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[提 要] 通过农户调查，实证分析农户的粮食直补政策满意度对农户农田转入意愿的影响。广大农民对国家粮食直接补贴政策具有较高的满意度，粮食直接补贴政策对农户农田转入意愿没有显著影响，但对粮食直补政策满意度高、收入主要来源于农业的农户农田转入意愿具有显著的正向影响，农户预期收入来源是粮食直接补贴政策对农户农田转入意愿产生影响的一个边界条件。根据粮食播种面积实施差别粮食直接补贴将最大程度地激发农户转入农田、扩大粮食生产，取得更大的粮食直接补贴政策绩效。
[关键词] 粮食直补政策；满意度；农户农田转入意愿
[作者简介]刘克春（1968—），男，江西财经大学教授，博士，主要研究方向为农业经济，企业成长。（江西南昌 330013）
本文系教育部高校人文社会科学规划课题“南方稻谷主产区水稻补贴制度绩效与补贴制度完善研究”（编号：09YJA790091）研究成果，并得到国家自然基金课题“扶持政策与中小农业龙头企业成长绩效关系的实证研究——以江西中小农业龙头企业为例”（ 编号：71063005）自助。
一、引言
农业是国民经济中最重要的基础产业，又是一个弱质产业。在现代国家中，任何一个国家都对农业和农民实施保护和支持。发达国家在农业政策方面已经形成了一套相当完善的农业补贴制度，形成了一套对农民直接收入补贴的制度。我国是发展中的农业大国，加入WTO后，如何对我国农业实施保护，提高我国农业国际竞争力，确保我国粮食安全，是当前我国农业发展面临的重要课题。
迄今为止，国际经济学界从不同角度对粮食补贴问题进行了深入研究，取得的成果可谓汗牛充栋。其研究主要集中在以下方面：
一是对粮食等主要农产品保护水平的测度。世界银行经济学家Beladda提出的名义保护率、澳大利亚学者W.M.Corden提出的有效保护率（简称ERP）和美国教授T.Josling提出的生产者补贴等值方法（简称PSE）（岳晓华，王彦华，2008）。许多学者对农业补贴政策的产生原因和实施效果等进行了模拟分析，代表性的有，Valdes和Zeitz（1980）运用单个商品局部均衡分析工业化国家的农业补贴对发展中国家的食品价格水平的影响；经合组织专家在对经合组织主要成员国2004～2005年农业补贴水平及其占农业收入的比重进行对比分析后认为，较高的农业补贴对保护环境、农村繁荣、生产发展目标也并非有效。国内学者朱希刚（1992）计算分析了中国粮食等主要农产品1990年的PSE，张莉琴（2001）依据OECD的方法测算了1990～1999年间中国10种主要农产品的生产者支持估计和消费者支持估计。这些研究普遍认为中国的农业补贴力度不够，甚至很长时间内为负补贴。
二是对粮食等农产品补贴效果的理论分析与计量分析。一些学者认为农业补贴和当前实施粮食直接补贴存在很多问题，例如，补贴过于分散、补贴标准低、补贴方式和补贴环节不完善、缺乏激励、补贴缺乏稳定的增长机制，补贴作用有限，需要进一步完善（马文杰等，2007；张照新、陈金强，2007）。也有许多学者运用计量经济等实证方法分析粮食等农业补贴对土地生产率、农民增收、粮食生产、农民种粮积极性、农业投资等产生的效果。这些研究呈现不同的结论：一种观点认为，粮食直接补贴政策的实施提高了农民收入和粮食产量（钱克明，2005；陈波，2006；曹芳，2005；王小龙等，2009；陈飞等，2010），优化了种植品种结构，提高了农民粮食生产积极性和满意度（冷俊磊、王畅，2012）。另一种观点认为，粮食直接补贴效果甚微（王姣、肖海峰，2006；朱红根等，2007；高玉强，2010；周兴、黄佳，2012）。
三是粮食直接补贴政策研究。政府的粮食直接补贴政策绩效状况取决于其对农户的粮食种植行为的影响。在当前农业劳动力大量向非农产业转移的形势下，粮食直接补贴政策绩效往往表现为种粮农户的农田转入行为的变化，当粮食直接补贴政策具有激励作用时，种粮农户更加倾向转入农田。因此，研究粮食直接补贴政策对于种粮农户的农田转入行为的影响具有重要的现实意义。
