糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食生產(chǎn)安全的影響

方振，李谷成*，廖文梅

（1.華中農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，湖北 武漢 430070；2.江西農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，江西 南昌 330045）

保障國家糧食安全是一個永恒的課題，要常備不懈，防患于未然[1-2]。而糧食生產(chǎn)安全作為國家糧食安全的基石，需要格外重視。雖然當前我國的糧食生產(chǎn)安全保障程度處在歷史的最佳時期[3]，但是中國糧食產(chǎn)需仍長期處于緊平衡狀態(tài)[4]。值得注意的是，近年來，國際糧食市場不確定因素增加，對全球糧食安全構成了較大威脅，這再次凸顯出保障糧食生產(chǎn)安全的重要性。只有進一步保障糧食生產(chǎn)安全，始終依靠自身力量端牢自己的飯碗，才能為應對各種風險挑戰(zhàn)贏得主動，為保持經(jīng)濟持續(xù)復蘇、社會大局穩(wěn)定奠定基礎?；仡櫸覈Z食生產(chǎn)的發(fā)展歷史進程，從1949年至2021年，我國人口數(shù)量從54 167萬人增長至141 178萬人，年均增長率為1.4%，與此同時，我國糧食總產(chǎn)量從1949年的11 318萬t增漲至2021年的68 285萬t，年均增長率為2.6%。這使得我國人均糧食占有量從1949年的209 kg增長至2021年的483 kg，高于世界平均水平。取得這一成績離不開我國政府出臺一系列旨在保障糧食生產(chǎn)安全的支持性政策安排。其中，2004年實施的糧食主產(chǎn)區(qū)政策作為保障糧食生產(chǎn)安全的核心政策之一，備受政界與學界的關注。

現(xiàn)有關于糧食生產(chǎn)安全影響因素的文獻比較豐富。不少學者從不同角度對糧食生產(chǎn)安全的影響因素進行了研究。研究發(fā)現(xiàn)，消費變化[5]、城鎮(zhèn)化進程[6]、勞動力轉移[7]、技術進步路徑選擇[8]等都是影響糧食生產(chǎn)安全比較重要的因素。在糧食主產(chǎn)區(qū)政策領域，近年來也涌現(xiàn)出一些文獻。已有學者均基于時間維度，采用定性分析方法分析了糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食生產(chǎn)安全的影響[9-10]。經(jīng)驗證據(jù)上，不少學者發(fā)現(xiàn)糧食主產(chǎn)區(qū)政策具有正面影響，例如會促進小麥生產(chǎn)、降低農(nóng)業(yè)面源污染、降低農(nóng)業(yè)碳排放以及增加農(nóng)民經(jīng)營性收入等[11-14]。也有學者發(fā)現(xiàn)糧食主產(chǎn)區(qū)政策除了會帶來一些正面影響外，還會帶來一些負面影響，例如會抑制農(nóng)業(yè)環(huán)境全要素生產(chǎn)率增長[15]。遺憾的是尚未有文獻實證分析糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食生產(chǎn)安全的影響。然而，糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食生產(chǎn)安全的影響與其設立的關聯(lián)性需要充分驗證和客觀評判。因此，在糧食主產(chǎn)區(qū)政策實施若干年后，客觀和精準評價糧食主產(chǎn)區(qū)政策在實際情況中是否有利于促進糧食主產(chǎn)區(qū)糧食生產(chǎn)，保障糧食生產(chǎn)安全，這是一個值得探討的現(xiàn)實問題。

基于此，本文利用糧食主產(chǎn)區(qū)政策這一準自然實驗，基于1997—2019年全國省級層面的面板數(shù)據(jù)，采用雙重差分法考察糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食生產(chǎn)安全的影響，探討因糧食主產(chǎn)區(qū)所在地區(qū)、分布效應差異產(chǎn)生的糧食生產(chǎn)安全變化差異，運用中介效應模型分析產(chǎn)生影響的作用機制，并進一步討論了“非糧化”問題，為糧食主產(chǎn)區(qū)政策的完善提供實證依據(jù)和理論指導。

1 政策背景與理論分析

1.1 政策背景

糧食主產(chǎn)區(qū)承擔著保障我國糧食生產(chǎn)安全的重要責任。1998—2003年間，我國糧食總產(chǎn)量出現(xiàn)了“五連降”的情況，從1998年的5.12億t逐年下降至2003年的4.31億t。由于我國糧食的需求量在不斷提升，使得糧食的缺口在這段時期里不斷擴大。其中，2003年我國糧食總產(chǎn)量和糧食播種面積均處于1990年以來的歷史最低水平，說明我國糧食生產(chǎn)安全在當時受到了嚴重的沖擊和挑戰(zhàn)。在這一現(xiàn)實背景下，為保障糧食生產(chǎn)安全，我國政府在2004年將13個省份（包括黑龍江、吉林、遼寧、內蒙古、河北、河南、山東、江蘇、安徽、四川、湖南、湖北以及江西）設立為糧食主產(chǎn)區(qū)，本文將其定義為糧食主產(chǎn)區(qū)政策。糧食主產(chǎn)區(qū)政策并非是某一項政策，而是面向糧食主產(chǎn)區(qū)糧食生產(chǎn)的一攬子政策，具體包括臨時收儲制度、生產(chǎn)者補貼以及優(yōu)質糧食產(chǎn)業(yè)等政策。可以預見，糧食主產(chǎn)區(qū)政策將會對我國糧食生產(chǎn)安全產(chǎn)生重大而深遠的影響。

