陳有華 張壯

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)補貼;戶籍制度;城鎮(zhèn)化;經(jīng)濟發(fā)展;收入差距

中圖分類號：

收稿日期：2020-11-28

作者簡介：陳有華（1984-），男，江西瑞昌人，華南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院副教授，廣東省珠江學(xué)者，經(jīng)濟學(xué)博士，研究方向：農(nóng)業(yè)與食物經(jīng)濟;張壯（1996-），本文通訊作者，男，湖北天門人，華南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院碩士研究生，研究方向：農(nóng)業(yè)政策與理論、勞動經(jīng)濟。

基金項目：國家社會科學(xué)基金重大項目，項目編號：20&ZD117;廣東省哲學(xué)社科規(guī)劃項目，項目編號：GD2018CYJ01;廣東省高校珠江學(xué)者崗位計劃項目“食物經(jīng)濟與管理”，項目編號：GDUPS2019;廣東省自然科學(xué)基金項目，項目編號：2021A1515011960。

一、問題的提出

受到新馬爾薩斯學(xué)派學(xué)者布朗的影響，中國學(xué)者在農(nóng)業(yè)發(fā)展問題上，過度強調(diào)了糧食自給自足的問題，而忽視農(nóng)業(yè)發(fā)展路徑與生產(chǎn)力發(fā)展的問題[1]。相應(yīng)地，農(nóng)業(yè)補貼政策在中國受到了高度重視。據(jù)統(tǒng)計，中國農(nóng)業(yè)補貼金額從2004年到2014年實現(xiàn)超過10倍的增長，中國農(nóng)戶所得到補貼占到了收入的3%左右[2]。強有力的農(nóng)業(yè)補貼政策保證了中國糧食的安全，2004年到2015年間，中國糧食實現(xiàn)了“十二”連增。但是，農(nóng)業(yè)補貼的推動作用能否持續(xù)，能否持續(xù)促進公平，改善效率呢？

將農(nóng)業(yè)補貼放在城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的特殊背景下進行考察，可發(fā)現(xiàn)其政策效果存在著極強的不確定性。第一，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占比低，而農(nóng)村人口多的現(xiàn)實，決定了農(nóng)戶人均的補貼不可能太多，形成激勵不可能太大[3]。第二，非農(nóng)收入是農(nóng)民收入的主要來源，農(nóng)業(yè)補貼造成了勞動力在第一產(chǎn)業(yè)的滯留，實際上干擾了產(chǎn)業(yè)發(fā)展的客觀規(guī)律，間接減少了農(nóng)民的收入[4]。第三，即便農(nóng)業(yè)補貼的持續(xù)擴張實現(xiàn)了生產(chǎn)的強大激勵，但依靠單一要素強投入的方式也必然要面臨邊際報酬遞減的結(jié)局，農(nóng)民的增收依舊面臨困境[1]。

理論上講，城鎮(zhèn)化能成為解決農(nóng)業(yè)補貼困境，實現(xiàn)帕累托改進的最佳方式。首先，通過城鎮(zhèn)化實現(xiàn)農(nóng)業(yè)人口向非農(nóng)人口的轉(zhuǎn)移。這樣，具有增收潛力的農(nóng)戶最大限度地提高了自身收入，同時也利于將其人力資本優(yōu)勢轉(zhuǎn)化成第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)的增長動力。其次，沒有轉(zhuǎn)移的農(nóng)戶，由于農(nóng)業(yè)從事人數(shù)的下降，他們獲得的補貼也會相應(yīng)地增加，形成的生產(chǎn)積極性更高;同時，農(nóng)村人口的減少，也將伴隨著土地的規(guī)?；c集約化程度的加強。

上述推論首先在中國的宏觀數(shù)據(jù)層面上得到了支持。從中國農(nóng)村的宏觀數(shù)據(jù)上看，中國的農(nóng)業(yè)財政支出占總財政支出的比重平均在10%左右（如圖1），這說明農(nóng)業(yè)補貼政策的持續(xù)性。2000年之后的糧食單產(chǎn)增長率則逐漸趨于0，而中國農(nóng)用化肥要素施用量增長率多數(shù)年份在糧食單產(chǎn)增長率之上，即投資的增長率已經(jīng)高于了產(chǎn)出的增長率，說明單位土地上中國糧食增產(chǎn)能力可能已經(jīng)飽和;盡管糧食增產(chǎn)能力有限，但1990年到2016年，第一產(chǎn)業(yè)人員占總就業(yè)人數(shù)比重與鄉(xiāng)村人口占總?cè)丝诘谋戎匾琅f較高（由圖2可知），這說明中國農(nóng)村勞動力的流轉(zhuǎn)相對滯緩。

造成農(nóng)村勞動力流轉(zhuǎn)滯緩主要的原因在于，中國存在強大的戶籍制度約束[5-6]。該制度將農(nóng)村人口的社會福利與保障（如住房、教育、醫(yī)療、養(yǎng)老等）嚴(yán)格排除在體制之外，是造成中國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的根本原因。當(dāng)前戶籍制度約束已經(jīng)成為農(nóng)民增收的桎梏，圖3表明，工資性收入成為當(dāng)前農(nóng)民收入的主要來源，占到了40%左右，經(jīng)營性收入占到了30%左右。從2013年到2017年，農(nóng)戶收入來源的占比構(gòu)成基本沒有發(fā)生任何變化，這說明中國農(nóng)戶的增收方式是穩(wěn)定的、單一的、僵化的。

