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1、第40卷第5期2023年9月Vol. 40 No. 5Sep. 2023经济经纬EeOnOmiCSUrVey农业补贴改革对粮食生产效率的影响一基于土地转入户的视角张亚洲L陈卓L杨俊孝2,刘艳3（1.南京农业大学公共管理学院,江苏南京210095;2.新疆农业大学公共管理学院，新疆乌鲁木齐830052;3.西南大学商贸学院，重庆402460）摘要：基于2016年和2018年两轮中国劳动力动态调直（CLDS）数据，运用一阶差分模型,从土地转入户的视角考察农业补贴改革对粮食生产效率的影响结果表明：（1）农业补贴改革显著促进了粮食生产效率的改善；从内部构成来看，农业补贴改革对规模效率的促进作用要强于对
2、技术效率的促进作用这一结论经过多种稳健性检验和控制内生性后依然成立。（2）机制分析表明,农业补贴改革通过促进农户扩大土地转入规模、增加农业生产投资和提高农业机械化水平，进而改善粮食生产效率。（3）农业补贴改革对粮食生产效率的改善呈现出一定的异质性，经营规模大、流动性约束强以及非粮食主产区的农户对农业补贴改革的反应更为敏感.研究发现有助于厘清农业补贴改革与泪食生产效率之间的内在联系，为进一步完善现行农业补贴政策、保障国家粮食安全提供经验证据.关键词：农业补贴改革；粮食生产效率；土地转入户；要素配置；一阶差分模型基金项目：国家自然科学基金项目（72173065）;国家社会科学基金项目（16BGL1
3、32）;中央高校基本科研业务费人文社科项目（XJ2023005201）作者简介：张亚洲（1994-）,男，河南信阳人，博士研究生，主要从事土地经济理论与政策研究；陈卓（1995-）,男，北京人，博士研究生，主要从事土地经济与管理研究；杨俊孝（1964）,男，陕西白水人，教授，博士生导师，主要从事农业经济理论与政策研究；刘艳（1991-）,女，黑龙江建三江人，博士,讲师，主要从事农业经济理论与政策研究。刘艳为本文通信作者.中图分类号:F326.1文献标识码:A文章编号：1006-1096（2023）05-0036-12收稿日期:2023-04-23888888888888888888888888
4、88888888888888888888888888引言农业补贴是当前各国政府支持农业发展的重要政策工具之一（Hennessyz1998;钟甫宁等,2008）.自2004年取消农业税以来，我国先后实施了良种补贴、种粮农民直接补贴和农资综合补贴等三项粮食补贴政策0据财政部统计,我国农业三项补贴金额由2004年的144亿元迅速增加至2015年的1434亿元.尽管大量公共资源持续投入农业补贴计划，但三项补贴促进粮食生产的政策效能却逐步降低（黄少安等,2019）。实践中，为降低政策执行成本，地方政府发放农业三项补贴并非基于农户实际经营面积，而是基于历史粮食产量或土地承包面积，致使这种补贴成为一种脱钩补
5、贴3令博峰等，2021）。随着农地流转市场的发育，土地承包者和实际经营者逐渐分离。以土地承包面积为发放依据，可能会导致不从事粮食生产的农地转出户也能领到补贴，而真正从事粮食生产的农地转入户反而难以获得除自己承包地之外的补贴支持（黄季焜等，2011）.农业补贴的激励对象出现错位，不利于规模化经营的实现，对国家的粮食安全也构成了挑战（许庆等,2020）。基于这样的现实,2015年中央政府启动农业三项补贴改革试点工作，试点内容主要是将三项补贴合并为农业支持保护补贴。2016年在总结试点经验的基础上,农业“三补合一”改革在全国范围内推开。根据财政部、原农业部发布的政策文件（财农2015）31号、财农2
6、016）26号）,农业支持保护补贴分为耕地地力保护补贴和适度规模经营补贴两部分。耕地地力保护补贴的资金来源为原良种补贴、种粮农民直接补贴以及80%的农资综合补贴，补贴对象为拥有土地承包权的农户，用于支持耕地地力保护；适度规模经营补贴的资金来源为20%的农资综合补贴、种粮大户补贴试点资金以及农业三项补贴”增量资金,补贴对象为种植大户、家庭农场等规模经营主体，主要用于促进粮食适度规模经营。政策改革的主要预期是在尽可能保持当前补贴政策稳定的前提下，调动农户的种粮积极性，保障国家粮食安全。那么，农业补贴改革的成效究竟如何？虽然部分学者考察了改革后农业补贴的粮食生产效应，例如农业支持保护补贴对粮食种植规