江西是农业大省，自2004年以来，江西省政府一直对种农户民实行粮食直接补贴政策。从2004年最初的按粮食实际播种面积每亩各补10元，到近年来政府不仅提供了粮食补贴标准，而且实行了良种补贴、农资综合补贴和农机购置补贴等多种补贴政策。以上粮食直接补贴政策是否达到政策目标，有待于实践验证。本文基于江西省农户调查数据，实证分析粮食直接补贴政策对农户农田转入行为的影响。
二、粮食直接补贴政策评价对农户的农田转入行为影响的分析
（一）研究方法
本研究以江西省为例，运用2012年6月底笔者对江西省南昌县、新建县、永修县、安义县、吉安县340个农户调查数据实证分析粮食直接补贴政策对农户农田转入行为的影响。
1、变量的选择与定义
（1）农户的农田转入意愿。本文将农户的农田转入意愿作为被解释变量，主要分析粮食直接补贴政策对农户农田转入意愿产生的影响。该变量定义为：是=1，表示农户意愿转入农田；否=0，表示农户无愿意转入农田。在被调查的340农户中，意愿转入农田的农户占34.5%。
（2）农户的粮食直接补贴政策满意度。农户的粮食直接补贴政策有可能影响农户的农田流转行为。本文用“我对现行的粮食直接补贴政策的满意程度”这一测量指标来反映该变量，并使用利克特五点量表进行测量，1表示“不满意”、2表示“有点不满意”、3表示“一般”，4表示“比较满意”、5表示“同意”。该变量的测量值平均为4.2。
（3）农户的预期收入来源。本文将该变量作为解释变量用以反映其对农户转入农田意愿的影响。该变量定义如下：以农业为主要收入来源=1、以非农业为主要收入来源=0。在被调查的340个农户中，以农业为主要收入来源的农户占47.7%。
（4）农户上年是否转入农田。本文用该变量研究农户的过去转入农田行为对未来的行为是否产生影响，以研究农户转入农田行为的连续性。该变量定义为：农户上年转入农田=1、农户上年未转入农田=0。在在被调查的340个农户中，2012年转入农田的农户占65.1%。 （5）农田租金。本文引入该变量以分析农田租金对农户农田转入行为的影响。在样本农户中，农田租金一般是每亩200元至400元之间。
（二）模型与数据
在分析上述变量对农户农田转入意愿影响时，本文使用Logit模型对农户是否转入农田意愿进行回归分析，以分析上述解释变量的影响程度。被解释变量为农户的农田转入意愿，其中，“是”=1；“否”=0。数据来源是2012年被调查的江西省340个农户的样本数据。Logit模型如下式所示。
log（Pi /（1-Pi））=α+β1SS+ +β2FP +β3TL +β4AL+β5SS·AL …+εi
其中，Pi——农户农田转入意愿的概率； SS——农户对粮食直接补贴政策的满意度； FP——农田租金；TL——农户上年是否转入农田；AL——农户预期收入来源；SS·AL——农户对粮食直接补贴政策的满意度与农户预期收入来源的交互项。
（三）回归结果与分析
表1回归结果显示，农户预期收入来源对其农田转入意愿具有显著影响，农户预期收入愈是来源于农业收入，转入的农田愈多；反之，则愈少。由此可见，农户的预期收入来源是其是否转入农田的一个重要因素，农户追求收入最大化是其转入农田的重要动机。农田租金对农户转入农田意愿具有显著的负向影响，这表明，农田租金对农户转入农田行为具有调节作用，反映了农田的市场供求状况。实证结果表明，农户上年的转入农田行为对其未来转入农田意愿具有显著的正向影响，农户转入农田行为具有连续性，转入农田进行长期化粮食种植已经成为众多农户粮食种植行为的重要特征。从农户访谈结果看，绝大多数农户持续转入农田种植粮食的时间在3-5年以上，有的持续时间在10年以上，个别通过书面协议大规模转入农田的甚至超过15年。表1显示，农户的粮食直接补贴政策满意度对其是否愿意转入农田没有显著影响，这表明，当前国家粮食直接补贴政策并没有对农户的粮食生产积极性带来显著的提高。根据大量的农户访谈，笔者发现，尽管政府实施了粮食直接补贴政策，但是，相对于每亩粮食产值，政府给予的每亩粮食直接补贴金额所占比例很小。