中国农业补贴政策效果及优化

公 茂 刚，李 汉 瑾

(山东理工大学 经济学院，山东 淄博 255012)

农业是弱质产业，受自然风险和市场风险交互影响，出现风险波动时容易引起粮食供应减少、价格上涨，这不仅会影响农民生活水平，而且关系到整个国家经济发展和粮食安全。学界普遍认为农业补贴政策对农业发展具有促进作用，农业补贴对粮食生产发展、增加农民收入和保障国家粮食安全有积极作用，有利于提升生产者福利水平。粮食补贴政策促进了粮食生产及农民收入的增加。从其作用机制来看，补贴政策对农业产出的影响主要通过促进农户对农机具的购买以及各生产资料的投入来实现。对农业进行支持保护是世界各国通行的农业扶持政策，适度的保护政策有利于农业生产。但也有学者认为补贴对农业发展没有影响。农作物播种面积不受补贴政策影响，肥料使用量与补贴金额无关。粮食补贴对农民的生产决策几乎没有影响。取消农业税对农户收入和粮食生产的影响并不显著。

尽管国内外学者对农业补贴的研究已取得大量相关成果，但从宏微观相结合的角度探究农业补贴对农业发展影响效果的研究较少。本文以乡村振兴为背景，在详细介绍我国主要农业补贴政策实施进展的基础上，通过检验农业补贴的内生性，利用两阶段最小二乘(2SLS)法，从农业生产和农民收入两方面检验农业补贴对我国农业发展的影响效果，并提出有针对性的政策建议，以期对我国农业补贴政策的调整提供可借鉴之处。

一、我国农业补贴实施进展

2000年以来，我国开始逐步取消农业税。随着我国经济增长，特别是现代工业的高速发展，农业税在国家财政收入中的比重越来越低，1999年农业税约占我国财政收入的4%，2003年则降低到了1%。为了减轻农民负担，我国政府于2004年开始实行减征或免征农业税的惠农政策，同时对农业发展实施财政补贴。自2006年1月1日起，我国全面取消农业税，实行了2 600年的农业税成为历史。取消农业税后，初步形成了以种粮农民直接补贴、农资增资综合直补为主要内容的综合收入型补贴政策，以良种补贴、农机具购置补贴为主的专项生产型补贴政策，以及粮食最低收购价政策为主的价格保护补贴政策等构成的农业补贴框架。

农业支持保护补贴是良种补贴、粮食直补和农资综合补贴的合并。该项补贴于2016年开始实施。“三项补贴”合并而成的农业支持保护补贴属于WTO认定的“绿箱政策”，因其没有或仅有最微小的贸易扭曲，故不需要作出减让承诺，成为“三项补贴”合并的主要原因之一。此外，“三项补贴”均根据承包地面积予以补贴，合并之后可以一起发放，降低了行政管理成本。“三项补贴”合并还有利于保护耕地地力，增强农业生产的可持续发展能力。

据表1可知，良种补贴、粮食直补、农机具购置补贴和农资综合补贴四项补贴的总金额从2004年的145.20亿元增加到2015年的1 651.45亿元，增长了11.37倍，补贴金额最多的年份是2014年，共1 792.90亿元。四项补贴中，良种补贴和粮食直补所占比例逐步下降，农机具购置补贴和农资综合补贴所占比例逐步上升。随着农业补贴金额的不断上涨，我国农业补贴政策也逐步完善。2016年“三项补贴”合并为农业支持保护补贴后，中央财政划拨资金1 404.91亿元，2020年为1 204.85亿元(见表2)。

表1 2004—2015年财政“四项补贴”政策 单位：亿元、%

表2 2016—2020年财政补贴政策 单位：亿元、%

通过对我国农业补贴总体状况分析发现农业补贴金额总体保持增长趋势。接下来详细分析我国主要农业补贴政策实施现状。

(一)良种补贴政策

良种补贴是国家为促进农民选用优良农产品种子，提高农产品品质，而对选用优质农作物种子的农民给予的补贴。我国于2002年开始实施大豆良种补贴政策，辽宁、吉林和内蒙古是该补贴政策的重点实施区域。2003年起，我国在小麦生产资料补助方面建立了专项扶持政策。2009年国家财政划拨154.8亿元用于专项优质生产资料补助，同比增长2.18倍。此后，逐步扩大农作物专项扶持范围。目前，小麦、玉米等主要农作物已全面实施专项补助，其他农作物领域也开始扶持试点，表1数据显示良种补贴在2012年之前呈逐年增长趋势，之后有所减少。作物良种补贴方式主要有两种：一是现金直接补贴，主要对象为水稻、玉米、油菜等；二是差价购种补贴。两种方式均适用于小麦、棉花、大豆、花生、青稞、马铃薯等。补贴标准根据农作物不同而有所差别。良种补贴政策实施中强调尊重农民选择，采取适当方式加以引导，鼓励农民使用高品质种子。