7、模、农业要素投入等的影响（许庆等，2020;张应良等，2020;周静，2020）,但是缺乏改革前后的对比，难以准确反映农业补贴改革所带来的动态变化。本文利用农业补贴改革前后两期中国劳动力动态调查（CLDS）数据，尝试回答以下三个问题：一是改革前的三项补贴和改革后的农业支持保护补贴两种方式对粮食生产效率的影响是否存在显著差异、差异有多大？二是农业补贴改革影响粮食生产效率的内在机制是什么？三是在不同的外部制度环境和家庭内部特征情境下农业补贴改革对粮食生产效率的影响是否存在异质性？本文的边际贡献在于：首先，评估了农业补贴改革对粮食生产效率的影响。目前，学者们在讨论农业补贴改革的成效时，主要关注农业补
8、贴改革对农业要素投入的影响，而实际上，随着经济结构的变迁，农业经济增长正逐渐由要素驱动向效率驱动转变。作为对已有文献的补充，本文揭示了农业补贴改革对粮食生产效率的作用机制。其次，以土地转入户作为研究视角，能够分离出不同补贴方式的微观制度差异。改革后，新增的适度规模经营补贴主要针对规模农户（土地转入户）发放，而小农户在改革前后的补贴数额变化并不明显，因而从土地转入户的视角出发，能够有效规避由于小农户样本的存在而可能导致的估计偏差.最后,对于净效应和机制的识别。基于改革前后两期平衡面板数据，采用一阶差分法（FirstDifference,FD）,能够有效识别补贴数额的变化是否会促进农户要素配置行为
9、（土地、资金和机械）的改变，进而带来粮食生产效率的改善。进一步，利用工具变量法（IV-FD）消除潜在的内生性问题，并采用交互项模型和分组回归的方法考察其可能存在的异质性，以丰富农业补贴改革的相关研究成果.一、文献综述农业补贴是国家财政支农政策的重要组成部分，农业补贴的政策效应也一直是国内外学者探讨的热点话题O围绕农业补贴尤其是脱钩补贴与粮食生产的关系，学者们尚未达成一致结论。部分学者认为脱钩补贴对提高农户收入发挥了一定作用，但并不会导致农户生产决策的变化（Weberetal,2012）0另一些学者则指出，脱钩补贴虽然不与粮食生产直接挂钩，但仍可能通过改变对未来支付的预期、缓解潜在的信贷约束、提
10、高土地价值和降低农业风险来影响农户的生产决策（AdamSetal,2001;ChaUetal,2005）。具体到中国的实践中，自2004年以来,我国逐步建立起以三项补贴为主的农业补贴体系。王欧等（2014）、高鸣（2017）认为农业三项补贴对扩大粮食种植面积、增加资本投入、提高粮食产量和生产率具有一定的积极作用。然而，随着农地流转市场的发育，黄季焜等（2011）认为将补贴发给承包者而非实际经营者是导致其政策效能逐渐降低的重要原因o另一些学者则持不同意见，他们认为将补贴发给承包者和实际经营者是等效的，原因在于，在完善的市场环境中，土地供需双方会通过土地租金的变化使得补贴利益在二者之间的分配达到均
11、衡（柯炳生,2017）。目前，关于脱钩补贴的作用，国内外都没有形成统一的认识。但主流学者均认为，在农业补贴支出与粮食生产挂钩的情况下，实施农业补贴计划能够有效提高粮食播种面积和产量（YUetal,2010）在此背景下，2015年我国启动农业“三补合一”改革,将农业三项补贴合并为以土地承包面积为发放依据的耕地地力保护补贴和以土地经营面积为发放依据的适度规模经营补贴，在兼顾一般承包农户的基础上，鼓励农业适度规模经营。许庆等（2020）考察了农业支持保护补贴对规模农户种粮行为的影响，发现农业支持保护补贴通过缓解资金约束和提供生产性激励两条途径，提高了规模农户的种粮积极性。张应良等（2020）则发现只