例如，2011年，江西省每亩粮食直接补贴（粮食直补、良种补贴和农资综合补贴）金额共计96元，粮食收购价格平均约为104元/50公斤，按照粮食单产1000斤/亩计算，每亩粮食直接补贴仅占每亩粮食产值的9.2%，如此低比例的粮食直接补贴难以对农户种粮积极性带来显著提高。虽然粮食直接补贴政策从无到有，增加了农户的福利，提高了农户的满意度。但是，相对于农民收入而言，占农户收入比例极低的粮食直接补贴政策难以从根本上显著提高农户收入，因此难以对农户的农田流转行为产生影响。然而，表1也显示，变量农户的粮食直接补贴政策满意度与农户预期收入来源交互项对农户的农田转入意愿具有显著的影响，即农户的预期收入愈是主要来源于农业、其对粮食直接补贴政策满意度愈高，则转入农田的意愿愈强。因此，粮食直接补贴政策仅仅是对收入主要来源于农业的农户转入农田行为产生正向影响，对于那些收入主要来源于非农的农户而言，粮食直补贴政策难以对其农田流转行为产生影响。由此可见，国家粮食直接补贴政策取得良好绩效的一个边界条件是农户的预期收入来源。
三、结论与启示
通过实证，本文得到如下结论：（1）农户预期收入来源对其农田转入意愿产生了明显正向影响，收入愈是来源于农业的农户转入农田的意愿愈强。（2）农户过去转入农田行为对其未来的农田转入意愿产生了明显的正向影响，过去转入农田的农户，其转入农田的意愿愈强。农户转入农田行为具有连续性，转入农田从事长期化粮食种植是许多粮农的重要特征。（3）农田租金对农户农田转入意愿具有负向影响，它反映了农田市场的供求状况，对农田市场供求具有调节作用。（4）实证结果表明，农户对国家粮食直接补贴政策具有较高的满意度，国家粮食直接补贴政策对农户的农田转入意愿没有明显影响。但是，国家粮食直接补贴政策与农户预期收入来源对农户的农田转入行为具有正向的交互作用，只有当农户的预期收入主要来源于农业时，国家粮食补贴政策才能显著地推动农户转入农田。农户的预期收入来源是国家粮食直接补贴政府对农户转入农田意愿产生影响的一个边界条件。
以上结论给我们如下启示：（1）提高农户种粮积极性，扩大农户粮食种植规模，必须进一步优化国家粮食直接补贴政策。政策的重点是加大对种粮农户的粮食直接补贴力度，进一步提高种粮大户的粮食直接补贴标准，可以根据农户粮食播种面积实施播种面积差别补贴政策，种植规模愈大，补贴标准愈高，最大程度取得政策绩效。（2）在逐步提高粮食直接补贴的力度同时，必须逐步提高粮食收购保护价，提高粮农种粮预期收入，从而促进粮农种粮积极性，进一步转入农田，扩大粮食种植规模，促进粮食规模化生产。（3）由于农户转入农田行为具有连续性。因此，为了确保粮食生产稳定，在坚持农村家庭土地承包责任制基础上，规范农田流转市场，推动长期农田流转市场的发育，确保长期农田流转市场的稳定，从而稳定粮食生产。
[参考文献]
[1]朱希刚.借鉴国际经验促进农业补贴由消费者向生产者的转变[J].农业经济问题，1992，（10）.
[2]张莉琴.我国农业政策对农业的支持水平分析[J].农村.社会.经济，2001，（1）.
[3]钱克明.中国“绿箱政策”的支持结构与效率[J].农业经济问题，2003，（1）.
[4]曹芳.粮食主产区粮食补贴改革研究——以江苏省的调查为例[J].南京师大学报（社会科学版） ， 2005，（3）.
[5]张照新，陈金强.我国粮食补贴政策的框架、问题及政策建议[J].农业经济问题，2007，（7）.
[6]王姣，肖海峰.中国粮食直接补贴政策效果评价[J].中国农村经济，2006，（12）.
[7]岳晓华，王彦华.对加强农业补贴理论研究的几点意见[J].中国经贸，2008，（7）.
[8]马文杰.冯中朝.国外粮食直接补贴政策及启示[J].经济纵横，2007.（11）.
[9]陈波，王雅鹏.湖北省粮食补贴方式改革的调查分析[J].经济问题，2006，（3）.
[10]朱红根等.粮食安全战略背景下粮食扶持政策评价及其完善——基于江西省农户问卷调查分析[J].经济问题探索，2007，（4）.