(二)粮食直补政策

粮食直补，即粮食直接补贴，是国家为提高粮食生产积极性，保护粮食综合生产能力，确保国家粮食安全，增加农民收入，按一定补贴标准和粮食实际播种面积，直接给予农户的补贴。粮食直补的原则是谁种地补给谁，承包地流转要在流转协议中明确规定谁获得粮食直补；耕地抛荒或不用于农业生产的不予补贴；高效农业或成片粮田转为设施农业用地常年不种粮的不予补贴。补贴方式原则上按种粮农户的实际粮食播种面积予以补贴，主要针对粮食主产区如河北、山东、河南、黑龙江、吉林、辽宁、湖北、湖南、四川等地；不按照粮食播种面积而采取其他方式进行补贴的，应尽可能做到与粮食播种面积接近，剔除各种不种粮因素。补贴标准根据粮食品种和所在地区而异。表1数据显示，粮食直补在2014年达到330.01亿元，之后有所下降。

(三)农资综合补贴政策

农资综合补贴主要是针对在粮食生产中使用的生产资料进行补贴，在综合考虑农民种粮收益和成本的情况下，通过对生产中投入的农资进行综合直补，保证农民种粮收益相对稳定，保护其粮食生产积极性，促进国家粮食安全。由于石油价格涨跌波动幅度大，对化肥和农用柴油的价格产生影响，导致农资价格波动幅度较大，进而造成农民生产经营成本不稳定，挫伤了农民农业生产的积极性。为调节农民的种粮收益，2006年开始实行农资综合补贴，补贴金额以农民耕种土地的实际面积为依据。2006年补贴资金为120亿元，2007年达到276亿元，由于化肥、柴油等农业生产资料价格持续上涨，2008年继续追加补贴资金，累计金额达482.00亿元(见表1)。2009年起，以柴油和化肥的价格浮动为参考实行可调控式发放政策，建立了以“价补统筹、动态调整、只增不减”为原则的补贴机制，补贴金额逐年增加，2015年达到1 071亿元，在“四项补贴”中所占份额最大，达到64.85%。近几年，农资综合补贴政策的实施标准不断变化，补贴资金向粮食生产规模涨幅快、商品化率高、优质粮食生产规模大的地区倾斜。农资综合补贴降低了农户的农业生产投入费用，促进了农资使用量的增加。

(四)农机具购置补贴政策

农机具购置补贴是中央和地方财政给予购买国家支持推广的先进农用机械的农民和其他农业经营主体的资金补贴，目的是提高农业机械化水平，促进农业生产力改善。1998年中央财政开始设立用于农业机械购置补贴的专项资金，称为“大中型拖拉机及配套农具更新补贴”，2001年改称为“农业机械装备结构调整补助费”，2003年又改为“新型农机具购置补贴”。此后，农机具购置补贴政策不断完善，覆盖范围不断扩大、补贴农机具种类不断丰富。农机具购置补贴政策实行自主购机、定额补贴、县级结算、直补到卡的方式。农机具补贴规模不断增加，补贴资金最高年份为2016年，达到237.37亿元。2016—2020年农机具购置补贴最多的地区是黑龙江省，河南、山东、新疆等省份的农机具购置补贴稳居前四位。农机具购置补贴在一定程度上促进了农业机械化水平的提高，根据国家统计局发布的全国历年主要农业机械年末拥有量数据可知，我国农业机械总动力由1998年的45.21千万千瓦增长到2019年的102.76千万千瓦，年均增长4.95%。