1.2 理論分析

糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食生產(chǎn)安全的保障作用主要體現(xiàn)在以下兩個方面：一方面，多種惠及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的政策和投資向糧食主產(chǎn)區(qū)傾斜[16-17]。首先，例如商品糧基地建設、產(chǎn)糧大縣獎勵、優(yōu)質糧食產(chǎn)業(yè)以及糧食生產(chǎn)核心區(qū)等政策均在糧食主產(chǎn)區(qū)重點實施。除了這些以糧食主產(chǎn)區(qū)為依托而發(fā)展的政策，中央支持糧食生產(chǎn)和農(nóng)業(yè)發(fā)展的普惠政策也在向糧食主產(chǎn)區(qū)傾斜。政策的傾斜首先保障了糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)民的種糧收益，同時也緩解了糧食主產(chǎn)區(qū)地方政府的財政困難，從而提高了糧食主產(chǎn)區(qū)種糧農(nóng)民的生產(chǎn)積極性以及地方政府重農(nóng)抓糧的積極性，進而有利于保障糧食生產(chǎn)安全；其次是持續(xù)提高糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)基礎設施建設水平，切實改善了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，為保障糧食生產(chǎn)安全奠定堅實基礎；最后是有效促進了糧食主產(chǎn)區(qū)糧食生產(chǎn)經(jīng)營創(chuàng)新和機具創(chuàng)新，用現(xiàn)代化手段促進糧食生產(chǎn)，保障糧食生產(chǎn)安全。另一方面，糧食主產(chǎn)區(qū)政策進一步提高了糧食生產(chǎn)的空間集聚性，獲得集聚效應[18]。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)在自然條件的約束下本就呈現(xiàn)明顯的集聚特征，而糧食主產(chǎn)區(qū)政策充分發(fā)揮了不同地區(qū)的比較優(yōu)勢，調整了糧食生產(chǎn)布局，緩解了農(nóng)民對于糧食作物種植品種的自我選擇。同時，糧食生產(chǎn)空間集聚有利于成片化經(jīng)營、農(nóng)業(yè)社會化服務發(fā)展、生產(chǎn)要素批量購買以及轉變農(nóng)業(yè)發(fā)展方式等，能夠提升糧食生產(chǎn)效率和種糧收益，從而進一步提高了糧食生產(chǎn)的空間集聚性。因此，糧食生產(chǎn)的空間集聚有利于促進糧食生產(chǎn)，保障糧食生產(chǎn)安全。

適度規(guī)模經(jīng)營被認為是糧食主產(chǎn)區(qū)實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展，保障糧食生產(chǎn)安全的必由之路。糧食生產(chǎn)發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營在總體上能夠提高生產(chǎn)效率，促進糧食生產(chǎn)[19]，保障糧食生產(chǎn)安全。糧食主產(chǎn)區(qū)政策通過發(fā)展糧食生產(chǎn)適度規(guī)模經(jīng)營以促進糧食主產(chǎn)區(qū)糧食生產(chǎn)，保障糧食生產(chǎn)安全主要體現(xiàn)在以下兩個方面：一方面，糧食生產(chǎn)發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營實現(xiàn)了規(guī)?；a(chǎn)，能夠增加替代勞動力的機械、水利設備，增加增產(chǎn)型化學生產(chǎn)要素投入以及增加農(nóng)業(yè)技術采納，提升糧食生產(chǎn)專業(yè)化水平，取得一定的規(guī)模效應[20]，從而實現(xiàn)糧食單產(chǎn)提高，進而有利于糧食總產(chǎn)量提高；另一方面，由于糧食和其他作物種植在農(nóng)業(yè)勞動力投入數(shù)量和勞動強度上存在明顯差異，糧食生產(chǎn)發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營會進一步調整農(nóng)作物種植結構，扭轉“非糧化”趨勢，從而促進糧食播種面積提高，進而有利于糧食總產(chǎn)量提高[21]。據(jù)此提出如下研究假說：

H1：糧食主產(chǎn)區(qū)政策能夠促進糧食主產(chǎn)區(qū)糧食生產(chǎn)，保障糧食生產(chǎn)安全。

H2：糧食主產(chǎn)區(qū)政策通過發(fā)展糧食生產(chǎn)適度規(guī)模經(jīng)營以促進糧食主產(chǎn)區(qū)糧食生產(chǎn)，保障糧食生產(chǎn)安全。

2 研究方法

2.1 模型設定

2.1.1 糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食生產(chǎn)安全影響的模型設定 為消除糧食主產(chǎn)區(qū)政策干預前后處理組和對照組在自然、地理、經(jīng)濟等條件上不隨時間變化的差異和來自全國層面的外部沖擊，盡可能的排除其他因素的干擾。本文采用雙重差分法估計糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食生產(chǎn)安全的影響。遵循Bertrand等[22]的雙重差分模型設定思想，設定基準模型為：

