(duì)農(nóng)戶糧食種植意愿和種植面積決策的顯著正向影響，以及對(duì)種糧農(nóng)戶收入的維穩(wěn)、助漲作用[9-12]?？v觀上述研究，最低收購價(jià)政策的主要目的在于保護(hù)農(nóng)戶的種糧積極性、穩(wěn)定糧食生產(chǎn)，其實(shí)施效果最主要取決于政策實(shí)施環(huán)境以及生產(chǎn)主體對(duì)政策的反應(yīng)程度[10]。當(dāng)最低收購價(jià)政策出現(xiàn)調(diào)整時(shí)，政策改革的直接效應(yīng)是農(nóng)戶對(duì)此做出的反應(yīng)與糧食種植意愿的變化。同時(shí)根據(jù)計(jì)劃行為理論，行為意向是決定行為的直接因素，農(nóng)戶態(tài)度是行為的首要影響因素[13]。農(nóng)戶種糧積極性是內(nèi)在心理活動(dòng)對(duì)行為意愿產(chǎn)生了影響，農(nóng)戶對(duì)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(chǎn)主體的態(tài)度響應(yīng)作為政策效應(yīng)的直接體現(xiàn)，可以準(zhǔn)確刻畫政策調(diào)整的影響。

綜上，可以得到一個(gè)基本判斷：糧食最低收購價(jià)政策作為一顆“定心丸”充分發(fā)揮了宏觀調(diào)控作用，最低收購價(jià)格一直以來的增長不斷激發(fā)了農(nóng)戶種植糧食的積極性。而當(dāng)最低收購價(jià)下調(diào)時(shí)，農(nóng)戶對(duì)于種糧收益的信心可能會(huì)降低，首要表現(xiàn)為農(nóng)戶對(duì)于政策調(diào)整的不滿情緒。基于上述分析，本文提出假說H1：

H1：農(nóng)戶對(duì)最低收購價(jià)下調(diào)的情緒態(tài)度會(huì)直接影響生產(chǎn)積極性，對(duì)最低收購價(jià)格不滿意的農(nóng)戶，其種糧積極性會(huì)隨之下降。

（二）價(jià)格預(yù)期的中介作用

在研究糧食等可儲(chǔ)存商品的跨期生產(chǎn)時(shí)，研究者多采用新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)假設(shè)的理論預(yù)期模型[14-16]，結(jié)合計(jì)劃行為理論，農(nóng)戶的種植行為追求利益最大化，影響農(nóng)戶行為目標(biāo)的最主要因素是價(jià)格預(yù)期。農(nóng)戶種植糧食的意愿取決于農(nóng)戶對(duì)糧食種植的預(yù)期價(jià)格，當(dāng)預(yù)期價(jià)格增加時(shí)，農(nóng)戶種糧積極性會(huì)隨之提高。隨著糧食市場化改革程度的進(jìn)一步深化，加之勞動(dòng)力成本、土地成本的不斷增加，糧食價(jià)格下降將減少農(nóng)戶糧食種植的利潤空間，價(jià)格是農(nóng)戶進(jìn)行實(shí)際生產(chǎn)決策時(shí)的一個(gè)重要考量。在分析農(nóng)戶種植決策邏輯時(shí)，需要回答一個(gè)關(guān)鍵問題：農(nóng)戶依據(jù)什么價(jià)格來進(jìn)行種植決策？價(jià)格預(yù)期理論認(rèn)為農(nóng)戶在進(jìn)行種植決策時(shí)對(duì)未來價(jià)格不確定，通常會(huì)參考上一年或以往各期的市場價(jià)格。根據(jù)價(jià)格預(yù)期理論，農(nóng)戶進(jìn)行決策時(shí)將綜合市場各個(gè)因素對(duì)未來農(nóng)作物價(jià)格做出預(yù)期判斷，出于對(duì)利潤的追求，農(nóng)戶更傾向于種植價(jià)格預(yù)期較高的作物，因此農(nóng)戶對(duì)于糧食市場價(jià)格的預(yù)期將直接影響其糧食種植意愿。

當(dāng)期最低收購價(jià)格的公布增加了農(nóng)戶對(duì)未來糧食收益的確定性，即未來的糧食價(jià)格不會(huì)低于已公布的最低收購價(jià)格，出于規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的目標(biāo)，農(nóng)戶會(huì)更傾向于種植價(jià)格風(fēng)險(xiǎn)較小、未來價(jià)格相對(duì)確定的糧食作物。最低收購價(jià)格每年公布的時(shí)間在小麥大面積播種前，為農(nóng)戶進(jìn)行生產(chǎn)決策提供了有保障的托底價(jià)格，因此，可以認(rèn)為最低收購價(jià)政策某種程度上具有信號(hào)效應(yīng)，通過影響農(nóng)戶種糧價(jià)格預(yù)期來激發(fā)農(nóng)戶的種糧積極性，降低種植價(jià)格風(fēng)險(xiǎn)，影響農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)決策。最低收購價(jià)格水平作為糧食市場的“托底”價(jià)格，是當(dāng)期小麥價(jià)格水平的最底線保障，給予種糧農(nóng)戶一個(gè)至少不低于最低收購價(jià)格的糧食市場價(jià)格預(yù)期，降低了市場價(jià)格風(fēng)險(xiǎn)，從而保護(hù)了農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)積極性。