(五)粮食最低收购价和临时收储政策

粮食最低收购价政策是政府为保障粮食供应，保护农民利益而实施的粮食价格调控政策。我国于2004年全面放开粮食收购市场和收购价格，粮食价格开始由市场供需决定。粮食价格放开后，为避免谷贱伤农的发生，保护农民收益，提高其种粮积极性，国家于2004年起开始对稻谷实施最低收购价政策，2006年又对小麦实施最低收购价政策。据相关统计数据来看，2010年以来稻谷和小麦的最低收购价格，2016年之前存在上涨趋势，但从2016年开始，稻谷的最低收购价格开始下降，2017年之后小麦的最低收购价格也开始下降。

作为粮食最低价收购政策的补充，我国于2007年开始实施临时收储政策。粮食临时收储政策覆盖的品种范围不包含实施最低收购价政策的稻谷和小麦，而是以玉米等非主粮品种为主。在实施玉米临时收储政策后，玉米价格一路持续上涨，到2014年达到最高值。由于临时收储价格远高于国际价格，2015年下调临时收储价格后，玉米国内价格开始下降，但与国际价格相比每吨仍高出大约600元。玉米供给过剩，库存增加，占用了大量财政资金，同时也因高于国际价格，无法通过出口去库存，而且还导致以玉米为原材料的加工企业转向使用大麦、高粱等替代品，进一步增加了库存积压。顺应农业供给侧结构性改革，2016年将玉米收储补贴方式改革为根据市场价格与目标价格的差价进行补贴。随之，玉米价格明显回落，全国多地新玉米折干价降为1.4元/公斤。为缓解玉米价格回落对农民收入的不利影响，政府为生产者提供了收获、烘干、存放等环节的服务，保护了多数农民特别是优势产区农民的玉米种植收益。

(六)政策性农业保险和救灾资金补助

政策性农业保险是政府通过保费补贴方式依托保险公司对种植、养殖业因自然灾害和意外事故造成的经济损失提供直接物化成本保险。农业保险补贴的险种涉及种植、养殖、林果业等，主要农产品都包含在内。具体补贴险种和补贴金额因时因地而异。根据财政部数据，2007年我国农业保险保费补贴为21.5亿元，2008年增加到60.5亿元，2018年为199.34亿，2019年为242.48亿元，补贴力度越来越大。根据国家财政部统计的2019年农业保险保费补贴资金分配数据可知，中央农业保险补贴主要集中于新疆、黑龙江、河南、内蒙古、湖南、河北、山东等农业主产区，北京、上海、天津等经济发达地区农业保险补贴金额相对较低。

针对造成重大损失的农业自然灾害和生物灾害，中央财政通过拨付农业生产救灾及特大防汛抗旱补助资金予以救助。2011年国家发布并实施了《特大防汛抗旱补助费管理办法》，2013年出台并实施了《中央财政农业生产防灾救灾资金管理办法》。2017年开始实施农业大灾保险试点，并实施了《中央财政农业生产救灾及特大防汛抗旱补助资金管理办法》，与之前的救灾补助资金管理办法合并。2019年国家财政部数据显示，国家划拨的农业生产救灾和特大防汛抗旱补助资金金额为79.86亿元。其中，拨付重点地区是江西、湖南、安徽、湖北等既是农业主产区又是自然灾害频发区的省份，北京、天津等发达地区农业生产规模小，受灾规模小，因此救灾资金拨付少。

二、农业补贴对我国农业发展影响效果分析

(一)宏观数据分析

农业补贴在我国实行的时间并不长，但对农业生产的短期作用已经显现，接下来利用计量方法从农业生产和农民收入两方面检验农业补贴对我国农业发展的影响。

农业生产方面，以农林牧渔业总产值作为被解释变量；农民收入方面以农民的人均纯收入为被解释变量。关键解释变量为农业补贴，其他解释变量及工具变量包括农作物播种面积、农业生产劳动力投入、农地灌溉面积、农业机械总动力、化肥施用量等。农业补贴采用前文介绍的四项补贴之和表示。由于农业补贴政策和数据开始于2004年，而能够搜集到的数据只到2019年，因此选取的样本为2004—2019年，共16个。为使数据具有可比性，同时考虑到农业补贴主要用于农业生产资料的购置，因此采用以2003年为基期的农业生产资料价格指数对农业补贴进行平减，得到农业补贴实际值。农林牧渔业总产值数据按照以2003年为基期的农业总产值指数进行平减。农民收入作为被解释变量时，2013年之前的数据使用农村居民家庭人均纯收入，此后使用农村居民人均可支配收入表示，农村居民家庭人均纯收入和农村居民人均可支配收入数据都根据2003年为基期的农村居民消费价格指数进行平减。农业生产劳动力投入使用第一产业从业人员数量表示。表3给出了相关变量的描述性统计。其中农业补贴数据来源于表1和表2，其他变量数据来源于国家统计局网站。