式中：i表示省份，t表示年份，Yit表示省份i在t年的糧食生產(chǎn)安全，本文進一步區(qū)分糧食總產(chǎn)量（TYit）、糧食單產(chǎn)（UYit）和糧食播種面積（AYit）

作為被解釋變量。Dit為虛擬變量，如果省份i在t年實施了糧食主產(chǎn)區(qū)政策，那么省份i在t年以后的觀測值Dit=1，否則為0；X表示控制變量；μi為省份固定效應；λt為年份固定效應，?it為隨機誤差項。糧食主產(chǎn)區(qū)政策是在2004年實施的，政策干預時點為2004年。因此將2004年實施糧食主產(chǎn)區(qū)政策的省份確定為處理組，未實施糧食主產(chǎn)區(qū)政策的省份確定為對照組。

2.1.2 雙重差分模型的平行趨勢檢驗模型設定 采用雙重差分模型估計的有效性依賴于平行趨勢假設的成立，即在政策干預時點之前，處理組和對照組的糧食生產(chǎn)安全的時間變動趨勢是一致的，即平行趨勢檢驗。參考Jacobson等[23]的研究，為此本文設定計量模型為：

式中：D為虛擬變量，當處理組為糧食主產(chǎn)區(qū)政策實施前j年D取值為1；當處理組實施糧食主產(chǎn)區(qū)政策后j年時，取值為1；當j=0時，D=1，表示省份i在t年實施糧食主產(chǎn)區(qū)政策，除此之外D±jit取值為0。以分析期第一年作為參照組，回歸結果中D±jit的系數(shù)表示與此參照組相比，處理組與對照組的糧食生產(chǎn)安全是否存在顯著差異。通過式（2），本文還可以估計得到糧食主產(chǎn)區(qū)政策實施對糧食生產(chǎn)安全的動態(tài)影響。

2.1.3 糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食生產(chǎn)安全影響機制模型設定 參考溫忠麟和葉寶娟[24]提出的中介效應分析方法，將其引入雙重差分模型，以驗證上述影響機制，為此本文設定計量模型為：

式中：Mit為機制變量，表示糧食生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模，用 來分析糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食生產(chǎn)安全的影響機制。

2.2 變量選取與設定

1）被解釋變量。本文以糧食總產(chǎn)量、糧食單產(chǎn)和糧食播種面積為被解釋變量。上述三個被解釋變量除了能夠從直觀上反映糧食生產(chǎn)，還可以反映糧食生產(chǎn)安全。其中，糧食總產(chǎn)量和糧食單產(chǎn)可以反映糧食生產(chǎn)的數(shù)量安全，而糧食播種面積則可以反映糧食生產(chǎn)的結構安全[25]。

2）遺漏變量。本文參考阮榮平等[26]的做法，通過考察糧食主產(chǎn)區(qū)政策對油料和糖料生產(chǎn)的影響來檢驗遺漏變量是否帶來了影響。具體選取以下變量來反映油料和糖料的生產(chǎn)，包括油料總產(chǎn)量、油料單產(chǎn)、油料播種面積、糖料總產(chǎn)量、糖料單產(chǎn)和糖料播種面積。

3）核心解釋變量。本文的核心解釋變量為是否實施了糧食主產(chǎn)區(qū)政策，為二元變量。實施糧食主產(chǎn)區(qū)政策賦值為1，未實施糧食主產(chǎn)區(qū)政策賦值為0。

4）控制變量。根據(jù)相關文獻，本文引入控制變量：經(jīng)濟發(fā)展水平、財政支農(nóng)力度、城鎮(zhèn)化水平、交通便利程度和機械化水平。

5）機制變量。參考游和遠和吳次芳[27]的研究，引入糧食生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模作為機制變量，采用農(nóng)村家庭人均土地經(jīng)營耕地面積進行衡量。變量含義及描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 變量含義及描述性統(tǒng)計Table 1 Variable definitions and descriptive statistics

2.3 數(shù)據(jù)來源

基于數(shù)據(jù)的可獲得性并考慮到重慶1997年才設立直轄市，故本文選取1997—2019年全國31個省級行政單元（不包括港澳臺）作為樣本進行實證分析，數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。

3 結果與分析

3.1 糧食主產(chǎn)區(qū)政策與糧食生產(chǎn)安全分析

3.1.1 時間趨勢分析 圖1為糧食主產(chǎn)區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)糧食總產(chǎn)量、糧食單產(chǎn)和糧食播種面積的平均值變動時間趨勢圖。本文發(fā)現(xiàn)，在本文的樣本期間，糧食主產(chǎn)區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)的糧食總產(chǎn)量、糧食單產(chǎn)和糧食播種面積在2004年糧食主產(chǎn)區(qū)政策實施前變化趨勢基本平行，并且糧食主產(chǎn)區(qū)高于非糧食主產(chǎn)區(qū)，而在糧食主產(chǎn)區(qū)政策實施后，糧食主產(chǎn)區(qū)與非糧食主產(chǎn)區(qū)糧食總產(chǎn)量、糧食單產(chǎn)和糧食播種面積的平均值差距不斷擴大。本文初步推測，相對于非糧食主產(chǎn)區(qū)而言，糧食主產(chǎn)區(qū)糧食總產(chǎn)量、糧食單產(chǎn)和糧食播種面積的快速增長可能是由2004年糧食主產(chǎn)區(qū)政策帶來的。