[11]王小龙， 杨柳. 中国粮食财政干预政策产出效应分析[J]. 财贸经济， 2009，（1）.
[12]陈飞等. 农业政策、粮食产量与粮食生产调整能力[J]. 经济研究，2010，（11）.
责任编辑：刘忠林
[关键词] 粮食直补政策；满意度；农户农田转入意愿
[作者简介]刘克春（1968—），男，江西财经大学教授，博士，主要研究方向为农业经济，企业成长。（江西南昌 330013）
本文系教育部高校人文社会科学规划课题“南方稻谷主产区水稻补贴制度绩效与补贴制度完善研究”（编号：09YJA790091）研究成果，并得到国家自然基金课题“扶持政策与中小农业龙头企业成长绩效关系的实证研究——以江西中小农业龙头企业为例”（ 编号：71063005）自助。
一、引言
农业是国民经济中最重要的基础产业，又是一个弱质产业。在现代国家中，任何一个国家都对农业和农民实施保护和支持。发达国家在农业政策方面已经形成了一套相当完善的农业补贴制度，形成了一套对农民直接收入补贴的制度。我国是发展中的农业大国，加入WTO后，如何对我国农业实施保护，提高我国农业国际竞争力，确保我国粮食安全，是当前我国农业发展面临的重要课题。
迄今为止，国际经济学界从不同角度对粮食补贴问题进行了深入研究，取得的成果可谓汗牛充栋。其研究主要集中在以下方面：
一是对粮食等主要农产品保护水平的测度。世界银行经济学家Beladda提出的名义保护率、澳大利亚学者W.M.Corden提出的有效保护率（简称ERP）和美国教授T.Josling提出的生产者补贴等值方法（简称PSE）（岳晓华，王彦华，2008）。许多学者对农业补贴政策的产生原因和实施效果等进行了模拟分析，代表性的有，Valdes和Zeitz（1980）运用单个商品局部均衡分析工业化国家的农业补贴对发展中国家的食品价格水平的影响；经合组织专家在对经合组织主要成员国2004～2005年农业补贴水平及其占农业收入的比重进行对比分析后认为，较高的农业补贴对保护环境、农村繁荣、生产发展目标也并非有效。国内学者朱希刚（1992）计算分析了中国粮食等主要农产品1990年的PSE，张莉琴（2001）依据OECD的方法测算了1990～1999年间中国10种主要农产品的生产者支持估计和消费者支持估计。这些研究普遍认为中国的农业补贴力度不够，甚至很长时间内为负补贴。
二是对粮食等农产品补贴效果的理论分析与计量分析。一些学者认为农业补贴和当前实施粮食直接补贴存在很多问题，例如，补贴过于分散、补贴标准低、补贴方式和补贴环节不完善、缺乏激励、补贴缺乏稳定的增长机制，补贴作用有限，需要进一步完善（马文杰等，2007；张照新、陈金强，2007）。也有许多学者运用计量经济等实证方法分析粮食等农业补贴对土地生产率、农民增收、粮食生产、农民种粮积极性、农业投资等产生的效果。这些研究呈现不同的结论：一种观点认为，粮食直接补贴政策的实施提高了农民收入和粮食产量（钱克明，2005；陈波，2006；曹芳，2005；王小龙等，2009；陈飞等，2010），优化了种植品种结构，提高了农民粮食生产积极性和满意度（冷俊磊、王畅，2012）。另一种观点认为，粮食直接补贴效果甚微（王姣、肖海峰，2006；朱红根等，2007；高玉强，2010；周兴、黄佳，2012）。
三是粮食直接补贴政策研究。政府的粮食直接补贴政策绩效状况取决于其对农户的粮食种植行为的影响。在当前农业劳动力大量向非农产业转移的形势下，粮食直接补贴政策绩效往往表现为种粮农户的农田转入行为的变化，当粮食直接补贴政策具有激励作用时，种粮农户更加倾向转入农田。因此，研究粮食直接补贴政策对于种粮农户的农田转入行为的影响具有重要的现实意义。
江西是农业大省，自2004年以来，江西省政府一直对种农户民实行粮食直接补贴政策。从2004年最初的按粮食实际播种面积每亩各补10元，到近年来政府不仅提供了粮食补贴标准，而且实行了良种补贴、农资综合补贴和农机购置补贴等多种补贴政策。以上粮食直接补贴政策是否达到政策目标，有待于实践验证。本文基于江西省农户调查数据，实证分析粮食直接补贴政策对农户农田转入行为的影响。