結(jié)合本文研究目標(biāo)，對(duì)于農(nóng)戶而言，當(dāng)最低收購價(jià)格出現(xiàn)調(diào)整時(shí)，他們關(guān)心的并不一定是政策的調(diào)整變動(dòng)，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(jià)政策，也可能是種糧補(bǔ)貼政策或是市場價(jià)格。綜上分析認(rèn)為，糧食價(jià)格預(yù)期作為影響農(nóng)戶種植利潤的主要因素，將會(huì)對(duì)農(nóng)戶糧食種植的積極性產(chǎn)生重要影響，合理的糧食價(jià)格預(yù)期可能增加農(nóng)戶糧食種植積極性。而另一方面，最低收購價(jià)格具有“信號(hào)響應(yīng)”，最低收購價(jià)出現(xiàn)下調(diào)可能會(huì)降低農(nóng)戶對(duì)糧食的價(jià)格預(yù)期，從而降低農(nóng)戶糧食種植積極性。基于此，本文提出假說H2：

H2：在最低收購價(jià)下調(diào)會(huì)降低種糧積極性的影響中，農(nóng)戶的價(jià)格預(yù)期發(fā)揮中介作用。

（三）個(gè)體異質(zhì)性的調(diào)節(jié)作用

新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)“理性經(jīng)濟(jì)人”假定做決策的個(gè)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(gè)體是獨(dú)立的、不受其他個(gè)體的影響。這個(gè)嚴(yán)格的假定在分析現(xiàn)實(shí)行為時(shí)存在局限性，缺乏對(duì)個(gè)體異質(zhì)性及社會(huì)關(guān)系等方面的考量[17-18]。農(nóng)戶生產(chǎn)受經(jīng)濟(jì)和社會(huì)因素多方面影響，而單從經(jīng)濟(jì)角度、用單一經(jīng)濟(jì)模型難以刻畫農(nóng)戶種植意愿的復(fù)雜性[19]。在考慮實(shí)際農(nóng)業(yè)生產(chǎn)問題時(shí)，需要考慮處于半市場化、半封閉經(jīng)濟(jì)條件下的農(nóng)戶稟賦狀態(tài)異質(zhì)性等綜合因素，應(yīng)從微觀農(nóng)戶的行為和狀態(tài)入手針對(duì)具體問題進(jìn)行理論解析和現(xiàn)實(shí)應(yīng)用。

已有研究就種植意愿層面的農(nóng)戶異質(zhì)性問題展開了不同維度的分析驗(yàn)證：Weiss[20]在對(duì)奧地利農(nóng)場的研究中發(fā)現(xiàn)戶主年齡影響其種植意愿，年齡對(duì)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所需要的勞動(dòng)強(qiáng)度有所限制;Bragg等[21]在對(duì)農(nóng)戶奶牛養(yǎng)殖的規(guī)模決策中發(fā)現(xiàn)收入也是影響生產(chǎn)意愿的一個(gè)重要指標(biāo)，收入代表農(nóng)戶的資本稟賦特征，會(huì)影響農(nóng)戶不同作物利潤目標(biāo)的追求程度，從而影響農(nóng)戶對(duì)不同作物的種植意愿。由上可知，農(nóng)戶的個(gè)體特征和家庭特征對(duì)其種植意愿有著重要影響，本文結(jié)合實(shí)際情況判斷認(rèn)為：不同年齡農(nóng)戶對(duì)政策改革的響應(yīng)行為存在差異性，年齡越大的農(nóng)戶對(duì)政策調(diào)整的抵觸情緒越明顯，最低收購下調(diào)可能導(dǎo)致其降低糧食種植意愿的可能性越高。另一方面，家庭非農(nóng)就業(yè)特征被認(rèn)為是影響農(nóng)戶對(duì)待市場變化、政策改革等事件態(tài)度的重要因素[22]。在當(dāng)前城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，家庭是否有外出打工者、家庭外出打工者人數(shù)比例是一個(gè)重要的家庭特征，代表著農(nóng)戶當(dāng)前家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量和勞動(dòng)參與現(xiàn)狀，將影響家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營中的土地、勞動(dòng)力、資本等生產(chǎn)要素配置，從而影響其糧食種植積極性與規(guī)模決策。本文分析認(rèn)為非農(nóng)就業(yè)比例高的家庭勞動(dòng)力進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機(jī)會(huì)成本高，最低收購價(jià)政策調(diào)整導(dǎo)致其調(diào)整勞動(dòng)力分配的概率越高，即最低收購價(jià)下調(diào)可能使更多的勞動(dòng)力轉(zhuǎn)向非農(nóng)就業(yè)，種植糧食的可能性更低。另外，隨著農(nóng)業(yè)經(jīng)營特征對(duì)農(nóng)戶決策的影響研究越來越深入，土地面積、產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)、作物商品化程度等因素不斷被證實(shí)對(duì)農(nóng)戶決策有很大的影響[22-23]，在本研究中將逐一對(duì)此進(jìn)行驗(yàn)證分析。綜上，結(jié)合研究主題，本文提出假說H3：