反映到宏觀經(jīng)濟層面上，戶籍約束則成為當(dāng)前中國收入差距擴大與經(jīng)濟增長滯緩的重要因素②。一方面，中國城鄉(xiāng)收入差距的“剪刀口”在2008年之后有所抑制，但是還存在很大的改進空間;另一方面，人均GDP的增長已從2007年的20%以上回落到2012年后的10%以下，人均GDP的增長進入了相對滯緩的階段。另外，從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)上看，第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)是國民經(jīng)濟的支柱，占到整體經(jīng)濟的份額約為95%，第一產(chǎn)業(yè)的比重占到的份額穩(wěn)定為5%左右，2014年之后，第三產(chǎn)業(yè)的貢獻率超過第二產(chǎn)業(yè)的貢獻率，成為貢獻率最大的行業(yè)。與之對應(yīng)，中國也經(jīng)歷了一場勞動力的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員開始逐步下降，第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)顯著上升。但是，第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)同第二產(chǎn)業(yè)人數(shù)基本一致，這與兩大產(chǎn)業(yè)分支所起的實際貢獻率完全不對等。在某種程度上講，戶籍制度導(dǎo)致農(nóng)村剩余勞動力的流動性約束，從整體上影響了中國的農(nóng)業(yè)發(fā)展與工業(yè)化進程。

上述觀點或推論在本文實證部分得到強化：（1）在戶籍制度成本存在的情況下，農(nóng)業(yè)補貼依然能夠促進收入公平，但是效果的大小取決于城鎮(zhèn)化水平;農(nóng)業(yè)補貼會抑制經(jīng)濟發(fā)展，但是當(dāng)城鎮(zhèn)化水平極高的情況下這種影響會消失。（2）?農(nóng)業(yè)補貼之所以抑制經(jīng)濟發(fā)展，是因為其增收效應(yīng)已經(jīng)進入臨界點，無論其與第一產(chǎn)業(yè)交互，還是與第二產(chǎn)業(yè)交互，都無法顯著促進經(jīng)濟發(fā)展。（3）在戶籍制度成本不存在的情況下，農(nóng)業(yè)補貼能夠兼顧公平與效率，并且城鎮(zhèn)化從中可以起到很好的調(diào)節(jié)作用。

二、文獻述評與理論分析

為了保證國家的糧食安全，絕大多數(shù)國家都在不同程度上實施了農(nóng)業(yè)補貼政策，但農(nóng)業(yè)補貼在經(jīng)濟發(fā)展中的作用一直備受爭議[9]。反對者出于效率的考慮，強調(diào)農(nóng)業(yè)補貼的政治利益[10-11]與市場扭曲[12];支持者基于公平的考慮，重視發(fā)揮農(nóng)業(yè)補貼對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)弱勢地位的改善作用[13]。但農(nóng)業(yè)補貼如何兼顧公平與效率的問題較少有人進行深入。

農(nóng)業(yè)補貼會縮小城鄉(xiāng)收入差距嗎？該問題從兩個相反的角度進行分析：（1）農(nóng)業(yè)補貼可以成為農(nóng)戶收入的直接來源，可以調(diào)動農(nóng)戶生產(chǎn)積極性，提高農(nóng)民、農(nóng)村的收入?[2，14-16]，縮小城鄉(xiāng)收入差距。（2）農(nóng)業(yè)補貼對農(nóng)戶的吸引，可能構(gòu)成城鎮(zhèn)化的強大阻力[17]，農(nóng)民自愿失去進城務(wù)工的機會，這樣可能造成占農(nóng)戶收入里最大份額的非農(nóng)收入丟失，從這個角度上講，農(nóng)業(yè)補貼又對農(nóng)村的實際收入增長沒有實質(zhì)性作用[18]。

農(nóng)業(yè)補貼會提升國家的經(jīng)濟發(fā)展水平嗎？一般意義而言，在第一產(chǎn)業(yè)相對于第二產(chǎn)業(yè)處于弱勢地位的時候，農(nóng)業(yè)補貼就會加大[19]。但是這種保護也可能導(dǎo)致勞動力的第一產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)勞動力的爭奪，以至于阻礙經(jīng)濟的發(fā)展。因此，一個普遍的經(jīng)驗事實是，當(dāng)一國的農(nóng)業(yè)勞動力比例下降到6%-8%或者農(nóng)業(yè)產(chǎn)值比重下降到4%的時候，農(nóng)業(yè)保護水平才會開始，相比之下，中國的農(nóng)業(yè)補貼可能開始得過早[1]。但這也并非是金科玉律。即便在臨界點之后，也有國家繼續(xù)實行農(nóng)業(yè)保護政策（如日本）。Hayami（1988）[19]與Anderson?&?Hayami（1986）[20]的研究就是建議在臨界點水平發(fā)生之后繼續(xù)加強農(nóng)業(yè)補貼，以提高缺乏農(nóng)業(yè)比較優(yōu)勢的國家的生產(chǎn)效率。事實證明，他們所提的這種觀點在許多國家得到了經(jīng)驗數(shù)據(jù)的驗證。

有學(xué)者抨擊了中國的農(nóng)業(yè)補貼政策。如林毅夫（2003）[4]認為，中國政府需要實行的是農(nóng)村稅費減免，加強農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，拓寬農(nóng)戶非農(nóng)收入的增長途徑，而不是加強農(nóng)業(yè)補貼。也有不少研究表明，中國的農(nóng)業(yè)補貼政策對經(jīng)濟增長的貢獻并不明顯。蔡昉和王美艷（2016）[1]的經(jīng)驗研究表明，中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)已經(jīng)出現(xiàn)了資本邊際報酬遞減，而勞動邊際報酬遞增的現(xiàn)象。高鳴和宋洪遠（2015，2017）[2-3]的研究也表明，中國糧食生產(chǎn)存在明顯的效率損失，依靠資本替代勞動的方式已經(jīng)行不通了。上述經(jīng)驗事實表明，依靠農(nóng)業(yè)補貼維持的單一要素強投入的方式，已經(jīng)無法促進中國農(nóng)業(yè)產(chǎn)量的繼續(xù)抬升，甚至可能誘發(fā)由此產(chǎn)生的外部性，即環(huán)境污染與土地貧瘠化的雙重危機?[13]。當(dāng)前，中國農(nóng)業(yè)發(fā)展迫切需要進行規(guī)?；兏颷21]，否則依靠資本要素強投入的農(nóng)業(yè)發(fā)展將走向終結(jié)[22]。但也正如林毅夫（2003）[4]所說，一旦中國實行農(nóng)業(yè)補貼，那么就不再存在取消的可能性。