12、有当经营规模超过500亩时,补贴标准的提高才会促进种粮大户经营规模进一步扩大。周静（2020）认为对于规模农户而言，适度规模经营补贴要比耕地地力保护补贴额度高，因此，前者对规模农户物质资本投入的正向激励作用更大。此外，部分学者还对农业补贴改革的农地流转效应进行了考察。刘进等（2020）研究发现,农业补贴改革后，由于减少了收入性补贴，农业支持保护补贴对土地养老的替代效应有所降低，导致其对农地转出的促进作用弱化.从农地转入的角度，许庆等（2021）认为农业补贴改革通过促进农户转入土地，进而实现粮食适度规模经营；并且,相比于小规模农户，农业补贴改革对规模农户的促进作用更强（杨青等,2022）。综上可
13、知，现有研究主要讨论了改革后农业补贴的粮食生产效应，但缺乏对改革前后生产效应变化的有效识别；少量研究虽然探讨了农业补贴改革对农地流转及粮食经营规模的影响，但是缺乏对粮食生产效率的考察O鉴于此,本文有效识别了补贴数额变化对粮食生产效率的影响及作用机制，以期为完善农业补贴政策提供经验参考。二、理论分析与研究假说新古典经济学认为，农户以个人或家庭效用最大化为原则进行要素配置，但在追求效用最大化的过程中，他们会受到经济环境的约束。农业补贴方式的不同使得农户在土地、资金和劳动力投入等方面存在显著差异。在劳动力持续外流的背景下，三项补贴政策的实施在一定程度上维护了土地承包者（转出户）的利益，却无助于经营者
14、（转入户）经营成本的下降，由此可能造成粮食生产效率的损失.通过政策改革,农业补贴实现了向重点支持经营者尤其是规模经营主体的转变O新增的适度规模经营补贴以土地经营面积为发放依据，在效用最大化的目标下，必然诱发经营者要素投入行为的改变，进而作用于粮食生产效率o（一）农业补贴改革影响粮食生产效率的机制分析1 .农业补贴改革、土地转入规模与粮食生产效率农业补贴改革后，按照政策设计，耕地地力保护补贴仍然延续按土地承包面积发放的方式，而适度规模经营补贴的补贴条件、补贴金额均与经营面积挂钩。就补贴条件而言,适度规模经营补贴对申请者通常有显性或隐性的面积阈值要求,如四川省规定种粮大户的粮食种植面积要达到30亩
15、、家庭农场则要达到100亩；而对补贴金额,则根据不同的粮食种植面积设置不同的补贴标准，如山东省规定粮食种植面积50200亩的每亩补贴60元、200亩及以上的每户限额补贴1.2万元。可见,适度规模经营补贴更侧重于支持种粮大户、家庭农场等规模经营主体，在补贴激励的影响下，他们转入土地、扩大粮食种植规模的积极性也会更高。另外,种植业的主要特征是生产周期长、规模调整难度大,一旦投入生产,耕地面积就难以改变。补贴政策调整后，统一了原有三项补贴资金的审核和发放程序，工作效率显著提高，农户能够根据补贴资金适时地调整当季生产规模（李鎏等，2021）.众多研究证实，规模化经营可以实现规模经济，提高农业要素配置效
16、率，并能够为先进生产技术和管理经验的引入提供有利条件，变革落后的生产方式，从而促进粮食生产效率的改善（冀县卿等,2019）。2 .农业补贴改革、农业投资与粮食生产效率农业投资不足是导致粮食生产效率低下的重要原因。作为典型的弱质性产业，农业生产会受到自然和市场双重风险的冲击，导致农业经营收入的稳定性不高。面对不完善的资本和保险市场，风险规避的生产者可能会减少投资以降低损失（任天驰等，2021）。与改革前的脱钩支付相比，适度规模经营补贴纠正了补贴资金的错位状况，将引导经济主体增加农业生产投资，从而改善粮食生产效率O具体而言，适度规模经营补贴主要通过缓解资金投入约束和降低风险规避程度两条途径产生投资
17、效应首先，改革之后，土地转入户能够获得更多的补贴支持。本文数据显示,土地转入户的亩均粮食补贴金额由改革前的40元增加到65元,提高了62.5%。从理论上讲,这可以在一定程度上缓解土地转入户的资金约束，激励其进行农业投资，表现出农业补贴的激励效应。其次，降低风险规避程度是农业补贴对农业投资的另一重要影响机制。Arrow（1996）认为风险规避程度必然随着财富的增加而降低。适度规模经营补贴作为一项转移性收入,将降低土地转入户的收入不确定性，减少其风险分担的需求，刺激其进行长期投资经营，表现出农业补贴的财富效应，而改革前的土地转入户由于无法获得相应的补贴资金，因而难以改变风险偏好。3 .农业补贴改革