H3a：農(nóng)戶的個(gè)體特征具有調(diào)節(jié)作用，老齡化程度越高，會(huì)使得最低收購價(jià)下調(diào)對(duì)農(nóng)戶種糧積極性的負(fù)向影響越強(qiáng)。

H3b：家庭勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)具有調(diào)節(jié)作用，家庭勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)占比越高，會(huì)使得最低收購價(jià)下調(diào)對(duì)農(nóng)戶種糧積極性的負(fù)向影響越強(qiáng)。

H3c：農(nóng)戶的生產(chǎn)經(jīng)營特征具有調(diào)節(jié)作用，商品化程度越高，最低收購下調(diào)對(duì)農(nóng)戶種糧積極性的負(fù)向影響越強(qiáng)。

綜上所述，價(jià)格預(yù)期在最低收購價(jià)下調(diào)與農(nóng)戶種糧積極性之間可能起到中介作用，這個(gè)中介作用受到個(gè)人/家庭/農(nóng)業(yè)經(jīng)營特征的調(diào)節(jié)，進(jìn)而構(gòu)建如圖1所示的待檢驗(yàn)的假說模型。最低收購價(jià)下調(diào)經(jīng)由價(jià)格預(yù)期進(jìn)而對(duì)種糧積極性產(chǎn)生的影響稱為中介效應(yīng)，最低收購價(jià)下調(diào)不通過任何渠道而直接對(duì)種糧積極性產(chǎn)生的影響稱為直接效應(yīng)，最低收購價(jià)下調(diào)對(duì)種糧積極性的總效應(yīng)等于直接效應(yīng)加上中介效應(yīng)。借鑒溫忠麟等[24]的相關(guān)研究，調(diào)節(jié)變量可能通過三種路徑中介模型進(jìn)行調(diào)節(jié)，具體而言，圖1中d表示調(diào)節(jié)變量對(duì)直接效應(yīng)的調(diào)節(jié)，e表示調(diào)節(jié)變量對(duì)中介過程的前半路徑的調(diào)節(jié)，f表示調(diào)節(jié)變量對(duì)中介過程的后半路徑的調(diào)節(jié)。

三、模型設(shè)定、變量選取與數(shù)據(jù)來源

（一）模型設(shè)定

1.Logit模型設(shè)定：最低收購價(jià)下調(diào)對(duì)農(nóng)戶種糧積極性的影響

在基礎(chǔ)回歸模型中主要考察農(nóng)戶種糧積極性的影響因素，以“農(nóng)戶種糧積極性高與否”為被解釋變量。具體地，如果農(nóng)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(jì)最低收購價(jià)下調(diào)對(duì)農(nóng)戶種糧積極性的影響?；诶碚摍C(jī)制分析，在模型設(shè)定中以“農(nóng)戶對(duì)下調(diào)后的最低收購價(jià)格滿意與否”作為核心解釋變量來代表農(nóng)戶層面對(duì)最低收購價(jià)下調(diào)的感知態(tài)度。模型基本形式為：

其中，Pi表示農(nóng)戶種糧積極性高的概率，sati是核心解釋變量，代表農(nóng)戶對(duì)最低收購價(jià)下調(diào)的感知態(tài)度。Xj表示控制變量，基于已有研究，控制變量包括農(nóng)戶主觀生產(chǎn)態(tài)度、農(nóng)戶個(gè)體特征和家庭特征和當(dāng)前農(nóng)業(yè)經(jīng)營特征三大類。μi代表個(gè)體特征，ξi表示誤差項(xiàng)。

2.中介效應(yīng)檢驗(yàn)與分解：價(jià)格預(yù)期的中介作用

根據(jù)理論分析，最低收購價(jià)調(diào)整會(huì)改變農(nóng)戶對(duì)小麥?zhǔn)袌鰞r(jià)格的預(yù)期，農(nóng)戶依此適時(shí)做出種植決策。根據(jù)圖1的作用機(jī)制模型，以價(jià)格預(yù)期為中介變量，建立如下中介效應(yīng)模型：