如何能夠通過某種途徑，保證農(nóng)業(yè)補貼政策的有效性，研究自然地想到了城鎮(zhèn)化。當(dāng)然，需要注意的是，本文所講的城鎮(zhèn)化不是農(nóng)業(yè)人口向非農(nóng)人口的強制政策干預(yù)所導(dǎo)致的虛假“城鎮(zhèn)化”，而是一個自由流動的過程。虛假“城鎮(zhèn)化”可能表現(xiàn)為兩個方面：（1）盡管允許農(nóng)村戶籍人口向城市戶籍轉(zhuǎn)變，或是實行了統(tǒng)一居民身份改革，但是城市戶籍所享受的社會保障與福利，原農(nóng)村戶籍者無法享受。（2）農(nóng)村人進城之后，身份的變更，只是在統(tǒng)計上縮小了城鄉(xiāng)差距，實質(zhì)上農(nóng)民不僅會面臨失去農(nóng)業(yè)補貼的風(fēng)險，而且面臨失去土地承包經(jīng)營權(quán)的風(fēng)險，更面臨極高市民化成本的考驗。城鎮(zhèn)化推進一定是尊重市場規(guī)律的流動，是農(nóng)戶自愿的流動行為。為了實現(xiàn)這樣的自然流動，政府需要加強財政投入，推進市民化進程，加強鄉(xiāng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，推進城鄉(xiāng)一體化進程。這是本文研究的一個關(guān)鍵假設(shè)。

為了進一步說明農(nóng)業(yè)補貼的效果，研究構(gòu)建了基本的理論模型。

根據(jù)Shen（2009）[23]、沈凌和田國強（2009）[24]的研究，研究假定：（1）一個經(jīng)濟中的平均財富為VV>0，由農(nóng)村人r與城市人u進行分配，其中農(nóng)村人分得的財富數(shù)量為Ar，城市人分得的財富數(shù)量為Au。（2）該經(jīng)濟體中，農(nóng)村人占比為β，則城市人占比為1-β，β由戶籍制度加以決定，0<β<1。（3）該經(jīng)濟體中，農(nóng)村人的收入占比為d，d可以由國家的轉(zhuǎn)移支付政策（如農(nóng)業(yè)補貼）發(fā)生伸縮，0

Ar=dVβAr+1-βAu=V→Au=1-dβ1-βV

根據(jù)假定，研究可以基本勾畫出該經(jīng)濟體中反映收入分配情況的洛倫茲曲線（如圖4）。

縱軸從0到1表示收入從低到高進行排列后的百分比，橫軸從0到1表示與縱軸對應(yīng)的人口所占百分比。上三角形AOB的面積表示不平等的面積，大三角形ABC面積表示完全不平等的面積，兩個三角形的面積之比可以計算得到基尼系數(shù)：

Gini=SAOBSABC=1-12dβ+121-d+d1-β1×1×12=β1-d

推論1：通過基尼系數(shù)的計算，可知農(nóng)業(yè)補貼的強化，可以降低收入分配差距，但農(nóng)村人口比重會抑制該效應(yīng)，因此，城鎮(zhèn)化能夠強化農(nóng)業(yè)補貼的公平效應(yīng)。

使用陸銘等（2019）[10]提出的空間均衡思想，即人口區(qū)域流動的均衡狀態(tài)是，各個區(qū)域的人均產(chǎn)出相等?？紤]流動成本C后，該模型可以表示為：

ArL-Lu=AuLu-Cβ，d，Lu

其中，C=Cβ，d，Lu，?并且Cβ>0，Cd>0，CLu>0，C因為城市人口Lu而擴大管理成本，因為β而擴大戶籍制度成本，因為d而擴大農(nóng)業(yè)補貼制度成本，戶籍制度與農(nóng)業(yè)補貼制度都能夠抑制農(nóng)村剩余勞動力的流動。研究考慮兩種情況：

（1）存在制度成本，人口的流動只能依靠戶籍規(guī)定，即：

L=Lu+LrβL=LrdVL-Lu=1-dβ1-βLuV-Cβ，d，Lu

為放松參數(shù)約束，令C（β，d，Lu）=L（dβ-1），解得：

Vd=-β/βdβ-1211-β2+dβdβ-12<0

推論2：存在制度成本的情況下，農(nóng)業(yè)補貼一定會抑制經(jīng)濟發(fā)展，但是這種負向影響會隨著城鎮(zhèn)化的深入得以改善。如當(dāng)城鎮(zhèn)化水平1-β→1時，農(nóng)業(yè)補貼對經(jīng)濟的抑制作用就會消失。