18、、农业机械化与粮食生产效率随着经济结构的变迁，农业部门和非农部门之间的收入差距逐渐扩大O在经济利益的驱动下，大量农村劳动力外迁，导致农业部门劳动力供给不足，对粮食生产效率产生一定的负面影响。根据诱致性变迁理论，农业劳动力大量流失会导致农业部门的劳动力价格持续上涨，从而刺激农户对农业机械化代耕、代收的需求（吴海霞等，2022）.实现农业机械化的方式有两种：一种是自购农机以自我服务，另一种则是借助农机外包服务。这两种类型的机械化在农业生产约束下存在一定的替代关系（钱龙等，2021）,但均与农户的财富水平和土地经营规模挂钩o相比于改革前，适度规模经营补贴不仅能缓解土地转入户的资金约束，还能促进规模化
19、经营的实现，理论上两者均有助于推进农业机械化。一方面，适度规模经营补贴直接增加了土地转入户的可支配资金，他们可将这部分资金用于自购农机或购买农机服务；另一方面，适度规模经营补贴可以促进农户扩大土地转入规模，满足农业机械使用对土地的“规模性要求，既降低了自有农机的作业成本,也有助于农机服务外包交易的达成。与人力、畜力相比,机械化作业效率更高、成本更低。有学者研究发现,在小麦和稻谷的收获环节,采用机械替代人力作业，自然损失率能减少8%（方师乐等，2017）.及时的机械作业,可以缓解季节性劳动力短缺问题，从而有利于整体效率的改善。基于此，本文提出以下研究假说。假说1:农业补贴改革对农户粮食生产效率具
20、有显著正向影响。（二）农业补贴改革对粮食生产效率影响的异质性分析1 .农业补贴改革对不同经营规模农户粮食生产效率的异质性影响农业补贴改革影响粮食生产效率的关键在于改变农户在粮食生产中的要素投入组合。不同经营规模农户在经营目标和生产能力等方面的差异，使其在土地、资金和机械投入水平上存在异质性（杨子等，2019）。相比于小规模经营农户，大规模经营农户在粮食生产中面临资金约束的可能性更大，对农业补贴改革的反应也更为敏感,他们能够利用新增的适度规模经营补贴优化要素配置能力，进而改善粮食生产效率。另外，从经营目标看，大规模经营农户更注重生产效率的提升，而快速上涨的农业生产成本，如果再加上补贴错位，会导致
21、其规模优势难以有效发挥0改革之后，适度规模经营补贴将充分释放其规模经济效应，降低平均生产成本，促进粮食生产效率的改善，而小规模农户则由于能够获得的补贴数额较少，难以从根本上改变其要素投入行为。基于此，本文提出以下研究假说。假说2:不同经营规模条件下,农业补贴改革对农户粮食生产效率的影响存在显著差异o2 .农业补贴改革对不同流动性约束农户粮食生产效率的异质性影响Yi等（2015）认为流动性约束是决定农业补贴能否影响农户生产决策的前提条件，原因在于，不同流动性约束水平下，农户在风险偏好、消费支出等方面存在明显差异。流动性约束弱的农户家庭本身具有较高的财富水平，能够满足其对农业生产资金的投入需求，因
22、而该部分农户的粮食生产效率可能对农业补贴数额并不敏感（吉星等，2022）；而流动性约束强的农户，往往无力负担长期生产性投资的资金需求，更需要寻求补贴政策的支持。以土地承包面积为发放依据的补贴方式，难以顾及转入方的利益。与之不同的是，适度规模经营补贴则能有效缓解土地转入户的流动性约束，刺激其增加农业生产资金投入.基于此，本文提出以下研究假说。假说3:不同流动性约束水平条件下，农业补贴改革对农户粮食生产效率的影响存在显著差异。3 .农业补贴改革对不同区位农户粮食生产效率的异质性影响为了保障粮食安全，国家财政部于2003年底将黑龙江、山东、河南等13个省份划定为粮食主产区来兜底农业生产。粮食主产区政
23、策涵盖财政补贴、基础设施与公共服务优化、风险防控等多个方面。得益于各项政策倾斜,粮食主产区的粮食产量远高于非粮食主产区（崔宁波等，2021）。据国家统计年鉴数据，2004-2018年间粮食主产区粮食产量占全国粮食总产量的比重一直保持在70%以上。在此背景下,粮食主产区省份内的农户面临生产性资金约束的可能性更小，因而农业补贴改革对其粮食生产效率不会产生太大影响。相反，由于非粮食主产区省份内的农户缺乏上述优势，适度规模经营补贴就能激励其增加农业生产投资，从而改善粮食生产效率。基于此,本文提出以下研究假说。假说4:不同区位特征条件下，农业补贴改革对农户粮食生产效率的影响存在显著差异。三、数据来源与模