其中，pi為中介變量，表示農(nóng)戶的價(jià)格預(yù)期。Xi代表控制變量。

式（3）表示第一步的基礎(chǔ)回歸模型，檢驗(yàn)最低收購價(jià)下調(diào)對(duì)農(nóng)戶種糧積極性的影響是否顯著，

式（4）檢驗(yàn)最低收購價(jià)下調(diào)對(duì)中介變量（價(jià)格預(yù)期）的影響是否顯著，

式（5）檢驗(yàn)控制了最低收購價(jià)下調(diào)變量之后，價(jià)格預(yù)期對(duì)農(nóng)戶種糧積極性的影響是否顯著。

3.被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)：個(gè)體異質(zhì)性的調(diào)節(jié)作用

在對(duì)中介效應(yīng)檢驗(yàn)之后，加入調(diào)節(jié)變量后需要考慮有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型。如圖1所示的作用機(jī)制，借鑒溫忠麟等[24]的研究，設(shè)定3個(gè)回歸方程來構(gòu)建最一般的有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型，同時(shí)考慮是否存在調(diào)節(jié)效應(yīng)，即檢驗(yàn)調(diào)節(jié)變量是否調(diào)節(jié)了中介過程的直接路徑、前半路徑以及后半路徑，分別對(duì)應(yīng)為圖1中的路徑d、e、f。3個(gè)回歸方程分別表達(dá)如下：

其中，W是有待檢驗(yàn)的調(diào)節(jié)變量，Xi代表控制變量，調(diào)節(jié)變量W與解釋變量的交乘項(xiàng)系數(shù)即為調(diào)節(jié)變量在各路徑的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

（二）變量選取

農(nóng)戶態(tài)度與行為受經(jīng)濟(jì)和社會(huì)因素多方面影響，本文結(jié)合實(shí)際調(diào)研情況，選取如下變量進(jìn)行分析：

（1）種糧積極性（y）。生產(chǎn)主體的態(tài)度響應(yīng)作為政策效應(yīng)的直接體現(xiàn)，可以準(zhǔn)確刻畫政策調(diào)整的影響，種糧積極性也直接關(guān)系到農(nóng)戶的糧食種植決策，因此本文選擇種糧積極性為因變量。當(dāng)農(nóng)戶表示“未來會(huì)保持或擴(kuò)大現(xiàn)有的種植面積”，則視為農(nóng)戶種糧積極性高，y=1;反之，y=0。

（2）對(duì)下調(diào)后的最低收購價(jià)格是否不滿意（sat）。最低收購價(jià)水平作為一項(xiàng)價(jià)格信號(hào)，當(dāng)最低收購價(jià)格下調(diào)時(shí)，生產(chǎn)主體對(duì)此產(chǎn)生的主觀認(rèn)知與情緒態(tài)度是政策調(diào)整效應(yīng)的第一環(huán)節(jié)，因此“農(nóng)戶對(duì)下調(diào)后的最低收購價(jià)格是否不滿意”作為農(nóng)戶對(duì)最低收購價(jià)下調(diào)的感知態(tài)度，可以代表下調(diào)信號(hào)在農(nóng)戶層面的釋放效應(yīng)，是本研究的關(guān)鍵解釋變量。具體定義為：受訪農(nóng)戶如果對(duì)下調(diào)后的最低收購價(jià)格不滿意，則sat=1;反之，sat=0。

（3）農(nóng)戶生產(chǎn)態(tài)度。風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避是農(nóng)戶種植決策的重要邏輯之一，自然災(zāi)害會(huì)影響農(nóng)戶種糧積極性，

若農(nóng)戶認(rèn)為自然災(zāi)害是小麥生產(chǎn)的主要困難（nd），則nd=1;反之，nd=0。價(jià)格預(yù)期同時(shí)影響農(nóng)戶種糧積極性，本文通過調(diào)研詢問“是否認(rèn)為小麥?zhǔn)袌鰞r(jià)格低”來反映農(nóng)戶對(duì)價(jià)格預(yù)期的態(tài)度變量，若農(nóng)戶認(rèn)為小麥價(jià)格低（p），則p=1;反之，p=0。

（4）農(nóng)戶個(gè)體及家庭特征。個(gè)體特征主要考量戶主年齡的影響程度（age），選取戶主的實(shí)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(dòng)力要素配置狀況，結(jié)合已有相關(guān)研究[3]的變量選取，本研究重點(diǎn)關(guān)注家庭收入和家庭勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)特征，具體包括了農(nóng)戶上一年家庭總收入（tin）和勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)占比（out），即外出打工者人數(shù)占家庭總勞動(dòng)力的比例。