（2）不存在制度成本，此時只存在管理成本，人口的流動不依靠戶籍規(guī)定，即：

dVL-Lu=1-dβ1-βLuV-CLu

解得：

V=CLu1-dβ1-βLu-dL-Lu

令ωd=1-dβ1-βLu-dL-Lu，則ωdd=-β1-βLu-1L-Lu<0。

解得Vd=-CLuωddω2d>0，2Vdβ=-Vd1-β2Lu>0

推論3：不存在制度成本時，農(nóng)業(yè)補貼的增加會增加國民收入，而且這種影響仍然可以通過城鎮(zhèn)化得到強化。

推論1到推論3都說明，要發(fā)揮農(nóng)業(yè)補貼的公平效應(yīng)與效率效應(yīng)，就必須深入推進城市進程與戶籍制度變革，避免農(nóng)業(yè)補貼政策的負外部性對經(jīng)濟造成長久的抑制效應(yīng)。

三、實證研究分析

（一）數(shù)據(jù)來源與變量選擇

本文研究所使用的數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》與《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》公布的2007年—2018年中國31?。ê?個直轄市）的宏觀經(jīng)濟與農(nóng)業(yè)發(fā)展指標(biāo)相關(guān)指標(biāo)。（1）經(jīng)濟發(fā)展水平（lpergdp），相比國民生產(chǎn)總值，使用人均國民生產(chǎn)總值作為經(jīng)濟發(fā)展的指標(biāo)，扣除了人口因素，以便能夠更為全面地反映經(jīng)濟發(fā)展的狀況。（2）城鄉(xiāng)收入差距（Tai），?區(qū)別于鐘寧樺（2011）[25]，蔡昉（2003）[18]等人使用城鄉(xiāng)收入比的做法，本研究使用泰爾指數(shù)作為城鄉(xiāng)收入差距的度量指標(biāo)。具體原因如下：（a）較基尼系數(shù)而言，泰爾指數(shù)更容易計算;（b）泰爾指數(shù)具有完全可分解性質(zhì)，可以從城市內(nèi)部不均等、農(nóng)村內(nèi)部不均等以及城鄉(xiāng)三個差異衡量社會的不均等[26];（c）泰爾指數(shù)與其他經(jīng)濟指標(biāo)具有高度的相關(guān)性[27]。泰爾指數(shù)的具體計算公式如下：

Theil=∑2i=1IiIlnIiIPiP

其中，I表示城鄉(xiāng)收入總額，Ii表示城市或農(nóng)村的收入，P表示城鄉(xiāng)人口總和，Pi表示城市或農(nóng)村的人口數(shù)，i=1表示城市，i=2表示農(nóng)村。（3）農(nóng)業(yè)補貼（agri），這里農(nóng)業(yè)補貼在《中國統(tǒng)計年鑒》中缺失較為嚴(yán)重，因此使用不同省份財政用于農(nóng)、林、水的支出占當(dāng)年財政預(yù)算總支出的比作為衡量指標(biāo)。這樣做既可以消除時間趨勢，同時又體現(xiàn)了不同省市對農(nóng)業(yè)補貼的重視程度，這與陸銘等人（2004）[28]的指標(biāo)選取具有一致性。（4）城鎮(zhèn)化水平，城市人口占城鄉(xiāng)總?cè)丝诘谋戎亍＃?）人力資本水平（lhighsch），選取省市對應(yīng)年份的高中畢業(yè)生人數(shù)度量人力資本水平，陳斌開等（2009）[29]的研究表明，基礎(chǔ)教育能夠有效地縮小城鄉(xiāng)差距。（6）對外貿(mào)易（rexport）程度，將進出口總額換算成人民幣單位，然后除以國民生產(chǎn)總值作為衡量指標(biāo)。（7）第一產(chǎn)業(yè)比重（intri1），用于衡量農(nóng)業(yè)發(fā)展程度。（8）第二產(chǎn)業(yè)比重（intri2），用于衡量工業(yè)化程度。（9）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（struc），按照鐘寧樺（2011）[25]的做法，用第三產(chǎn)業(yè)比重除以第二產(chǎn)業(yè)比重。（10）城鄉(xiāng)收入差額（lgap），用城市可支配收入減去農(nóng)村可支配收入，然后取對數(shù)。

如圖5，將主要變量在時間軸上展示出來。可知農(nóng)業(yè)財政支出占比約為10%左右，近幾年該比例有所上揚，這同國家統(tǒng)計局所公布的數(shù)據(jù)大抵一致;中國的城鎮(zhèn)化水平處于直線上升的狀態(tài)，到2019年，我的城鎮(zhèn)化水平達到了60%左右，這也符合中國統(tǒng)計事實，也有不少人指出這樣的城鎮(zhèn)化水平是被高估了③，但是為了測量變量的方便，大多數(shù)研究還是應(yīng)用城鄉(xiāng)常住人口比作為衡量指標(biāo);第一產(chǎn)業(yè)GDP占比與第二產(chǎn)業(yè)GDP占比同中國統(tǒng)計局數(shù)據(jù)具有一致性;中國的泰爾指數(shù)下降幅度明顯，特別是2013年之后，泰爾指數(shù)更是下降到了10%以下，這說明自2013開始的精準(zhǔn)扶貧政策具有明顯的效果。

考慮到變量的時間趨勢對回歸結(jié)果造成的潛在影響，研究對所有變量都進行了平穩(wěn)性檢驗。表1的結(jié)果表明，所有變量都通過了面板單位根檢驗，即所有變量不包含單位根，可以直接進行平穩(wěn)性面板回歸分析。

（二）內(nèi)生性問題討論

使用固定效應(yīng)模型與帶工具變量的固定模型討論本研究可能存在的內(nèi)生性問題：

首先，使用雙向固定效應(yīng)模型：

yit=xitβ+Citη+ui+λt+εit

這里的yit為人均GDP和泰爾指數(shù)，xit為農(nóng)業(yè)補貼，β為其對應(yīng)系數(shù)向量，Cit為控制變量，η為其對應(yīng)系數(shù)向量，?ui為個體固定效應(yīng)，λt為時間固定效應(yīng)，εit為個體擾動項。進行組內(nèi)去均值后：