24、型设定（一）数据来源本文数据来源于中国劳动力动态调查（ChinaLabor-forceDynamicsSUrVey,简称CLDS）项目。该项目由中山大学社会科学调直中心于2012年开始组织实施.CLDS采用分层随机抽样方法，调查内容涵盖迁移、教育、健康以及经济活动等多个方面,为本研究提供了良好的数据支撑。该项目目前已完成2012年、2014年、2016年和2018年的数据收集.由于农业补贴改革于2016年开始在全国范围内展开,为了分析改革前后农业补贴获得和粮食生产效率的变化情况，本文以2016年和2018年两期农户调查数据为基础（2016年获取的是2015年的农户数据,2018年获取的是201
25、7年的农户数据），对数据进行处理和清洗o在2018年农户样本中，存在865户土地转入户.本文以此为基准与2016年农户数据匹配，同时剔除信息缺失严重的样本，最终形成两期平衡面板数据，即每期721户（二）变量选取1 .被解释变量为了分析粮食生产效率的内部构成，本文在测算综合效率的基础上，进一步将其分解为规模效率和技术效率0其中，技术效率描述了生产单位将投入转化为产出的能力，其经济含义表现为在既定投入下技术进步使得产出增加的成效；规模效率则描述了实际规模与最优生产规模的距离，其经济含义表现为在既定技术水平下规模效应使得产出增加的成效。投入指标包括经营耕地面积（既包括家庭承包的耕地,也包括租种、代耕
26、他人的耕地）、经营粮食作物的资金投入、从事农业生产的劳动力人数;产出指标为粮食作物的总产值。2 .核心解释变量本文重点关注农业补贴改革的粮食生产效应，对应问卷中的问题去年您家从事粮食生产经营获得的政府货币补贴金额为多少元”。需要说明的是,粮食补贴金额在2015年等于三项补贴之和，在2017年等于农业支持保护补贴。3 .机制变量机制变量中的耕地转入规模采用问卷中去年您家承包他人耕地多少亩进行衡量。农业投资采用亩均粮食生产投入金额进行衡量。农业机械化水平采用问卷中目前您家粮食生产的农田耕作方式是什么进行衡量;赋值规则为：传统农耕赋值为1,部分机械化赋值为2,全机械化赋值为3。4 .控制变量控制变量
27、中的个体特征包括户主受教育程度、健康状况和政治面貌3个变量。家庭特征包括家庭规模、人情礼支出、土地确权、信贷可得性和非农就业5个变量。村庄特征选取了是否提供机耕服务、是否组织生产技术培训和村庄人均收入3个变量变量描述性统计见表1.表1变量描述性统计变量类别定义及赋值2015年2017年均值标准差均值标准差产出指标服食作物总产值粮食作物（水稻、小麦、玉米等）的总产值（百元）109.620255.353179.675352.483投入指标耕地投入经营耕地面积（亩）10.02014.83314.50738.748经济投入经营粮食作物的总投入（百元）67.004191.920117.560269.74
28、0劳动力投入从事农业生产（超过3个月）的人数（人）1.5190.9791.8710.712被解释变量综合效率基于DEA模型计算的综合技术效率0.3060.2280.3130.2规模效率基于DEA模型计算的规模效率0.8530.1550.8630.213技术效率基于DEA模型计算的纯技术效率0.3680.2660.3880.255核心解释变量农业补贴亩均粮食补贴金额（百元）0.4010.6490.6541.438机制变量耕地转入规模耕地转入面积（亩）8.42426.00316.62342.409农业生产投资亩均限食生产投入（百元/亩）7.54522.64410.05733.681农业机械化水平1