（5）農(nóng)戶當(dāng)前農(nóng)業(yè)經(jīng)營特征。借鑒已有研究[19]，選取農(nóng)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(jīng)營形式和經(jīng)營規(guī)模，這兩個(gè)指標(biāo)能夠反映農(nóng)戶現(xiàn)有土地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)以及糧食種植規(guī)模。同時(shí)選取小麥銷售比例（sale）衡量農(nóng)戶小麥商品化程度，以觀察不同商品化程度的種糧農(nóng)戶在種植意愿和決策邏輯上的差異。另外，選取“農(nóng)戶上一年是否將小麥賣給了經(jīng)紀(jì)人”（sto）作為市場銷售渠道特征變量，能夠反映農(nóng)戶與市場的銷售銜接情況，這也是農(nóng)戶作為生產(chǎn)主體獲得市場信息的一個(gè)窗口。這樣多方面對(duì)農(nóng)戶的行為和狀態(tài)進(jìn)行刻畫能夠更詳盡地衡量不同生產(chǎn)經(jīng)營個(gè)體的差異特征。

（三）數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計(jì)

本研究基于國家發(fā)展改革委員會(huì)專題研究“糧食最低收購價(jià)政策評(píng)估”調(diào)研數(shù)據(jù)，在2018年7月對(duì)小麥最低收購價(jià)政策執(zhí)行地區(qū)（安徽、山東、江蘇、河北、河南及湖北6個(gè)省份）開展糧食最低收購價(jià)下調(diào)影響專項(xiàng)調(diào)研，采取分層抽樣和隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方法，問卷主要包括四個(gè)部分：戶主的個(gè)人特征、家庭特征、土地特征和小麥生產(chǎn)狀況。在有關(guān)小麥生產(chǎn)的問題中收集了小麥種植戶種植規(guī)模、成本收益、銷售渠道、生產(chǎn)中的困難挑戰(zhàn)以及他們對(duì)最低收購價(jià)政策調(diào)整的態(tài)度與評(píng)價(jià)。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(shí)證分析中使用的變量的定義和描述性統(tǒng)計(jì)。在樣本中超過60%的受訪者對(duì)2018年下調(diào)后的最低收購價(jià)格不滿意，42%的抽樣農(nóng)戶表示“未來會(huì)保持或擴(kuò)大現(xiàn)有的種植面積”，即42%的抽樣農(nóng)戶當(dāng)前種糧積極性較高。有關(guān)農(nóng)戶生產(chǎn)態(tài)度的統(tǒng)計(jì)顯示，91%的受訪者認(rèn)為當(dāng)前小麥生產(chǎn)困難主要是小麥價(jià)格過低和71%的受訪者認(rèn)為小麥生產(chǎn)受自然災(zāi)害影響大。受訪農(nóng)戶的戶主年齡在27歲到75歲之間，平均年齡為54歲。一個(gè)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(shù)占家庭總勞動(dòng)力總?cè)藬?shù)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(shù)量占總產(chǎn)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(jīng)紀(jì)人這一渠道。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基本估計(jì)結(jié)果分析

運(yùn)用Stata 15軟件，首先采用Logit模型分析農(nóng)戶種糧積極性的影響因素。表3匯報(bào)了最低收購價(jià)下調(diào)對(duì)農(nóng)戶種糧積極性影響概率的估計(jì)系數(shù)及邊際效應(yīng)。第（1）列顯示，最低收購價(jià)下調(diào)的系數(shù)估計(jì)值在1%的顯著性水平上顯著為負(fù)，表明如果農(nóng)戶對(duì)最低收購價(jià)下調(diào)不滿意，其種糧積極性會(huì)顯著降低。糧食最低收購價(jià)下調(diào)首次明確釋放了政策改革信號(hào)，影響了農(nóng)戶的糧食種植信心，從而顯著降低了農(nóng)戶的種糧積極性，假說1得到驗(yàn)證。進(jìn)一步由第（1）列中控制變量估計(jì)結(jié)果可知，認(rèn)為自然災(zāi)害影響大這一態(tài)度對(duì)其種糧積極

性有顯著負(fù)向影響，說明自然災(zāi)害削弱了農(nóng)戶的種糧積極性，農(nóng)戶的種植決策傾向于減小糧食生產(chǎn)規(guī)模進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避。小麥銷售比例對(duì)其種糧積極性有顯著負(fù)向影響，表明當(dāng)前市場導(dǎo)向型農(nóng)戶的種糧積極性低于口糧型農(nóng)戶，市場導(dǎo)向型農(nóng)戶出于成本收益考慮，對(duì)種植決策調(diào)整更為敏感。戶主年齡對(duì)其種糧積極性有顯著正向影響，年齡大的農(nóng)戶更傾向于種植糧食，這在其他研究中也得到多次證實(shí)。自有耕地占總耕地面積比例對(duì)其種糧積極性有顯著正向影響，這表明了農(nóng)戶自有耕地占比越高，種植制度越傾向于穩(wěn)定，對(duì)于糧食的種植意愿較高。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)占比、家庭總收入、小麥種植規(guī)模和銷售渠道變量在影響方向上符合預(yù)期判斷，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著，在接下來的研究中有待進(jìn)一步論證。第（2）列加入了農(nóng)戶對(duì)小麥?zhǔn)袌鰞r(jià)格的態(tài)度變量，考察農(nóng)戶的價(jià)格態(tài)度對(duì)農(nóng)戶種糧積極性的直接影響，結(jié)果顯著表明認(rèn)為小麥價(jià)格較低的農(nóng)戶其種糧積極性低的概率較大，符合預(yù)期判斷。