Δyit=Δxitβ+ΔCitη+Δεit

時間效應(yīng)與個體固定效應(yīng)被消除，此時考慮到農(nóng)業(yè)補貼可能受到人均GDP與泰爾指數(shù)的反向影響，同樣使用固定效應(yīng)模型，有：

Δxit=Δyitγ+ΔPitψ+Δ∈it

聯(lián)立Δyit與Δxit后，再根據(jù)ΔCit與ΔPit的外生性，Δεit與Δ∈it的正態(tài)性，可得：

CovΔyit，Δεit=EΔyitΔεit-EΔεitEΔyit=ψEΔ∈itΔεit+ηEΔεit21-ηψ≠0

可知存在著內(nèi)生性問題，此時使用最小二乘法進行估計：（1）使用工具變量zit對xit進行輔助回歸Δxit=θΔzit+φΔcit+uit，得到擬合值Δit;（2）Δyit對Δit以及控制變量回歸后，得到了2SLS統(tǒng)計量η2SLS;（3）當(dāng)n→SymboleB@

時，2SLS統(tǒng)計量具有漸進正態(tài)性質(zhì)，滿足有效工具變量條件時，Eη2SLS-η=0，但此時使用兩部最優(yōu)GMM方法更能適應(yīng)擾動項異方差與截面相關(guān)的問題。（4）在工具變量條件滿足后，使用Hausman檢驗內(nèi)生性問題，其原假設(shè)是，使用工具變量后的系數(shù)同使用前的系數(shù)不存在顯著差異。

本文的重點任務(wù)是識別農(nóng)業(yè)補貼對效率與公平的影響。研究需要考慮的內(nèi)生性主要來自雙向因果。因為模型中，為緩解控制擾動項中與被解釋變量的相關(guān)性，研究已經(jīng)控制了能夠控制的相關(guān)經(jīng)濟指標(biāo)，研究更為關(guān)心的是經(jīng)濟發(fā)展水平與地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距會不會反向影響農(nóng)業(yè)補貼力度。為了排查論文的內(nèi)生性問題，研究做了兩步工作。

第一，用面板回歸考察了經(jīng)濟發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距對農(nóng)業(yè)補貼的影響，結(jié)果是影響系數(shù)均沒有在5%或1%的顯著性水平下顯著，可以認為經(jīng)濟發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距對農(nóng)業(yè)補貼沒有影響。

第二，用農(nóng)業(yè)補貼每兩年的均值作為工具變量，用以表征農(nóng)業(yè)補貼的慣性。用該變量作為表征的原因在于，農(nóng)業(yè)補貼政策盡管是國家規(guī)定，但是地方依舊有一定的調(diào)整權(quán)力，因此過去的支持慣性在一定程度表示當(dāng)?shù)貙r(nóng)業(yè)的重視程度，同時研究將農(nóng)業(yè)補貼在時間上進行平均，也體現(xiàn)了重視程度的變化過程，農(nóng)業(yè)補貼慣性對經(jīng)濟發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的重要影響已無需多言，即工具變量的內(nèi)生性條件是滿足的。而與此同時，農(nóng)業(yè)補貼的慣性作為一種政策傾向，一定會受到經(jīng)濟形勢的沖擊。但幸運的是，研究控制了經(jīng)濟形勢指標(biāo)，同時也將個體決策等人為特征，使用固定效應(yīng)模型予以消除。此時農(nóng)業(yè)補貼慣性對經(jīng)濟發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的影響只能通過農(nóng)業(yè)補貼作為唯一的通道，即工具變量的外生性條件也是滿足的。

研究的內(nèi)生性問題檢驗與識別結(jié)構(gòu)如表2所示。使用兩部最優(yōu)GMM方法估計使用工具變量后的結(jié)果，同時使用Hausman檢驗標(biāo)準(zhǔn)考察本研究的內(nèi)生性隱患。兩部最優(yōu)GMM方法中，過度識別的Anderson?LM統(tǒng)計量在1%的顯著性水平上拒絕了原假設(shè)，即認為工具變量不存在識別不足的問題，弱工具變量檢驗的Cragg-Donald?Wald統(tǒng)計量遠遠大于16.38（Stock-Yogo?weak?ID?test?critical?values：?10%?maximal?IV?size），即研究選擇的工具變量不存在弱工具變量的問題。但是，?Hausman檢驗的結(jié)果表明，使用工具變量回歸的結(jié)果與普通面板OLS回歸的結(jié)果沒有顯著的差異，即本文不存在內(nèi)生性問題。此時，為了得到更有效率的估計量，應(yīng)該選擇面板OLS模型。

其實，沒有檢測到內(nèi)生性問題是完全符合現(xiàn)實情況的，在中國，農(nóng)業(yè)補貼的量化制度是由國家政策發(fā)布后，獲得農(nóng)業(yè)補貼的農(nóng)戶可以直接在儲蓄賬戶領(lǐng)取[31]，省級層面操作的空間比較有限。

（三）農(nóng)業(yè)補貼對經(jīng)濟發(fā)展的影響

使用Koenker（2004）[32]所推廣的面板分位數(shù)回歸模型：

Qyitτxit=αi+xitβτ+eit

其中t為時間維度，i為個體維度，αi為不隨時間變化的個體固定效應(yīng)項，τ表示分位點，xit為自變量向量，eit為個體隨機擾動項，Qyit為對應(yīng)分位點τ的子樣本因變量向量。