3.1.2 單變量分析 表2比較了糧食主產(chǎn)區(qū)政策實施前后糧食主產(chǎn)區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)的特征。在樣本期間，糧食主產(chǎn)區(qū)的糧食總產(chǎn)量、糧食單產(chǎn)和糧食播種面積平均水平在糧食主產(chǎn)區(qū)政策實施前后一直高于非糧食主產(chǎn)區(qū)，出現(xiàn)此情況的原因可能在于糧食主產(chǎn)區(qū)相較于非糧食主產(chǎn)區(qū)具有更好的自然資源稟賦。在實施糧食主產(chǎn)區(qū)政策以后，糧食主產(chǎn)區(qū)與非糧食主產(chǎn)區(qū)的糧食總產(chǎn)量、糧食單產(chǎn)和糧食播種面積之間的差額分別由糧食主產(chǎn)區(qū)政策實施前的 1 842.712萬t、0.489 t/hm2和373.320萬hm2上升到糧食主產(chǎn)區(qū)政策實施后的2 604.429萬t、0.688 t/hm2和445.907萬hm2。

表2 結果變量差異變化Table 2 Variance of outcome variables

初步證據(jù)表明，糧食主產(chǎn)區(qū)政策似乎在促進糧食主產(chǎn)區(qū)糧食生產(chǎn)方面取得了成功，即實現(xiàn)了保障糧食生產(chǎn)安全。為了控制潛在的混雜因素，本文將在下面的回歸分析中控制其他因素，以檢驗糧食主產(chǎn)區(qū)政策的有效性。

3.2 糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食生產(chǎn)安全的影響

表3報告了糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食生產(chǎn)安全的影響估計結果。由列（1）可以看出，相對非糧食主產(chǎn)區(qū)而言，糧食主產(chǎn)區(qū)糧食總產(chǎn)量相對增加750.118萬t，且在1%的水平上顯著，說明糧食主產(chǎn)區(qū)政策能顯著提升糧食主產(chǎn)區(qū)糧食總產(chǎn)量；由列（2）可以看出，相對非糧食主產(chǎn)區(qū)而言，糧食主產(chǎn)區(qū)糧食單產(chǎn)相對提高0.205 t/hm2，且在1%的水平上顯著，說明糧食主產(chǎn)區(qū)政策能顯著提升糧食主產(chǎn)區(qū)糧食單產(chǎn)；由列（3）可以看出，相對非糧食主產(chǎn)區(qū)而言，糧食主產(chǎn)區(qū)糧食播種面積相對增加75.704萬hm2，且在1%的水平上顯著，說明糧食主產(chǎn)區(qū)政策能顯著提升糧食主產(chǎn)區(qū)糧食播種面積。這表明，糧食主產(chǎn)區(qū)政策顯著增加了糧食主產(chǎn)區(qū)糧食總產(chǎn)量、糧食單產(chǎn)和糧食播種面積，保障糧食生產(chǎn)安全。據(jù)此，假說1得到驗證。

表3 糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食生產(chǎn)安全的影響Table 3 Influence of the policies of major grain producing areas on grain production security

3.3 糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食生產(chǎn)安全的平行趨勢檢驗與動態(tài)效應分析

1）平行趨勢檢驗。圖2繪制了當被解釋變量分別為糧食總產(chǎn)量、糧食單產(chǎn)和糧食播種面積時，糧食主產(chǎn)區(qū)政策估計系數(shù)的大小及對應的95%置信區(qū)間?？梢园l(fā)現(xiàn)，在糧食主產(chǎn)區(qū)政策實施前，糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食總產(chǎn)量、糧食單產(chǎn)和糧食播種面積的估計系數(shù)值基本都不顯著。由此，可以判斷平行趨勢檢驗通過。

圖2 平行趨勢檢驗Fig.2 Parallel trend test

2）政策的動態(tài)效應。表4展示了糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食生產(chǎn)安全的動態(tài)效應估計結果，從列（1）、（3）可看出，糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食總產(chǎn)量和 糧食播種面積前三年估計系數(shù)均不顯著，從糧食主產(chǎn)區(qū)政策實施的第四年開始政策效應才顯現(xiàn)出來，且政策效應隨時間的變化不斷增長。從列（2）可看 出，糧食主產(chǎn)區(qū)政策實施對糧食單產(chǎn)的估計系數(shù)在絕大部分年份雖然為正，但不顯著，僅在糧食主產(chǎn)區(qū)政策實施的第7~9年顯著。上述結果表明，糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食生產(chǎn)安全的影響具有滯后性，影響滯后的原因可能是糧食主產(chǎn)區(qū)政策實施初期，由于缺乏相應的配套制度，糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食生產(chǎn)安全的影響有限。此外，未來，針對糧食主產(chǎn)區(qū)需要重點頒布實施促進糧食單產(chǎn)增加的配套政策，進一步提高糧食主產(chǎn)區(qū)保障糧食生產(chǎn)安全的能力。