第（3）（4）列匯報(bào)了相應(yīng)的邊際效應(yīng)，在其他影響因素不變的情況下，與農(nóng)戶對(duì)下調(diào)的最低收購價(jià)格滿意相比，農(nóng)戶因不滿意下調(diào)的最低收購價(jià)格導(dǎo)致種糧積極性低的概率增加23.4%?？刂谱兞恐校c不認(rèn)為自然災(zāi)害影響生產(chǎn)的農(nóng)戶相比，認(rèn)為自然災(zāi)害影響小麥生產(chǎn)的農(nóng)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(nóng)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(nóng)戶種糧積極性低的概率增加23.2%。根據(jù)第（4）列邊際效應(yīng)結(jié)果來看，在其他因素不變的情況下，與不認(rèn)為小麥價(jià)格低的農(nóng)戶相比，認(rèn)為小麥價(jià)格低的農(nóng)戶種糧積極性低的概率增加14.6%。

（二）影響機(jī)制分析：中介效應(yīng)的檢驗(yàn)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(guān)，中介變量的代入都會(huì)改變自變量的系數(shù)，兩個(gè)模型的系數(shù)不同可能因?yàn)橹薪樽兞康拇牖蛘吣Ｐ蜆?biāo)尺改變的結(jié)果，因此無法通過跨模型比較相關(guān)系數(shù)來判斷中介效應(yīng)是否存在。在嵌套非線性概率模型之間進(jìn)行跨模型相關(guān)系數(shù)比較可能因?yàn)椤皹?biāo)尺改變效應(yīng)”而得出錯(cuò)誤結(jié)論。Karlson等[25]提出了KHB方法，具有以下優(yōu)點(diǎn)：一是對(duì)于自變量是連續(xù)變量或離散變量都可以進(jìn)行效應(yīng)分解，方法較為簡單直觀;二是可以通過統(tǒng)計(jì)量Z來直接檢驗(yàn)非線性概率模型的系數(shù)改變量是否來自于控制“標(biāo)識(shí)改變效應(yīng)”后的“混雜效應(yīng)”，即判斷中介效應(yīng)是否具顯著;三是可以分析中介變量發(fā)揮效應(yīng)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(guān)系。

基于以上分析，本文構(gòu)建一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型，通過KHB方法進(jìn)行中介效應(yīng)的檢驗(yàn)與分解，以探討最低收購價(jià)下調(diào)影響農(nóng)戶種糧積極性的中介機(jī)制及邊界條件。將農(nóng)戶對(duì)小麥?zhǔn)袌鰞r(jià)格預(yù)期作為中介變量引入，檢驗(yàn)中介效應(yīng)并進(jìn)行效應(yīng)分解。如表4所示，價(jià)格預(yù)期作為中介變量的總效應(yīng)、直接效應(yīng)、間接效應(yīng)都為負(fù)，總效應(yīng)和直接效應(yīng)通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，間接效應(yīng)通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，各個(gè)效應(yīng)作用方向一致，說明最低收購價(jià)下調(diào)通過降低農(nóng)戶的價(jià)格預(yù)期對(duì)種糧積極性的概率產(chǎn)生負(fù)向影響，證實(shí)了價(jià)格預(yù)期的中介作用。結(jié)果表明最低收購價(jià)下調(diào)不僅對(duì)種糧積極性有直接影響，而且會(huì)通過價(jià)格預(yù)期對(duì)種糧積極性產(chǎn)生間接影響，驗(yàn)證了假說2。

根據(jù)估計(jì)系數(shù)計(jì)算得到，總效應(yīng)是直接效應(yīng)的1.06倍，5.88%的總效應(yīng)是由中介變量引起的，即價(jià)格預(yù)期的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的5.88%，這也說明最低收購價(jià)下調(diào)對(duì)種糧積極性的負(fù)向影響以直接效應(yīng)為主。

（三）進(jìn)一步分析：被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)前文的理論分析，接下來進(jìn)一步探究農(nóng)戶個(gè)體異質(zhì)性在最低收購價(jià)下調(diào)對(duì)種糧積極性影響中的調(diào)節(jié)作用。在中介模型中依次代入不同的調(diào)節(jié)變量進(jìn)行驗(yàn)證，將驗(yàn)證結(jié)果表明有顯著調(diào)節(jié)作用的變量結(jié)果匯總進(jìn)行進(jìn)一步的比較分析（見表5）。