二、粮食直接补贴政策评价对农户的农田转入行为影响的分析
（一）研究方法
本研究以江西省为例，运用2012年6月底笔者对江西省南昌县、新建县、永修县、安义县、吉安县340个农户调查数据实证分析粮食直接补贴政策对农户农田转入行为的影响。
1、变量的选择与定义
（1）农户的农田转入意愿。本文将农户的农田转入意愿作为被解释变量，主要分析粮食直接补贴政策对农户农田转入意愿产生的影响。该变量定义为：是=1，表示农户意愿转入农田；否=0，表示农户无愿意转入农田。在被调查的340农户中，意愿转入农田的农户占34.5%。
（2）农户的粮食直接补贴政策满意度。农户的粮食直接补贴政策有可能影响农户的农田流转行为。本文用“我对现行的粮食直接补贴政策的满意程度”这一测量指标来反映该变量，并使用利克特五点量表进行测量，1表示“不满意”、2表示“有点不满意”、3表示“一般”，4表示“比较满意”、5表示“同意”。该变量的测量值平均为4.2。
（3）农户的预期收入来源。本文将该变量作为解释变量用以反映其对农户转入农田意愿的影响。该变量定义如下：以农业为主要收入来源=1、以非农业为主要收入来源=0。在被调查的340个农户中，以农业为主要收入来源的农户占47.7%。
（4）农户上年是否转入农田。本文用该变量研究农户的过去转入农田行为对未来的行为是否产生影响，以研究农户转入农田行为的连续性。该变量定义为：农户上年转入农田=1、农户上年未转入农田=0。在在被调查的340个农户中，2012年转入农田的农户占65.1%。 （5）农田租金。本文引入该变量以分析农田租金对农户农田转入行为的影响。在样本农户中，农田租金一般是每亩200元至400元之间。
（二）模型与数据
在分析上述变量对农户农田转入意愿影响时，本文使用Logit模型对农户是否转入农田意愿进行回归分析，以分析上述解释变量的影响程度。被解释变量为农户的农田转入意愿，其中，“是”=1；“否”=0。数据来源是2012年被调查的江西省340个农户的样本数据。Logit模型如下式所示。
log（Pi /（1-Pi））=α+β1SS+ +β2FP +β3TL +β4AL+β5SS·AL …+εi
其中，Pi——农户农田转入意愿的概率； SS——农户对粮食直接补贴政策的满意度； FP——农田租金；TL——农户上年是否转入农田；AL——农户预期收入来源；SS·AL——农户对粮食直接补贴政策的满意度与农户预期收入来源的交互项。
（三）回归结果与分析
表1回归结果显示，农户预期收入来源对其农田转入意愿具有显著影响，农户预期收入愈是来源于农业收入，转入的农田愈多；反之，则愈少。由此可见，农户的预期收入来源是其是否转入农田的一个重要因素，农户追求收入最大化是其转入农田的重要动机。农田租金对农户转入农田意愿具有显著的负向影响，这表明，农田租金对农户转入农田行为具有调节作用，反映了农田的市场供求状况。实证结果表明，农户上年的转入农田行为对其未来转入农田意愿具有显著的正向影响，农户转入农田行为具有连续性，转入农田进行长期化粮食种植已经成为众多农户粮食种植行为的重要特征。从农户访谈结果看，绝大多数农户持续转入农田种植粮食的时间在3-5年以上，有的持续时间在10年以上，个别通过书面协议大规模转入农田的甚至超过15年。表1显示，农户的粮食直接补贴政策满意度对其是否愿意转入农田没有显著影响，这表明，当前国家粮食直接补贴政策并没有对农户的粮食生产积极性带来显著的提高。根据大量的农户访谈，笔者发现，尽管政府实施了粮食直接补贴政策，但是，相对于每亩粮食产值，政府给予的每亩粮食直接补贴金额所占比例很小。例如，2011年，江西省每亩粮食直接补贴（粮食直补、良种补贴和农资综合补贴）金额共计96元，粮食收购价格平均约为104元/50公斤，按照粮食单产1000斤/亩计算，每亩粮食直接补贴仅占每亩粮食产值的9.2%，如此低比例的粮食直接补贴难以对农户种粮积极性带来显著提高。