表4 糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食生產(chǎn)安全的動態(tài)效應Table 4 Dynamic e§ects of policies in major grain producing areas on grain production security

3.4 糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食生產(chǎn)安全的穩(wěn)健性檢驗

1）安慰劑檢驗。參考梁志會等[28]的做法，本文安慰劑檢驗思路是將糧食主產(chǎn)區(qū)政策實施的時點提前，此方法可以檢驗是否有潛在的，與糧食主產(chǎn)區(qū)有關的政策對糧食主產(chǎn)區(qū)糧食生產(chǎn)安全產(chǎn)生影響?；诖?，本文使用糧食主產(chǎn)區(qū)政策實施前（即1997—2003年）的樣本數(shù)據(jù)，并將糧食主產(chǎn)區(qū)政策實施時點設為2000年和2001年，以驗證結果是否具有穩(wěn)健性，結果見表5。通過表5列（1）~（6）可知，糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食總產(chǎn)量、糧食單產(chǎn)和糧食播種面積均有負向影響但不顯著。說明糧食主產(chǎn)區(qū)政策實施之前不存在其他的政策效應。由此可以認為本文的基本結論比較穩(wěn)健。

表5 安慰劑檢驗結果Table 5 Placebo test results

2）遺漏變量檢驗。本文為了檢驗遺漏變量是否帶來了影響，本部分通過實證檢驗糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食主產(chǎn)區(qū)其他作物生產(chǎn)的影響。如果表3中的結果不是由糧食主產(chǎn)區(qū)政策實施而是由遺漏變量（例如農(nóng)業(yè)技術進步）導致的，那么這些遺漏變量可能也會影響糧食主產(chǎn)區(qū)其他農(nóng)作物的生產(chǎn)情況。因此，本文進一步使用雙重差分回歸模型來實證檢驗糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食主產(chǎn)區(qū)油料和糖料生產(chǎn)的影響，結果見表6。

由表6列（1）~（3）可以看出，糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食主產(chǎn)區(qū)油料總產(chǎn)量、油料單產(chǎn)和油料播種面積均未產(chǎn)生顯著的影響，表明糧食主產(chǎn)區(qū)政策并未對糧食主產(chǎn)區(qū)油料生產(chǎn)產(chǎn)生政策效應。由列（4）~（6）可以看出，糧食主產(chǎn)區(qū)政策沒有對糧食主產(chǎn)區(qū)糖料單產(chǎn)產(chǎn)生顯著影響，但對糖料總產(chǎn)量和糖料播種面積產(chǎn)生了顯著的負向影響，該變動情況與糧食主產(chǎn)區(qū)糧食總產(chǎn)量和糧食播種面積的變動情況剛好相反，體現(xiàn)出糧食主產(chǎn)區(qū)糧食總產(chǎn)量和糧食播種面積對糖料總產(chǎn)量和糖料播種面積具有替代作用。因此，說明本文的基本結論依然成立。

表6 遺漏變量檢驗結果Table 6 Test results of missing variables

3） 考慮社會經(jīng)濟環(huán)境的延續(xù)性。參考Acemoglu 等[29]的做法，本文通過將經(jīng)濟發(fā)展水平這個控制變量滯后一期，以控制社會經(jīng)濟環(huán)境帶來的影響，結果見表7列（1）~（3）?？梢钥闯觯诳紤]社會經(jīng)濟環(huán)境的延續(xù)性后，糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食總產(chǎn)量、糧食單產(chǎn)和糧食播種面積依舊顯著為正，基本結論成立。

4）剔除直轄市?？紤]到直轄市的農(nóng)業(yè)發(fā)展與其他省份具有顯著的差異，結果見表7列（4）~ （6）?？梢钥闯觯谔蕹陛犑泻?，糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食總產(chǎn)量、糧食單產(chǎn)和糧食播種面積依舊顯著為正，基本結論仍然成立。

表7 考慮社會經(jīng)濟環(huán)境的延續(xù)性和剔除直轄市檢驗結果Table 7 Test results of considering the social and economic environment continuity and excluding municipalities directly under the central government

3.5 糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食生產(chǎn)安全的異質性分析

盡管本文已經(jīng)論證了糧食主產(chǎn)區(qū)政策的有效性，但政策實施范圍內不同地區(qū)、不同分布效應對政策的響應是否存在一定差異？對于該問題的討論有助于深入理解糧食主產(chǎn)區(qū)政策的作用機制和邊界條件。因此，本文分別從地區(qū)特征和分布效應特征兩個方面對糧食主產(chǎn)區(qū)政策影響糧食生產(chǎn)安全的異質性進行討論。