表3 相关变量的描述性统计

以时间序列数据建立计量经济模型时，需要对数据进行平稳性检验。通过ADF单位根检验法对取对数后的各变量进行检验后发现，农作物播种面积(lnb)、农民人均收入(lsr)和农业生产劳动力数量(lldl)均在1%的水平上拒绝原假设，农机总动力(lnj)、农业补贴(lbt)、灌溉面积(lgg)、化肥施用量(lhf)和农林牧渔总产值(lnc)都在5%的水平上拒绝原假设，因此所有变量均不存在单位根，具有平稳性(见表4)。接下来对平稳的时间序列数据进行回归分析。

表4 各变量平稳性检验结果

依据前文分析，国家主要针对农民购买种子、化肥、农机具等农业生产资料以及粮食生产进行补贴，因此农业补贴与农业生产中的生产资料投入具有较强相关性，如果在农业补贴影响农业生产的模型中再引入农业生产资料投入要素作为解释变量，将会导致多重共线性，但若不将这些因素放到回归方程中，则可能会引起内生性问题。为了得到无偏估计结果，需要对农业补贴的内生性进行检验。选择的工具变量就是与之高度相关的农业生产资料投入：化肥施用量和农业机械总动力。内生性检验基于下面两个模型。

lnc=β+βlbt+βlnb+βlldl+βlgg+μ

(1)

lsr=α+αlbt+αlnb+αlldl+αlgg+ε

(2)

内生性检验之前需对工具变量的有效性进行检验，主要包括工具变量的识别不足检验、弱工具变量检验和过度识别检验，分别使用Anderson canon. corr. LM检验、Cragg-Donald Wald F检验和Hansen J检验。

在模型(1)中， Anderson canon. corr. LM统计量等于8.877，伴随概率为0.0118，表明不存在识别不足问题，即化肥施用量和农业机械总动力两个工具变量与农业补贴存在相关性。Cragg-Donald Wald F检验的统计量为49.388，大于10%临界值19.93，表明不存在弱工具变量问题，即化肥施用量和农业机械总动力两个工具变量与农业补贴的相关性较强。Hansen J检验的统计量值为0.217，伴随概率为0.641 3，表明不存在过度识别问题，即化肥施用量和农业机械总动力两个变量作为农业补贴的工具变量都是有效的。因此化肥施用量和农业机械总动力两个变量可作为模型(1)中农业补贴的工具变量。

在模型(2)中，Anderson canon. corr. LM检验和Cragg-Donald Wald F检验的结果与模型(1)相同，表明不存在识别不足以及弱工具变量问题。Hansen J检验统计量的值为0.014，伴随概率为0.906 6，表明不存在过度识别问题，两个工具变量都是有效的。通过检验，使用化肥施用量和农机总动力作为农业补贴的工具变量，在两个模型中均具有有效性。

接下来检验内生性。在模型(1)中，Durbin-Wu-Hausman检验的F统计量为0.02，伴随概率为0.999 9，不能拒绝原假设，表明不存在内生性。在模型(2)中，Durbin-Wu-Hausman检验的F统计量为0.24，伴随概率为0.993 6，也不能拒绝原假设，同样也不存在内生性。故不需要采用工具变量法回归，可看作一般时间序列模型进行相关检验并回归。采用拉格朗日乘子(LM)检验法检验模型的序列相关问题。经检验，模型(1)存在一阶序列相关，模型(2)存在三阶序列相关，故采用广义最小二乘法估计，回归结果详见表5。

表5 回归结果及相关检验

依据调整的R和F检验可知，模型(1)和(2)的总体拟合效果都较好。农业补贴的系数均在10%的水平上通过t检验，表明农业补贴对农业总产值和农民人均收入具有显著正向影响。宏观数据回归结果验证农业补贴对农业发展的促进作用，接下来采用微观调研数据进一步验证农业补贴对农业发展的影响。