模型（1）—（3）對(duì)年齡變量的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)結(jié)果顯示：年齡對(duì)直接效應(yīng)和中介過程前半路徑有顯著調(diào)節(jié)作用。

模型（1）主效應(yīng)的系數(shù)顯著為負(fù)，解釋變量與年齡的交乘項(xiàng)系數(shù)顯著為正，說明年齡作為調(diào)節(jié)變量，顯著地削弱了主效應(yīng)的解釋作用，即隨著戶主年齡增長，農(nóng)戶對(duì)最低收購價(jià)下調(diào)不滿意而直接導(dǎo)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(duì)政策調(diào)整的響應(yīng)更加不敏感。

模型（2）主效應(yīng)的系數(shù)顯著為正，解釋變量與年齡變量的交乘項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，說明年齡作為調(diào)節(jié)變量，顯著的削弱了主效應(yīng)的解釋作用，即隨著戶主年齡增長，農(nóng)戶對(duì)最低收購價(jià)下調(diào)不滿意而直接導(dǎo)致農(nóng)戶價(jià)格預(yù)期降低的概率降低（圖2b所示），年齡越大的農(nóng)戶，對(duì)最低收購價(jià)的價(jià)格“信號(hào)”效應(yīng)的感知程度越低。

模型（3）解釋變量與年齡變量的交乘項(xiàng)系數(shù)不顯著，說明年齡變量不存在對(duì)中介過程后半路徑的調(diào)節(jié)。

模型（4）—（6）對(duì)非農(nóng)就業(yè)變量的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)結(jié)果顯示：非農(nóng)就業(yè)變量對(duì)中介過程前半路徑有顯著調(diào)節(jié)作用。

模型（4）解釋變量與非農(nóng)就業(yè)變量的交乘項(xiàng)系數(shù)不顯著，說明非農(nóng)就業(yè)變量不存在對(duì)直接效應(yīng)的調(diào)節(jié)。

模型（5）主效應(yīng)的系數(shù)顯著為正，解釋變量與非農(nóng)就業(yè)變量的系數(shù)顯著為負(fù)，說明非農(nóng)就業(yè)變量作為調(diào)節(jié)變量顯著地削弱了主效應(yīng)的解釋作用，即隨著家庭外出非農(nóng)就業(yè)人數(shù)占比的提高，最低收購價(jià)下調(diào)對(duì)農(nóng)戶降低價(jià)格預(yù)期的概率減小（圖2c所示），這表明非農(nóng)就業(yè)占比越高的家庭對(duì)最低收購價(jià)的價(jià)格“信號(hào)”效應(yīng)的感知程度越低。

模型（6）解釋變量與非農(nóng)就業(yè)變量的交乘項(xiàng)系數(shù)不顯著，說明非農(nóng)就業(yè)變量不存在對(duì)中介過程后半路徑的調(diào)節(jié)。

模型（7）—（9）對(duì)銷售比例變量的調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)結(jié)果顯示：銷售比例變量對(duì)中介過程后半路徑有顯著調(diào)節(jié)作用。

模型（7）解釋變量與銷售比例變量的交乘項(xiàng)系數(shù)不顯著，說明銷售比例變量不存在對(duì)直接效應(yīng)的調(diào)節(jié)。

模型（8）解釋變量與銷售比例變量的交乘項(xiàng)系數(shù)不顯著，說明銷售比例不存在對(duì)中介過程前半路徑的調(diào)節(jié)。

模型（9）主效應(yīng)系數(shù)顯著為負(fù)，解釋變量與銷售比例變量的交乘項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，說明銷售比例變量作為調(diào)節(jié)變量顯著地增強(qiáng)了中介效應(yīng)后半路徑，即隨著農(nóng)戶小麥銷售比例的提高，農(nóng)戶價(jià)格預(yù)期下降導(dǎo)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(nóng)戶對(duì)于市場價(jià)格就更為敏感，會(huì)依據(jù)對(duì)市場價(jià)格的預(yù)期及時(shí)調(diào)整種植決策。

五、研究結(jié)論與政策建議

（一）主要結(jié)論

本文采用一手專項(xiàng)調(diào)研數(shù)據(jù)，構(gòu)建并檢驗(yàn)了一個(gè)有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型，分析了最低收購價(jià)下調(diào)對(duì)農(nóng)戶種糧積極性的影響及其作用機(jī)理。研究結(jié)果表明：

第一，最低收購價(jià)下調(diào)對(duì)農(nóng)戶種糧積極性存在負(fù)向影響。最低收購價(jià)下調(diào)釋放的政策調(diào)整信號(hào)降低了農(nóng)戶的種糧積極性，農(nóng)戶對(duì)下調(diào)后的最低收購價(jià)格不滿意而降低了糧食種植意愿，進(jìn)而可能會(huì)做出減少種植規(guī)模的決策。同時(shí)農(nóng)戶的種糧積極性受到自然災(zāi)害的負(fù)向影響，與戶主年齡、自有耕地占總耕地面積的比例正相關(guān)，與農(nóng)戶小麥商品化程度負(fù)相關(guān)。