29、=传统农耕;2=部分机械化;3=全机械化1.3681.0821.5371.065控制变量受救苜程度1=小学及以下;2=初中;3=高中;4=大专及以上1.5750.6581.5700.647政治面貌是否党员O=否;I=是0.0820.2740.0750.264健康状况1=非常不健康;2=比较不健康;3=一股;4=比较健康;5=健康;6=非常健康4.0161.5203.6601.312家庭规模家庭成员数量（人）4.3401.9454.6772.022人情礼支出礼品和礼金支出总额（百元）31.57347.40534.11348.908续表变量类别定义及赋值2015年2017年均值标准差均值标准差信贷
30、可得性是否从正规金融机构贷到款用于生产性投资：0=否；I=是0.0730.2600.0240.154土地确权O=未确权；1=已确权0.5040.50.6400.480非农就业工资性收入占家庭总收入比甲（%）0.2890.4040.2770.404是否提供机耕服务O=否;I=是0.2820.4500.4650.499是否组织技术培训O=否;I=是0.6860.4640.6930.461村庄人均收入本村人均年收入（百元）75.16553.034115.668140.489区县固定效应区县虚拟变量（三）模型设定1 .粮食生产效率测算数据包络分析模型（DEA）是一种非参数方法，用于确定有效生产前沿并评
31、估决策单元（DMU）的相对有效性（CharneSetalz1978）该模型的优势在于不需要对投入和产出变量之间的潜在函数关系进行预先假设，且不受数据量纲的影响。根据规模报酬是否可变QEA模型又可分为CCR模型和BCC模型；CCR模型可以测算出决策单元的综合技术效率（TE）,BCC模型则可以测算出纯技术效率（PTE）；规模效率SE=TE/PTE0参考王青争等（2022）的做法,本文选用投入导向下的BCC模型对粮食生产效率进行测算。具体模型如下：口maxTrS.tY,j+s-=X0II.Ayi-S+=OIyO（I）丁八tI30,s。入0J=1,fn式（D中表示粮食生产效率；Xi和y1分别表示投入和
32、产出变量入为权重向量;s和s表示投入和产出变量的松弛量;x0和y0表示最优投入量和产出量。2 .一阶差分模型借鉴秦国庆等（2019）的研究方法，在设置固定效应模型基础上，采用一阶差分法估计农业补贴改革对粮食生产效率的影响。具体模型如下：Yi=ao+a1ZSubj+qCtrli+1（2）式（2）中,Yl表示被解释变量，即农户i在2015年与2017年这两个时期粮食生产效率的变化;ASub表示解释变量，即农户i两个时期的亩均粮食补贴差异;ACtrL表示农户i两个时期的控制变量差异；a1、a1表示待估系数;Aao表示常数项;Ae,表示随机误差项。需要指出的是，农业补贴对粮食生产效率的影响可能因内生性
33、问题而无法得到一致估计，其内生性主要来源于两个方面第一,农业补贴的获得与粮食生产效率之间的反向因果关系一方面，农业补贴能够缓解资金约束，影响农户的粮食生产效率；另一方面，根据中央政策规定，农业补贴预算的分配主要分三步进行：国务院根据各省份的粮食产量确定年度补贴预算，省级财政部门根据所有县的粮食产量从中央政府预算中分配可用的总预算,地方财政局再根据每户的粮食播种面积向农户发放补贴。这意味着粮食种植面积大、效率高的农户通常能获得更多补贴，由此可能产生反向因果的内生性问题.第二，由于影响粮食生产效率的因素很多，可能存在同时影响农业补贴获得的不可观测因素（例如某些农业政策等），导致产生遗漏变量的内生性
34、问题。本文拟通过工具变量法控制内生性问题。参考许庆等（2020）的做法,采用省级层面的农林水支出（对数）作为工具变量。农业补贴属于农林水支出中的项目，农林水支出的多少会直接影响农户可以获得的农业补贴金额；同时,农户对农地的使用属于个体行为，并不受省级层面农林水支出的直接影响。3 .影响机制识别为了分析农业补贴改革影响要素配置的作用机制是否存在，本文使用逐步回归法对其进行验证。=jo+j1Sub1+jS,Ctrli+i(3)Medl=p0+p1Sub,+p,Ctrl1+l(4)Y,=r0+1Subi+r2Medi+r,Ctrlj+,(5)式中，AMed,表示农户i两个瞰的机制变量差异；6。、po