1）地區(qū)異質性分析。本文研究糧食主產(chǎn)區(qū)政策下的北方地區(qū)和南方地區(qū)的影響是否存在不同。首先，本文將13個糧食主產(chǎn)區(qū)劃分為北方糧食主產(chǎn)區(qū)（河北、內蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、山東和河 南）和南方糧食主產(chǎn)區(qū)（江蘇、安徽、江西、湖北、湖南和四川），然后進行分組回歸，結果見表8。從列（1）、（3）、（4）、（6）可以看出，糧食主產(chǎn)區(qū)政策對北方糧食主產(chǎn)區(qū)和南方糧食主產(chǎn)區(qū)的糧食總產(chǎn)量和糧食播種面積均有顯著的正向影響，且對北方糧食主產(chǎn)區(qū)的作用效果更為明顯。從列（2）、（5）可以看出，糧食主產(chǎn)區(qū)政策對北方糧食主產(chǎn)區(qū)的糧食單產(chǎn)具有顯著的正向影響，但對南方糧食主產(chǎn)區(qū)的糧食單產(chǎn)具有顯著的負向影響。上述異質效應可能歸因于以下原因，第一個原因在于，北方糧食主產(chǎn)區(qū)和南方糧食主產(chǎn)區(qū)在政府管制和市場化程度上具有顯著的差異[30]。北方糧食主產(chǎn)區(qū)由于受到的政府管制力度相對較強，且市場化程度相對較低，使得糧食主產(chǎn)區(qū)政策的實施效果更加顯著。而南方糧食主產(chǎn)區(qū)由于受到政府管制的力度相對較弱，且市場化程度相對較高，使得糧食主產(chǎn)區(qū)政策的實施效果大打折扣。具體來看，一方面，南方糧食主產(chǎn)區(qū)會相對增加種植經(jīng)濟作物的占比；另一方面，南方糧食主產(chǎn)區(qū)在經(jīng)濟發(fā)展過程中占用了大量的良田，但補充的田塊在數(shù)量上可能不足，在質量上可能較差，從而抑制了糧食總產(chǎn)量、糧食單產(chǎn)和糧食播種面積的增加。因此，對于南方糧食主產(chǎn)區(qū)，要加大監(jiān)管力度，遏制耕地“占多補少”和“占優(yōu)補劣”情況的發(fā)生，對于少補耕地要補齊，而對于已補“劣地”，需要通過多種措施提高質量。第二個 原因在于，相較于南方糧食主產(chǎn)區(qū)，北方糧食主產(chǎn)區(qū) 受到的政策、資金、技術等的傾斜力度相對較高[31]。具體來看，一方面，北方糧食主產(chǎn)區(qū)受到的政策支持力度更大。例如，玉米、大豆臨時收儲制度和生產(chǎn)者補貼政策的實施地區(qū)都屬北方糧食主產(chǎn)區(qū)；另一方面，北方糧食主產(chǎn)區(qū)在人均耕地面積、地塊平整度等方面具有優(yōu)勢，這也有利于北方糧食主產(chǎn)區(qū)在政策、資金、技術等方面受到相對較多的支持。

表8 地區(qū)異質性分析Table 8 Regional heterogeneity analysis

2）分布效應異質性分析。本文為了檢驗不同糧食生產(chǎn)安全水平下糧食主產(chǎn)區(qū)政策效應可能存在的異質性，采用分位數(shù)回歸對基準模型進行估計。表9 給出了0.25、0.50和0.75三個代表性分位點的估計系數(shù)?？梢钥闯觯傮w上糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食主產(chǎn)區(qū)糧食總產(chǎn)量和糧食播種面積的正向影響隨分位點的增加沒有表現(xiàn)出明顯的變化，且在0.75分位點上的正向影響相對較低。表明在糧食總產(chǎn)量和糧食播種面積相對較高的糧食主產(chǎn)區(qū)，糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食總產(chǎn)量和糧食播種面積的增量效應呈趨弱態(tài)勢?？赡艿慕忉屖?，糧食總產(chǎn)量和糧食播種面積均排在前列的糧食主產(chǎn)區(qū)為糧食生產(chǎn)核心區(qū)，糧食生產(chǎn)核心區(qū)由于糧食播種面積占比相對較高，使得繼續(xù)增加糧食播種面積的難度相對較大，從而對糧食總產(chǎn)量的增加作用不明顯。而糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食主產(chǎn)區(qū)糧食單產(chǎn)的正向影響隨著分位點的增加而減弱，在0.75分位點上，糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食主產(chǎn)區(qū)糧食單產(chǎn)的估計系數(shù)不再顯著。表明在糧食單產(chǎn)相對較高的糧食主產(chǎn)區(qū)，糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食單產(chǎn)的增量效應呈趨弱態(tài)勢?？赡艿脑蚴菍τ?糧食單產(chǎn)相對“高量”的糧食主產(chǎn)區(qū)而言，糧食單產(chǎn)的提升較為困難。這意味著對于糧食單產(chǎn)相對“高量”的糧食主產(chǎn)區(qū)而言，需要進一步增加資金、技術、人才等要素的支持力度，以促進糧食單產(chǎn)增加。