Koenker（2004）[32]認為個體固定效應(yīng)項需要與因變量的條件分位數(shù)相對應(yīng)，為了更好地估計分位數(shù)方程，應(yīng)將傳統(tǒng)的高斯懲罰項替換為∑ni=1αi，以便具有更優(yōu)良性質(zhì)的算法與統(tǒng)計特征。即：

minα，β{∑qk=1∑Tt=1∑Ni=1wkρτkyit-αi-xTitβτk+λ∑ni=1αi}

其中ρτu=uτ-Iu<0表示線性分段分位數(shù)損失函數(shù)，I*表示指示函數(shù)，條件成立時取1，不成立時取0;權(quán)重wk控制q分位數(shù)τ1，τ2……τq對參數(shù)的αi估計值的相關(guān)影響，λ為調(diào)整系數(shù)。當(dāng)λ=0時，得固定效應(yīng)模型的估計;當(dāng)0<λ

時，得到的是固定效應(yīng)的懲罰估計;當(dāng)λ→SymboleB@

時，個體效應(yīng)不存在。為了獲得更為精確的系數(shù)與更為穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤，本文的參數(shù)估計使用Markov?Chain?Monte?Carlo（MCMC）方法進行。

使用分位數(shù)回歸估計農(nóng)業(yè)補貼對經(jīng)濟發(fā)展的影響（如表3）。很明顯可以看出，農(nóng)業(yè)補貼對經(jīng)濟水平處在各個分位點的省份均具有顯著的負向影響，即農(nóng)業(yè)補貼的經(jīng)濟推動作用違背了補貼政策的初衷，農(nóng)業(yè)補貼成為抑制經(jīng)濟發(fā)展的一個重要原因。相比農(nóng)業(yè)補貼，城鎮(zhèn)化水平對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻較為均勻，城鎮(zhèn)化水平的影響系數(shù)大概平均在2.5左右。高中教育質(zhì)量對經(jīng)濟發(fā)展的影響系數(shù)為負，這與預(yù)期相反，可能是因為更高的人力資本要求導(dǎo)致的。對外貿(mào)易程度對高分位點省份的正向影響總體大于中低分位點的省份，也是造成人均GDP省級分布不均勻的重要原因。

（四）農(nóng)業(yè)補貼對城鄉(xiāng)收入差距的影響

使用分位數(shù)回歸估計農(nóng)業(yè)補貼對城鄉(xiāng)收入差距的影響（如表4）?？芍r(nóng)業(yè)補貼對緩解城鄉(xiāng)收入差距的影響很大，總體而言，泰爾指數(shù)越高的地區(qū)，系數(shù)的絕對值越來越大，農(nóng)業(yè)補貼的抑制效應(yīng)越來越強。相比農(nóng)業(yè)補貼，城鎮(zhèn)化的抑制作用對20%-60%分位點的省份影響較為相對穩(wěn)定，系數(shù)約為1.1左右，但是對較高分位點省份的抑制作用相對更小。高中教育質(zhì)量對緩解城鄉(xiāng)收入差距作用也很明顯，泰爾指數(shù)越高的地區(qū)，系數(shù)的絕對值越來越大，抑制效應(yīng)越來越強，經(jīng)濟發(fā)展水平也有同樣的效果，這同陳斌開（2009）的結(jié)論具有一致性。對外貿(mào)易程度與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)都加劇了城鄉(xiāng)收入差距。

（五）機制分析

根據(jù)前面的分析，研究已經(jīng)了解到農(nóng)業(yè)補貼可以明顯地抑制貧富差異，但是農(nóng)業(yè)補貼卻又明顯地拉大了經(jīng)濟發(fā)展差距。

首先，解釋農(nóng)業(yè)補貼為何緩解了城鄉(xiāng)收入差距。表5的回歸表明，農(nóng)業(yè)補貼對收入有著刺激作用，但同時也對城鎮(zhèn)化產(chǎn)生了抑制的作用，而且對農(nóng)民可支配收入的刺激作用大于了對城鎮(zhèn)化的抑制作用?；仡櫪碚摲治霾糠炙v的兩種相反的機制，研究認為，盡管農(nóng)業(yè)補貼既促進農(nóng)民的增收⑤，但同時也阻礙了城鎮(zhèn)化⑥，即前面所說的機制都是成立的，但是很明顯的是，農(nóng)業(yè)補貼的增收效應(yīng)明顯大于了對城鎮(zhèn)化的阻礙作用，即綜合效應(yīng)而言，農(nóng)業(yè)補貼是通過促進農(nóng)民增收而縮小了城鄉(xiāng)差距。盡管相關(guān)研究表明農(nóng)業(yè)補貼阻礙了城鎮(zhèn)化的進程，但是中國城鎮(zhèn)化的根本阻礙在于戶籍制度的約束。原因在于：（1）農(nóng)業(yè)補貼相對農(nóng)民獲得的非農(nóng)收入而言，顯得微不足道，非農(nóng)收入已經(jīng)成為農(nóng)戶收入的主要來源，理性的農(nóng)民不會為了農(nóng)業(yè)補貼而放棄可觀的非農(nóng)收入支持⑦。（2）那些不愿意進行城鎮(zhèn)化的農(nóng)民，主要是考慮到城鎮(zhèn)化后的成本太大，缺乏社會保障支撐⑧，同時加上對土地安全性的考慮，畏懼自給自足的生活狀態(tài)被打破。盡管農(nóng)業(yè)補貼能夠成為農(nóng)戶城鎮(zhèn)化的阻礙，但是這種阻礙力量相對過小，政府更需要做的是深化戶籍制度改革，實現(xiàn)城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)的均等化，推進城鎮(zhèn)化進程，調(diào)動農(nóng)業(yè)補貼與城鎮(zhèn)化對繁榮與穩(wěn)定經(jīng)濟的積極作用。