35、,ro表示常数项；BI、6、。卜0、%、hrl表示待估系数；其余变量含义均与式(2)保持一致。四、结果与分析(一)基准回归分析表2汇报了农业补贴改革影响粮食生产综合效率、规模效率和技术效率的模型估计结果。(1)列的结果显示，农业补贴改革在5%水平上显著提升综合效率；(2)列的结果显示，农业补贴改革在1$水平上显著提升规模效率；(3)列的结果显示，农业补贴改革对技术效率的影响系数为正，但不显著。这表明农业补贴改革能够促进农地有效集中.其带来的规模效应能够更大程度地提升粮食生产规模效率，进而促进整体效率的改善。由此，假说1得到验证。从控制变量的回归结果来看,户主为党员意味着户主可能具有更高的人力资
36、本水平，更容易利用手中的资源、信息等优势，优化要素配置，提升粮食生产效率；健康状况良好的户主更容易获得非农就业岗位而脱离粮食生产，不利于粮食生产效率的改善；非农就业导致农业劳动力流失.对规模效率会产生一定负向影响；提供机耕服务、组织生产技术培训以及提高人均收入水平，更有助于改善农户的粮食生产效率。表2农业补贴改革影响粮食生产效率的基准回归变量综合效率规模效率技术效率(1)(2)(3)农业补贴改革0.014”0.024,*0.023(0.007)(0.009)(0.015)受教育程度-0.014-0.0020.016(0.018)(0.041)(0.024)政治面貌0.oo,0.235*0.13
37、7,(0.049)(0.107)(0.064)健康状况-0.026-0.027-0.038,*(0.009)(0.019)(0.011)家庭规模0.005-0.0010.010(0.006)(0.014)(0.008)人情礼支出0.000-0.0000.000(0.000)(0.000)(0.000)信贷可得性0.07300.0660.106*(0.032)(0.071)(0.042)土地确权-0.006-0.0150.011(0.019)(0.042)(0.025)非农就业-0.015-0.0750.000(0.024)(0.053)(0.031)是否提供机耕服务0.154-0.198,0.
38、191,(0.059)(0.129)(0.077)是否组织技术培训0.122”0.236”0.188”(0.055)(0.121)(0.072)村庄人均收入0.0310.0160.0714(0.020)(0.044)(0.027)区县固定效应控制控制控制Probchi20.0000.0000.000观测值721721721注：括号内为标准误差.*、*、*分别代表10%,5泉1%水平的显著性。下同。(一)内生性检验考虑到由于反向因果和遗漏变量可能导致的内生性问题,本文拟引入工具变量并进行检验，表3报告了在一阶差分法的基础上使用工具变量的估计结果。WaldTestofEXogeneity值均通过了
39、显著性检验，表明拒绝变量外生的原假设需要引入工具变量。工具变量的检验显示，Cragg-DonaldWaldF统计值远大于An-drews等(2005)所建议的在15$偏误水平下的临界值8.96.表明不存在弱工具变量问题。(1)歹人(2)列和(3)列的结果显示，在控制内生性问题后，农业补贴改革对粮食生产的综合效率、规模效率和技术效率均具有显著正向影响。表3农业补贴改革影响粮食生产效率的工具变量回归结果变景综合效率规模效率技术效率(1)(2)(3)农业补贴改革0.059,0.17OE0.065*(0.026)(0.059)(0.033)控制变量是是是Probchi20.0030.0000.012N