表9 分布效應異質性分析Table 9 Distribution e§ect heterogeneity analysis

3.6 糧食主產(chǎn)區(qū)政策影響糧食生產(chǎn)安全的機制檢驗

如上文所述，糧食主產(chǎn)區(qū)政策能夠促進糧食主產(chǎn)區(qū)糧食生產(chǎn)，保障糧食生產(chǎn)安全。本部分對其具體的影響機制進行分析。根據(jù)前文的理論分析，基 于式（3）和（4），本文從糧食生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模的角度 展開具體分析。同時參考Heckman等[32]和Gelbach[33]的做法來對影響機制進行量化分解，機制檢驗的結果見表10。

表10列（1）中的估計結果顯示，糧食主產(chǎn)區(qū)政策能夠顯著促進糧食主產(chǎn)區(qū)發(fā)展糧食生產(chǎn)適度規(guī)模經(jīng)營，這反映出糧食主產(chǎn)區(qū)政策支持糧食生產(chǎn)進行適度規(guī)模經(jīng)營的政策效果十分顯著。列（2）~（4）的估計結果表明，糧食生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模與糧食總產(chǎn)量、糧食單產(chǎn)和糧食播種面積均為顯著正相關。進一步將其與表3中的列（1）~（3）進行比較，發(fā)現(xiàn)當模型中加入糧食生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模后，交互項的系數(shù)值有所減小，糧食主產(chǎn)區(qū)政策的系數(shù)值分別從750.118、0.205和75.704減 小 至187.004、0.105和6.129，這說明糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食主產(chǎn)區(qū)糧食總產(chǎn)量、糧食單產(chǎn)和糧食播種面積的一部分促增作用來源于糧食生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模擴大。具體來看，糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食主產(chǎn)區(qū)糧食總產(chǎn)量、糧食單產(chǎn)和糧食播種面積的促增效應分別有33.63%、26.46%和50.22%可由糧食生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模這一影響機制解釋。換言之，糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食總產(chǎn)量、糧食單產(chǎn)和糧食播種面積的促增效應中分別至少有3成、2成和5成是由糧食生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模擴大導致的，這一結論在一定程度上驗證了本文理論分析中的論述。相較于非糧食主產(chǎn)區(qū)，糧食主產(chǎn)區(qū)政策促進糧食主產(chǎn)區(qū)發(fā)展糧食生產(chǎn)適度規(guī)模經(jīng)營，催生出了促進糧食生產(chǎn)的規(guī)模效應，進而保障糧食生產(chǎn)安全。據(jù)此，假說2得到驗證。

表10 糧食生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模的中介效應Table 10 Mediating e§ect of grain production and management scale

3.7 保障糧食生產(chǎn)安全的進一步討論

通過前文的實證研究，可以得出糧食主產(chǎn)區(qū)政策可以促進糧食主產(chǎn)區(qū)糧食生產(chǎn)，保障糧食生產(chǎn)安全。其中，糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食主產(chǎn)區(qū)糧食播種面積的政策效應要高于糧食總產(chǎn)量和糧食單產(chǎn)。雖然我國糧食總產(chǎn)量、糧食單產(chǎn)和糧食播種面積自糧食主產(chǎn)區(qū)政策實施以來均得到了穩(wěn)步增長，但是糧食播種面積的增長速度要明顯慢于糧食總產(chǎn)量和糧食單產(chǎn)。造成這一現(xiàn)象的原因可能有兩個，一是“非糧化”問題[34]；二是糧食種植結構調整，表現(xiàn)為玉米的占比提高較快[35]和大豆的占比不斷下降[36]。由于本文沒有區(qū)分糧食品種，故本文不討論糧食種植結構的問題，下面的討論著重于“非糧化”問題對糧食生產(chǎn)安全的影響。長期以來，糧食主產(chǎn)區(qū)扛起了糧食生產(chǎn)安全的重任，致使非糧食主產(chǎn)區(qū)在保障糧食生產(chǎn)安全中的作用沒有得到足夠的重視。因此，應該將糧食主產(chǎn)區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)區(qū)分來看。下面通過比較糧食主產(chǎn)區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)的“非糧化”程度（非糧化程度=[1-（糧食播種面積/農(nóng)作物總播種面積）]×100%）來解釋糧食播種面積增長速度相對較慢的原因。從圖3可以看出，1997—2019年，糧食主產(chǎn)區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)的“非糧化”平均程度分別為28.10%和37.37%。在1997年，糧食主產(chǎn)區(qū)的“非糧化”程度為25.30%，非糧食主產(chǎn)區(qū)的“非糧化”程度為29.38%，兩者僅相差4.08%。1997—2003年間，糧食主產(chǎn)區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)的“非糧化”程度均呈明顯的上升趨勢。2003年，糧食主產(chǎn)區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)的“非糧化”程度分別上升到了33.61%和37.22%，較1997年分別上升了8.31%和7.84%；2004—2019年，糧食主產(chǎn)區(qū)“非糧化”程度呈下降趨勢，而非糧食主產(chǎn)區(qū)的“非糧化”程度繼續(xù)呈上升趨勢。到2019年，糧食主產(chǎn)區(qū)的“非糧化”程度較2003年大幅下降，下降至23.88%，而非糧食主產(chǎn)區(qū)的“非糧化”程度繼續(xù)快速上升，突破了40%，上升至44.06%。這表明“非糧化”問題發(fā)生在非糧食主產(chǎn)區(qū)。綜上所述，可以得出非糧食主產(chǎn)區(qū)的“非糧化”問題抵消了糧食主產(chǎn)區(qū)政策的部分效果，對保障糧食生產(chǎn)安全產(chǎn)生了消極影響。若要提升非糧食主產(chǎn)區(qū)保障糧食生產(chǎn)安全的能力，需要嚴防耕地“非糧化”。