不過，也需要指出的是，根據(jù)研究對農(nóng)業(yè)補貼年度增收效應(yīng)的估計（如表6），相比2007年，農(nóng)業(yè)補貼所維持的收入增長效應(yīng)在2013年之后已經(jīng)變得非常顯著，但是也不得不指出的是，這種增長效應(yīng)已經(jīng)收斂，基本固定為0.9-1.0左右。預(yù)計中國農(nóng)業(yè)補貼的收入效應(yīng)可能已經(jīng)達到最高點，未來極有可能回落。因為中國的作物單產(chǎn)已經(jīng)穩(wěn)定，生產(chǎn)效率在短期間也不太可能提升，實現(xiàn)農(nóng)村收入增長，只能依靠城鎮(zhèn)化促進勞動力流轉(zhuǎn)，獲得更多的非農(nóng)收入支持。

其次，解釋為什么農(nóng)業(yè)補貼抑制經(jīng)濟發(fā)展。根據(jù)中國統(tǒng)計局數(shù)據(jù)，盡管第一產(chǎn)業(yè)的GDP貢獻率明顯小于第二產(chǎn)業(yè)在GDP貢獻率，但是它們卻占有基本相同的產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員，即產(chǎn)業(yè)貢獻與從業(yè)人員數(shù)量嚴(yán)重不匹配。表5的結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)補貼顯著了抑制了第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，但同時又刺激了第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，即說明農(nóng)業(yè)補貼也是造成產(chǎn)業(yè)貢獻與從業(yè)人員數(shù)量嚴(yán)重不匹配的重要原因。潛在的機理是，農(nóng)業(yè)補貼確實造成了農(nóng)業(yè)與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)勞動力的爭奪，最終抑制了經(jīng)濟的發(fā)展。

（六）如何走出農(nóng)業(yè)補貼困境？

1.實施農(nóng)業(yè)補貼與城鎮(zhèn)化并進的政策

已有部分研究表明農(nóng)業(yè)補貼會產(chǎn)生第一產(chǎn)業(yè)吸引力，抑制勞動力的流轉(zhuǎn)，抑制城鎮(zhèn)化的進程（Huang?et?al.，2020），該結(jié)論在本文研究中同樣得到了證明（如表5）。而本文通過在原定方程中加入城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)補貼的交互項，通過實證再次說明，城鎮(zhèn)化途徑能夠有效地保證農(nóng)業(yè)補貼實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展與穩(wěn)定的雙重目標(biāo)（如表7）。

根據(jù)Panel?1可知，城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)補貼的交互項拉動了中等分位數(shù)水平的經(jīng)濟發(fā)展水平，同時對低分數(shù)水平的省份作用要大于高分數(shù)水平的省份。交互項不僅對各個分位數(shù)水平上的人均GDP都有顯著的促進作用，而且起到維持區(qū)域發(fā)展協(xié)調(diào)的功能，即大力拉動中等發(fā)展水平省份的經(jīng)濟發(fā)展水平，調(diào)節(jié)高度發(fā)展省份與欠發(fā)達省份之間的經(jīng)濟發(fā)展差距。根據(jù)Panel?2可知，城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)補貼的交互項可以十分顯著地抑制城鄉(xiāng)收入差距，而且城鄉(xiāng)收入差距越嚴(yán)重的省份，抑制效應(yīng)越強。

2.考慮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)后的政策調(diào)整

鐘寧樺（2011）研究表明，農(nóng)村工業(yè)化對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻已經(jīng)微乎其微，依靠城市工業(yè)化才能真正促進中國經(jīng)濟發(fā)展。而表5的回歸結(jié)果已經(jīng)充分說明了農(nóng)業(yè)補貼導(dǎo)致了中國產(chǎn)業(yè)貢獻與從業(yè)人員比例的失衡，研究通過加入在原本回歸的基礎(chǔ)上，加入農(nóng)業(yè)補貼與第一產(chǎn)業(yè)比重、第三產(chǎn)業(yè)比重的交互項，繼續(xù)驗證了這種觀點。表8的Panel?1-Panel?4回歸結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)補貼與第一產(chǎn)業(yè)比重的交互、農(nóng)業(yè)補貼與第二產(chǎn)業(yè)比重的交互，都不能夠有效緩解城鄉(xiāng)收入差距問題，而且可能還會繼續(xù)抑制經(jīng)濟發(fā)展，這在大多分數(shù)水平上的省份都得到了充分的驗證。以往中國的經(jīng)驗事實已經(jīng)也表明了區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差異的客觀現(xiàn)實。

是否農(nóng)業(yè)補貼抑制經(jīng)濟發(fā)展、擴大城鄉(xiāng)收入差距的命運不可避免呢？根據(jù)研究前面的分析，城鎮(zhèn)化會是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)補貼績效的有效途徑。研究假定，城鎮(zhèn)化、工業(yè)化與農(nóng)業(yè)補貼可以同時推進，為此，研究在保留原本兩兩交互的基礎(chǔ)上，加入城鎮(zhèn)化、工業(yè)化與農(nóng)業(yè)補貼交互項，Panel?5與Panel?6的回歸結(jié)果表明，三種政策同時執(zhí)行至少惠及了處于20%至80%分位點的省份的經(jīng)濟發(fā)展（這比農(nóng)業(yè)補貼與城鎮(zhèn)化同時進行的效果更好）。這說明，在保持農(nóng)業(yè)補貼的基礎(chǔ)上，深入推進城鎮(zhèn)化與工業(yè)化是改變農(nóng)業(yè)補貼績效扭曲、實現(xiàn)帕累托改進的重要手段。