40、aldTestofExogeneity3.97m7.384.12*Cragg-DonaldWaldF30.7250.229.83观测值721721721(三)稳健性检验1.排除试点效应2015年是启动农业三项补贴改革的试点年，考虑到山东、安徽、湖南、浙江和四川作为试点省份被纳入2015年的研究区域中可能会导致估计结果出现偏差，因此，本文剔除上述5个省份的农户样本后，继续考察农业补贴改革对粮食生产效率的影响，估计结果见表4。表4(2)列、(4)歹I和(6)列的结果显示，在控制内生性问题后，农业补贴改革仍具有显著正向影响；并且，从系数大小看，排除试点效应后，农业补贴改革系数明显扩大，这也在一定程度
41、上表明.试点效应的存在会导致低估农业补贴改革的粮食生产效率改善效应。表4稳健性检验：排除试点效应变量综合效率规模效率技术效率(1)(2)IV-FD(3)(4)IV-FD(5)(6)FDFDFDIV-FD农业补贴改革0.015”0.0680.0260.1850.0200.078,(0.007)(0.025)(0.009)(0.055)(0.016)(0.032)控制变量是是是是是是区县固定效应控制-控制-控制-Probchi20.OOO0.0000.0000.0000.0000.000WaldTestofExogeneity6.817.17,w2.72,Cragg-DonaldWaldF26.5
42、261.2914.46观测值5945945945945945942.采用分组比较的方法本文的研究目的是考察农业补贴改革对粮食生产效率的影响，那么，改革前后农业补贴的影响效应是否存在显著差异是我们的基本判断依据0通过组间系数比较的方法，可以更直观地观察农业补贴影响效应的变化；如果改革后的农业补贴系数大于改革前，则说明农业补贴改革促进了粮食生产效率的改善。然而,仅仅通过比较系数大小进行判断的方法过于武断,缺乏统计检验的支持。为此，本文采用连玉君等(2017)提出的费舍尔组合检验(PerrnUtatiOrltest)方法，先计算出两组系数差异(Diff).再通过估计该统计量所处分布来计算经验P值，以
43、此来判断组间系数差异的显著性，估计结果见表5。表5(1)列和(2)列的结果显示，改革后农业补贴在5$水平上显著提升综合效率，而改革前的农业补贴系数则为负，经验P值在10%水平上显著，进一步证实了上述差异在统计上的显著性。(3)列和(4)列的结果显示，改革后农业补贴在10$水平上显著提升规模效率，而改革前的农业补贴系数在5席水平上显著为负，由经验P值可知，二者的系数差异在1%水平上显著。(5)列和(6)列的结果显示，改革前后的农业补贴系数均不显著，且经验P值显示，二者的系数差异未通过显著性检验。由此，再次证实了基准回归结果的稳健性40表5稳健性检验：采用分组比较的方法变量综合效率规模效率技术效率
44、(1)(2)2017(3)(4)(5)(6)20152015201720152017农业补贴-0.0060.008,-0.05100.001,0.0340.010(0.014)(0.006)(0.025)(0.005)(0.022)(0.007)控制变量是是是是是是区县固定效应控制控制控制控制控制控制Probchi20.0000.0000.0140.0000.0000.oDiff0.014,0.052*-0.024经验P值0.0510.00.273观测值721721721721721721（四）作用机制检验本文采用逐步回归法检验农业补贴改革影响粮食生产效率的作用机制。考虑到逐步回归的验证方式可
45、能会受到遮掩效应等特殊情形的挑战，因此，进一步对机制检验结果进行Sobel检验和Bootstrap检验（重复次数为1000次），结果如表6所示。表6农业补贴改革影响粮食生产效率的机制检验机制变量路径I磁路径11系数影响效应P值转入规模农业补贴改革一转入规模2.750,转入规模一粮食生产效率0.0030.009-Sobel：0.002(0.832)(0.000)(0.003)Bootstrap。000农业投资农业补贴改革一农业投资1.9360农业投资一粮食生产效率0.0010.003,Sobel：0.080(0.999)(0.000)(0.001)BootstrapO.054农业机械化农业补贴改革T农业机械化0.122*-农业机械化一粮食生产效率0.0600.007oSobel：0.002