圖3 “非糧化”程度Fig.3 “Degraining farmland” degree

4 研究結論與政策建議

4.1 研究結論

1）總體而言，相對非糧食主產(chǎn)區(qū)而言，糧食主產(chǎn)區(qū)政策能夠顯著增加糧食主產(chǎn)區(qū)糧食總產(chǎn)量、糧食單產(chǎn)和糧食播種面積，保障糧食生產(chǎn)安全。

2）異質性分析表明，糧食主產(chǎn)區(qū)政策對糧食生產(chǎn)安全造成的外力沖擊具有地區(qū)以及分布效應差異性，其中對北方糧食主產(chǎn)區(qū)的影響更為強烈，而對糧食單產(chǎn)處于高分位點上的糧食主產(chǎn)區(qū)的影響不明顯。

3）作用機制分析表明，糧食主產(chǎn)區(qū)政策可以通過促進糧食主產(chǎn)區(qū)發(fā)展糧食生產(chǎn)適度規(guī)模經(jīng)營，對糧食主產(chǎn)區(qū)糧食總產(chǎn)量、糧食單產(chǎn)和糧食播種面積起顯著的促增作用，保障糧食生產(chǎn)安全。

4）進一步的討論表明，非糧食主產(chǎn)區(qū)出現(xiàn)了“非糧化”問題且會抵消糧食主產(chǎn)區(qū)政策的部分效果，對保障糧食生產(chǎn)安全產(chǎn)生了消極影響。

4.2 政策建議

1）保持糧食主產(chǎn)區(qū)政策的連續(xù)性、穩(wěn)定性和有效性。實踐證明，糧食主產(chǎn)區(qū)政策能夠促進糧食主產(chǎn)區(qū)糧食生產(chǎn)，保障糧食生產(chǎn)安全。具體而言，考慮到政策效果具有一定的時滯性，應保障政策連續(xù)性和穩(wěn)定性，并合理把控糧食主產(chǎn)區(qū)政策執(zhí)行力度。同時應以提高糧食主產(chǎn)區(qū)糧食單產(chǎn)水平為著力點，加大糧食種業(yè)研發(fā)投入，規(guī)范良種推廣，從而有 效發(fā)揮糧食主產(chǎn)區(qū)政策保障糧食生產(chǎn)安全的作用。

2）因地制宜完善各糧食主產(chǎn)區(qū)糧食生產(chǎn)支持政策。要改變以往大水漫灌的糧食生產(chǎn)支持政策，因地制宜，分地區(qū)、分分布效應合理調整糧食生產(chǎn)支持政策，提高糧食生產(chǎn)支持政策的精準性、靶向性。具體而言，對于南方糧食主產(chǎn)區(qū)，一方面，要加強政府監(jiān)管力度；另一方面，要加大政策、資金、技術等的傾斜力度。同時對于糧食單產(chǎn)處于高分位點上的糧食主產(chǎn)區(qū)，可以將種業(yè)振興行動和高標準農(nóng)田建設等向其傾斜。

3）鼓勵糧食主產(chǎn)區(qū)糧食生產(chǎn)發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營。在未來的政策改革中，進一步向糧食主產(chǎn)區(qū)糧食規(guī)模種植戶傾斜，增加糧食規(guī)模種植戶的底氣，以更好的發(fā)揮糧食主產(chǎn)區(qū)在保障糧食生產(chǎn)安全中的作用。鑒于此，一方面，種糧補貼要向糧食規(guī)模種植戶傾斜，實現(xiàn)種糧補貼“普惠制”向糧食規(guī)模種植戶“?；葜啤鞭D變。另一方面，要引導和支持各類金融機構為糧食規(guī)模種植戶提供信貸等金融服務，改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置。

4）增加對非糧食主產(chǎn)區(qū)保障糧食生產(chǎn)安全的關注度。研究發(fā)現(xiàn)，保障糧食生產(chǎn)安全不能只盯著糧食主產(chǎn)區(qū)，非糧食主產(chǎn)區(qū)也要行動起來。因此，非糧食主產(chǎn)區(qū)要遏制耕地“非糧化”問題的進一步加劇，穩(wěn)定糧食播種面積。同時要通過加強農(nóng)業(yè)基礎設施建設、農(nóng)技推廣等多種手段，提升非糧食主產(chǎn)區(qū)糧食單產(chǎn)。尤其在當前農(nóng)民種植糧食凈收益不斷下降背景下，還需重點關注非糧食主產(chǎn)區(qū)種糧 的比較收益，實現(xiàn)保障農(nóng)民種糧收益和社會穩(wěn)定的目標。