第二，農(nóng)戶的價(jià)格預(yù)期在最低收購價(jià)下調(diào)對(duì)農(nóng)戶種糧積極性的影響中發(fā)揮中介作用：農(nóng)戶對(duì)下調(diào)后最低收購價(jià)格的滿意度與價(jià)格預(yù)期呈正相關(guān)，農(nóng)戶的價(jià)格預(yù)期與其種植積極性呈負(fù)相關(guān)，最低收購價(jià)下調(diào)通過農(nóng)戶的市場價(jià)格預(yù)期對(duì)種糧積極性產(chǎn)生影響，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的5.88%，表明最低收購價(jià)下調(diào)對(duì)種糧積極性的負(fù)向影響主要以直接效應(yīng)為主。

第三，個(gè)體異質(zhì)性在收購價(jià)下調(diào)對(duì)農(nóng)戶種糧積極性的影響中發(fā)揮不同程度的調(diào)節(jié)作用：個(gè)人/家庭/農(nóng)業(yè)經(jīng)營特征等在不同路徑中存在調(diào)節(jié)作用。隨著戶主年齡增長，農(nóng)戶對(duì)最低收購價(jià)下調(diào)不滿意而直接降低種植積極性的概率降低，農(nóng)戶對(duì)最低收購價(jià)下調(diào)不滿意而直接導(dǎo)致價(jià)格預(yù)期降低的概率降低。隨著家庭外出非農(nóng)就業(yè)人數(shù)占比的提高，最低收購價(jià)下調(diào)對(duì)農(nóng)戶降低價(jià)格預(yù)期的概率減小。隨著農(nóng)戶小麥銷售比例的提高，農(nóng)戶價(jià)格預(yù)期下降導(dǎo)致種植積極性降低的概率增加。

（二）政策建議

根據(jù)上述研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：

第一，逐步調(diào)低最低收購價(jià)格水平，穩(wěn)定種糧農(nóng)戶情緒。目前，各方面對(duì)逐步調(diào)整最低收購價(jià)貼近市場水平已基本達(dá)成共識(shí)，政策調(diào)整需要充分考慮農(nóng)戶的糧食種植情緒和糧食生產(chǎn)穩(wěn)定性。在穩(wěn)定最低收購價(jià)政策構(gòu)架的基礎(chǔ)上，逐步將最低收購價(jià)調(diào)低至合理水平，調(diào)整的幅度盡量貼近市場，價(jià)格水平以不啟動(dòng)最低收購價(jià)為基準(zhǔn)，同時(shí)配套實(shí)施糧農(nóng)收益補(bǔ)償措施?？梢苑謨蓚€(gè)階段來實(shí)施：第一階段，將種糧大戶完全成本作為參照點(diǎn)，同時(shí)為避免市場扭曲，將農(nóng)業(yè)協(xié)定中“對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格支持控制在減讓基期農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)總值的8.5%”作為價(jià)格上限，將最低收購價(jià)合理區(qū)間框定在1～1.12元之間。第二階段，當(dāng)配套保障政策發(fā)展到一定程度，最低收購價(jià)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(jià)“減負(fù)”，使之回歸至穩(wěn)預(yù)期、保播面、保生產(chǎn)穩(wěn)定性這一基本職能。

第二，健全保險(xiǎn)、補(bǔ)貼等配套政策保障種糧農(nóng)戶收益，發(fā)揮政策組合的合力作用。改革最低收購價(jià)政策的功能與機(jī)制，由既保供給又保增收的托市機(jī)制，調(diào)整回歸至兜底保障、解決賣糧難的托底機(jī)制。按照“價(jià)補(bǔ)分離”原則，逐步退出最低收購價(jià)政策的增收功能，完善實(shí)施機(jī)制，增強(qiáng)政策操作的靈活性和彈性。把“市場定價(jià)+價(jià)補(bǔ)分離”作為改革路徑和設(shè)計(jì)方向。健全“生產(chǎn)者補(bǔ)貼+收入保險(xiǎn)”配套措施來保障糧農(nóng)收入，降低農(nóng)戶糧食種植的價(jià)格風(fēng)險(xiǎn)、穩(wěn)定農(nóng)戶種糧的收益預(yù)期，合力保障糧食生產(chǎn)穩(wěn)定性。同時(shí)，也應(yīng)注意將補(bǔ)貼適當(dāng)向規(guī)模種植戶傾斜，保護(hù)各規(guī)模種植農(nóng)戶的種糧積極性和種糧利益。

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責(zé)任編輯、校對(duì)： 鄭雅妮