(二)微观数据分析

此处采用的微观调研数据来源于中国家庭金融调查(CHFS)数据库。本文采用2015年的调查数据。该数据是在2015年调查的2014年的信息。以“去年从事农业生产是否获得了补贴”为依据，选取了该变量等于1的样本作为研究对象，即以去年从事农业生产获得了农业补贴的农户为研究对象，样本一共有7 925个。

选取了农户的农业产值(cz)为被解释变量。该变量是通过将调研数据中农户的粮食总产值、经济作物总产值、林业总产值、畜禽产品总产值、水产品总产值和其他农产品总产值六项数据加总得到的。农户获得的农业补贴(bt)用货币补贴金额表示。农户的农业产值还受其他因素的影响，根据调研数据选取了农户的农业生产劳动力数量(ldl)、农户家庭成员平均从事农业生产经营的时间(ldsj)、家庭拥有的农业机械价值(nj)，农业经营方式，土地流转，土地质量等控制变量。其中，农业经营方式分为五种类型，分别用虚拟变量表示，包括农业企业(nq)、农业合作社(nhz)、家庭农场(nc)、农业大户(ndh)和普通农户(nh)。土地流转情况用土地转入(tzr)和土地转出(tzc)表示。土地生产条件用附有排水设施(pg)、附有灌溉设施(gg)、适合大型机械耕种(jg)表示。劳动力数量数据是根据家庭从事农业生产劳动力数量和雇佣劳动力数量加总得到的。相关变量的描述性统计详见表6。由于调研数据存在奇异值，故在99%的分位数上对农业产值、农业补贴、农资支出、劳动力数量、农机价值等变量进行了缩尾处理。从中可知，农户的农业经营主要以家庭为主，占到98.3%，其他经营主体占的比例都较小，农业大户占0.64%，农业合作社占0.57%，农业企业占0.33%，家庭农场占0.3%。从土地流转状况看，土地转入农户占19%，土地转出农户占8.4%。总体来看，土地流转并不频繁，土地转入农户数量是土地转出农户的2倍多。从土地生产条件看，拥有灌溉设施的占43.2%，拥有排水设施的占38.2%，适合大型机械耕种的占60.3%。平均而言，土地生产条件中等偏下。

表6 相关变量的描述性统计

将变量农业产值、农业补贴、劳动力数量、劳动时间等数值变量进行取自然对数处理。农业补贴影响农业生产，反之，农业生产状况，比如播种面积、农资采购等又会影响农业补贴的发放数量。因此农业补贴与农业产值之间可能存在相互因果关系，表明农业补贴可能具有内生性。因此，需要对农业补贴进行内生性检验。根据工具变量选择原则，选取农业生产资料支出作为农业补贴的工具变量。因为农业补贴主要用于农业生产资料购置，根据表1可知，农业补贴中约有2/3是农资综合补贴。故农业补贴与农户的农资购置支出具有较强相关性。而农资购买支出与其他影响农业产值的因素的相关性较低，符合工具变量选取要求。工具变量农资支出的数据是根据调研数据中购买化肥、种子、种苗、幼崽、幼苗、农药、生长剂、鱼药、除草剂、农膜、饵料、小型农业机械以及其他农资品的支出加总计算得到，描述性统计详见表6。对工具变量选取得是否合适进行相关检验，识别不足检验得出的LM统计量为434.794，伴随概率为0.000，表明工具变量与内生变量存在相关性。Cragg-Donald-Wald F统计量的值为903.377，大于10%时的临界值16.38，表明农资购买支出不是农业补贴的弱工具变量，即农资购买支出与农业补贴具有较强的相关性，工具变量具有有效性。农业补贴内生性的Durbin-Wu-Hausman检验F(1,4249)=783.481，伴随概率为0.000。拒绝原假设，表明农业补贴具有内生性。