虽然粮食直接补贴政策从无到有，增加了农户的福利，提高了农户的满意度。但是，相对于农民收入而言，占农户收入比例极低的粮食直接补贴政策难以从根本上显著提高农户收入，因此难以对农户的农田流转行为产生影响。然而，表1也显示，变量农户的粮食直接补贴政策满意度与农户预期收入来源交互项对农户的农田转入意愿具有显著的影响，即农户的预期收入愈是主要来源于农业、其对粮食直接补贴政策满意度愈高，则转入农田的意愿愈强。因此，粮食直接补贴政策仅仅是对收入主要来源于农业的农户转入农田行为产生正向影响，对于那些收入主要来源于非农的农户而言，粮食直补贴政策难以对其农田流转行为产生影响。由此可见，国家粮食直接补贴政策取得良好绩效的一个边界条件是农户的预期收入来源。
三、结论与启示
通过实证，本文得到如下结论：（1）农户预期收入来源对其农田转入意愿产生了明显正向影响，收入愈是来源于农业的农户转入农田的意愿愈强。（2）农户过去转入农田行为对其未来的农田转入意愿产生了明显的正向影响，过去转入农田的农户，其转入农田的意愿愈强。农户转入农田行为具有连续性，转入农田从事长期化粮食种植是许多粮农的重要特征。（3）农田租金对农户农田转入意愿具有负向影响，它反映了农田市场的供求状况，对农田市场供求具有调节作用。（4）实证结果表明，农户对国家粮食直接补贴政策具有较高的满意度，国家粮食直接补贴政策对农户的农田转入意愿没有明显影响。但是，国家粮食直接补贴政策与农户预期收入来源对农户的农田转入行为具有正向的交互作用，只有当农户的预期收入主要来源于农业时，国家粮食补贴政策才能显著地推动农户转入农田。农户的预期收入来源是国家粮食直接补贴政府对农户转入农田意愿产生影响的一个边界条件。
以上结论给我们如下启示：（1）提高农户种粮积极性，扩大农户粮食种植规模，必须进一步优化国家粮食直接补贴政策。政策的重点是加大对种粮农户的粮食直接补贴力度，进一步提高种粮大户的粮食直接补贴标准，可以根据农户粮食播种面积实施播种面积差别补贴政策，种植规模愈大，补贴标准愈高，最大程度取得政策绩效。（2）在逐步提高粮食直接补贴的力度同时，必须逐步提高粮食收购保护价，提高粮农种粮预期收入，从而促进粮农种粮积极性，进一步转入农田，扩大粮食种植规模，促进粮食规模化生产。（3）由于农户转入农田行为具有连续性。因此，为了确保粮食生产稳定，在坚持农村家庭土地承包责任制基础上，规范农田流转市场，推动长期农田流转市场的发育，确保长期农田流转市场的稳定，从而稳定粮食生产。
[参考文献]
[1]朱希刚.借鉴国际经验促进农业补贴由消费者向生产者的转变[J].农业经济问题，1992，（10）.
[2]张莉琴.我国农业政策对农业的支持水平分析[J].农村.社会.经济，2001，（1）.
[3]钱克明.中国“绿箱政策”的支持结构与效率[J].农业经济问题，2003，（1）.
[4]曹芳.粮食主产区粮食补贴改革研究——以江苏省的调查为例[J].南京师大学报（社会科学版） ， 2005，（3）.
[5]张照新，陈金强.我国粮食补贴政策的框架、问题及政策建议[J].农业经济问题，2007，（7）.
[6]王姣，肖海峰.中国粮食直接补贴政策效果评价[J].中国农村经济，2006，（12）.
[7]岳晓华，王彦华.对加强农业补贴理论研究的几点意见[J].中国经贸，2008，（7）.
[8]马文杰.冯中朝.国外粮食直接补贴政策及启示[J].经济纵横，2007.（11）.
[9]陈波，王雅鹏.湖北省粮食补贴方式改革的调查分析[J].经济问题，2006，（3）.
[10]朱红根等.粮食安全战略背景下粮食扶持政策评价及其完善——基于江西省农户问卷调查分析[J].经济问题探索，2007，（4）.
[11]王小龙， 杨柳. 中国粮食财政干预政策产出效应分析[J]. 财贸经济， 2009，（1）.
[12]陈飞等. 农业政策、粮食产量与粮食生产调整能力[J]. 经济研究，2010，（11）.
责任编辑：刘忠林