四、結(jié)論與建議

戶籍制度約束下，農(nóng)村剩余勞動力無法實現(xiàn)正常流轉(zhuǎn)，農(nóng)業(yè)補貼的作用可能會被稀釋，最終無法實現(xiàn)增效率與促公平的雙重目標(biāo)?；?1?。òㄖ陛犑校?007—2018年的面板數(shù)據(jù)的實證研究，本研究認為，農(nóng)業(yè)補貼能夠保證緩解省際內(nèi)部的城鄉(xiāng)差異，但是農(nóng)業(yè)補貼不僅不能促進人均GDP的增長，甚至還會擴大省際間的差異，這意味著農(nóng)業(yè)補貼存在明顯的效率損失。另一方面，農(nóng)業(yè)補貼刺激了第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，但是也抑制了第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展，并且通過這種方式帶來的增收效應(yīng)已達最大值的臨界階段，即便之后有再大的農(nóng)業(yè)補貼支出，也難以實現(xiàn)更大的效應(yīng)。

但本文的研究也為解決農(nóng)業(yè)補貼困境提供了新的思路。在城鎮(zhèn)化的強力拉動下，農(nóng)業(yè)補貼能夠兼顧公平與效率，在城鎮(zhèn)化與工業(yè)化的雙重推進下，農(nóng)業(yè)補貼能夠最大限度地實現(xiàn)公平與效率的統(tǒng)一。本研究具有積極的現(xiàn)實意義：政策制定者既要看到中國糧食問題的重要性，也要看到資本邊際遞減與農(nóng)民增收的困境，以及農(nóng)業(yè)規(guī)?；男枰?。最強有力的措施就是，實行有效的城鎮(zhèn)化與工業(yè)化，維持農(nóng)業(yè)補貼，通過改變分子來提升農(nóng)業(yè)補貼的生產(chǎn)激勵作用，通過土地的規(guī)模化經(jīng)營提升農(nóng)業(yè)補貼的增產(chǎn)增收功能，以縮小城鄉(xiāng)差距，提高經(jīng)濟發(fā)展水平。

注釋：

①?本研究圖1、圖2與圖3的所使用的數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》與《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。

②?Sicular?et?al.（2007）[7]認為城鄉(xiāng)收入差異中將近77%的貢獻來自于戶籍制度約束，萬海遠和李實（2013）[8]的研究表明，即使是戶籍制度所造成的職業(yè)選擇歧視，也能解釋城鄉(xiāng)收入差異3.5%的貢獻。

③?比如陶然與徐志剛（2005）[30]認為，官方統(tǒng)計的城鎮(zhèn)化率中還包括失地的農(nóng)民以及在城市流轉(zhuǎn)工作超過6年的農(nóng)村戶口勞動力。

④?“m_V”意味著變量V按省份進行平均，m_lpergdp的坐標(biāo)在右軸展示，其余所有變量都在左軸展示。

⑤?農(nóng)業(yè)補貼對農(nóng)村可支配收入具有正向影響效應(yīng)，但該系數(shù)并不顯著，這與陳飛（2016）[33]、周振（2016）[34]基于農(nóng)戶的微觀證據(jù)的結(jié)論一致，只有顯著性有所不同，這可能是由于本研究的小樣本導(dǎo)致的。

⑥?盡管該系數(shù)不顯著，但這與Huang?et?al（2020）[17]的結(jié)論具有一致性，只是他們使用的是縣級面板數(shù)據(jù)，所以在標(biāo)準(zhǔn)誤上略有差異。他們認為，研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)補貼使中國每年農(nóng)業(yè)勞動力外流減少了68萬人（95%的置信區(qū)間為0.67-0.69），約為抽樣期間觀察到的每年農(nóng)村向城市移民總數(shù)的5.7%。但是這相比中國的流動人口規(guī)模2.4億，折算出的系數(shù)為0.0028，也接近本文估計的系數(shù)0.002。

⑦?由于現(xiàn)代工業(yè)的生產(chǎn)效率與單位工資要高于農(nóng)業(yè)部門，所以勞動力自然地從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部分流向工業(yè)部門[35]，即便存在失業(yè)風(fēng)險，只要預(yù)期收入高于農(nóng)業(yè)經(jīng)營活動的收入，這個過程也會持續(xù)[36]。

⑧?盡管當(dāng)前很多中小城市已經(jīng)放開了戶口限制，但是大城市的戶口限制依舊嚴(yán)格。但小城市并非是農(nóng)民工的主要遷徙地，另外其提供的公共服務(wù)也十分有限。

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Urbanization?and?the?Performance?of?Agricultural?Subsidies

CHEN?You-hua，ZHANG?Zhuang

（School?of?Economics?and?Management，?South?China?Agricultural?University，Guangzhou?510642，China）

Abstract：Improving?efficiency?or?promoting?equity?is?the?focus?of?debate?on?agricultural?subsidies?policy.Through?the?model?construction?and?empirical?test，?this?paper?confirms?that?urbanization?is?helpful?to?achieve?a?win-win?situation?of?agricultural?subsidies?efficiency?and?equity.Based?on?the?analysis?of?provincial?panel?data?from?2007?to?2018，?the?study?found?that：?under?the?condition?of?registered?residence?system?cost，?agricultural?subsidies?can?narrow?the?gap?between?urban?and?rural?areas，?but?will?inhibit?economic?development，?and?this?inhibition?can?be?alleviated?by?the?deepening?of?urbanization.Based?on?the?objective?of?efficiency?and?equity，?the?current?reform?direction?should?be?to?further?break?the?registered?residence?system，?promote?population?urbanization，?and?give?play?to?the?positive?role?of?agricultural?subsidies，?to?provide?new?impetus?for?China′s?economic?development.

Key?words：agricultural?subsidies;?registered?residence?system;?urbanization;?economic?development;?income?gap

（責(zé)任編輯：鄭州）