表7 农业补贴效果微观数据2SLS回归结果

接下来采用两阶段最小二乘法(2SLS)估计回归结果。表7列出了最终估计结果，拟合优度R为0.9702，F值为56.55，伴随概率为0.0000，表明整体拟合效果较好。农业补贴的系数为1.412，并在1%的水平上通过显著性检验，表明农业补贴对农户的农业产值有显著促进作用，意味着农业补贴效果显著，当农业补贴增长1%时，农户的农业产值增长1.412%。在其他解释变量中，劳动力投入和劳动时间投入都显著促进了农业产值增加。劳动力作为农业生产的重要投入要素，其数量及劳动时间的增加将显著扩大农业生产能力，增加农产品产量及农业产值。代表农业生产经营方式的变量均未通过显著性检验，表明农户的农业生产经营方式对农业产值没有显著影响。即当前的新型农业经营主体并未产生明显经济优势，其经营效果与普通农户并无差异。代表土地流转的变量对农业产值均产生了显著影响，两者都在1%的水平上通过显著性检验。土地转入促进了农业产值的增加，而土地转出则减少了农业产值。土地转入增加了土地耕种面积，扩大了农业生产规模，带来了规模经济效应，增加了农产品总产量，进而提高了农业产值。而土地转出则正相反，减少了土地耕种面积，不利于规模经济效益的产生，进而减少了农产品产量，降低了农业经营收入。在代表土地生产条件的变量中，附有排水设施和适合机耕对农业产值有显著影响，但前者影响为正，后者影响为负。附有灌溉设施的影响并不显著，表明相对于干旱而言，洪涝灾害对农业生产的影响更大，有排水设施的农户能够有效减少洪涝灾害带来的影响，从而有利于农业产值的增加。适合大型机械耕种的影响为负，表明农户的农业生产仍然是人力投入的经济效益较高，农机投入成本高，经济效益较低。

综上所述，宏微观数据检验结果均表明农业补贴对农业发展具有显著促进作用。农业补贴一方面降低了农户农业生产成本，提高了农业生产资料投入能力，增加了农民收益，对农业生产具有促进作用；另一方面提高了农户农业生产的积极性，使其有意愿扩大农业生产规模，提高农业生产效率，进而促进了农业发展。尽管农业补贴的积极影响显著，补贴政策和实施机制也不断改进，但补贴政策在实施过程中还存在一些问题，如导致农业补贴的作用未能充分发挥。农业补贴的补贴率还较低，补贴种类较少，多样性需求尚不能满足，补贴机制和监管机制还需要进一步完善。

三、结论与对策建议

(一)结论

我国主要的农业补贴包括“三项补贴”、农机具购置补贴、粮食最低收购价和临时收储政策、农业保险补贴。补贴涵盖了产前、产中和产后，补贴方式有直接、间接两种。补贴范围与补贴方式的改变降低了农户的边际生产成本，提高了农民积极性。宏观数据检验结果表明，农业补贴对农业总产值和农民人均收入有显著正向影响。微观数据检验结果也清晰地表明，农业补贴促进了农户农业产值的增加。农业补贴主要通过降低生产成本、提高生产资料投入，进而改善农业生产条件，提高农业生产效率，增加了粮食产量，保障了我国粮食安全。总而言之，农业补贴促进了农业发展。

(二)对策建议

在乡村振兴战略背景下，完善农业支持保护制度、改进农业补贴实施方式、提升农业补贴实施效果对农业发展、乡村振兴具有重要现实意义。

1．拓宽农业补贴资金来源，推进各类资金形成合力。目前农业补贴资金来源主要来自国家财政投入，民间组织及社会资本注入较少，资金投入来源单一。应在适度加大国家财政的投入力度，同时鼓励、支持、引导民间组织及社会资本积极参与，构建多元化农业补贴资金来源体系，优化农业补贴的内容、范围等发放标准。扩大农业补贴发放对象，注重对新型农业经营主体的补贴，使更多农户受益。

2．建立健全大灾风险分散机制，增加政策性农业保险种类，加强对农业保险补贴资金流向的监管力度，增强政府、保险公司及社会力量的协作，建设适用于我国现阶段发展的全方位、多层次的农业保险补贴体系。充分发挥农业补贴对农业生产结构的调节作用，加强对轮作与种养结合、秸秆综合利用、畜禽类资源利用、深松整地及残膜回收利用、先进专业机械购置、粮食作物种植等农业经营者的补贴。

3．从各地农业发展实际出发，有针对性地调整补贴方式及标准，简化补贴发放环节，提高补贴效率和精准性。根据地域差异，对更适合于本地播种的良种，以及适合当地地块的机械设备加大补贴力度。健全依据生产资料价格调整补贴标准的机制。借助信息化手段，及时掌握土地流转信息，确保补贴真正发放到实际农业生产者手中。完善补贴发放监管机制，确保补贴真正用于农业发展。