李紅莉張俊飚＊童慶蒙

(1.華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院/湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心,湖北 武漢 430070;2.華中師范大學(xué)經(jīng)濟與工商管理學(xué)院,湖北 武漢 430079)

確保糧食安全始終是黨和政府治國理政的頭等大事[1]。為了保障國家糧食安全,中國政府于2004年設(shè)立了13個糧食主產(chǎn)區(qū)來兜底農(nóng)業(yè)生產(chǎn)①2003年12月財政部印發(fā)了《關(guān)于改革和完善農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)若干政策措施的意見》(簡稱《意見》),其中將包括河北、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、山東、河南、江蘇、安徽、江西、湖北、湖南、四川等13個省份確定為中國糧食主產(chǎn)區(qū),在政策扶持和投資等方面予以一定傾斜,以實現(xiàn)糧食產(chǎn)量的穩(wěn)定增長。。通過綜合發(fā)力,到2020年全國糧食產(chǎn)量已經(jīng)實現(xiàn)了“十六連豐”,總產(chǎn)量增加了54%,并確保了糧食總量不低于6億噸的基本目標(biāo)②農(nóng)業(yè)農(nóng)村部:我國糧食取得“十六連豐”,總產(chǎn)量增加了54%。。然而,糧食產(chǎn)量的持續(xù)增長并不一定帶來農(nóng)民收入的大幅提高[2]。據(jù)統(tǒng)計,2004-2018年糧食主產(chǎn)區(qū)內(nèi)農(nóng)民家庭人均純收入普遍低于全國平均水平③根據(jù)國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)整理而得,以2017年為例,全國農(nóng)村居民家庭人均純收入為13999.6元/人,糧食主產(chǎn)區(qū)省份內(nèi)農(nóng)村居民家庭人均純收入為13599.7元/人。。農(nóng)民增產(chǎn)不增收成為制約農(nóng)業(yè)發(fā)展的瓶頸[3]。提高農(nóng)民收入不僅是解決“三農(nóng)”問題的核心所在,也是確保國家糧食安全的重要工作[4]。實際上,設(shè)立糧食主產(chǎn)區(qū)的政策目標(biāo)是同時保供給與促增收,即確保糧食增產(chǎn)和農(nóng)民增收的雙重目標(biāo)。增產(chǎn)目標(biāo)已經(jīng)實現(xiàn),那么該政策的增收效應(yīng)如何呢? 這正是本文所關(guān)注的重要現(xiàn)實問題。

事實上,所謂的“增產(chǎn)不增收”并非絕對。數(shù)據(jù)顯示,2004-2019年間中國農(nóng)村居民人均總收入的年均增長率為1.12%,持平于城市居民人均總收入的1.11%①根據(jù)國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)整理而得。。而理論上,“增產(chǎn)不增收”的“收”在政策目標(biāo)上應(yīng)為農(nóng)民的家庭經(jīng)營性收入概念,而非農(nóng)民總收入概念。從農(nóng)業(yè)內(nèi)部,通過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)增加家庭經(jīng)營性收入以解決農(nóng)民收入增長問題,一直是農(nóng)業(yè)政策主要追求的直接目標(biāo)②本文中“增產(chǎn)增收”一詞中的“收”,主要指農(nóng)民的家庭經(jīng)營性收入。。但由于經(jīng)濟發(fā)展過程中農(nóng)業(yè)份額的下降,家庭經(jīng)營性收入對農(nóng)民收入增長的貢獻日漸降低,尤其在城鎮(zhèn)化進程大舉推進的環(huán)境下,農(nóng)民的工資性收入逐漸取代家庭經(jīng)營性收入成為農(nóng)民增收的主要動力已是必然[5]。雖然,2004-2019年間農(nóng)民的家庭經(jīng)營性收入的年均增長率為1.08%,略低于同期農(nóng)村居民工資性收入的年均增長率1.13%③根據(jù)國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)整理而得。。但在增長趨勢強勢的工資性收入對比下,家庭經(jīng)營性收入的相對下滑所產(chǎn)生的直接后果是農(nóng)民逐漸缺乏農(nóng)業(yè)生產(chǎn)積極性,這將進一步影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn),甚至對糧食安全造成隱患。有鑒于此,歷年中央一號文件始終把促進農(nóng)民增收放在“三農(nóng)”問題的核心地位,通過深化農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革,在提高農(nóng)業(yè)供給質(zhì)量的同時,實現(xiàn)農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入的有效增長。尤其對肩負(fù)糧食安全重任的主產(chǎn)區(qū)而言,讓農(nóng)民在生產(chǎn)經(jīng)營活動中致富,不僅對于保障糧食的長效供給,更對于促成“增產(chǎn)也增收”的雙贏局面,其重要性與現(xiàn)實意義都不言而喻。

一、文獻綜述

目前,國內(nèi)外學(xué)者對農(nóng)民的增產(chǎn)與增收問題展開了大量研究,如與本文相關(guān)的文獻主要有如下兩類。第一類文獻主要從微觀或宏觀視角探究農(nóng)民收入的影響因素,從人力資本[6-7]、社會資本[8-9]、物質(zhì)資本[10]等微觀基礎(chǔ)和產(chǎn)業(yè)差異[11]、國家政策[12]等宏觀層面研究農(nóng)民收入的影響效應(yīng)和作用機制。第二類文獻聚焦于考察糧食生產(chǎn)與農(nóng)民收入之間的關(guān)系,例如,辛嶺等[4]、齊蘅等[13]通過不同方法構(gòu)建糧食生產(chǎn)與農(nóng)民收入?yún)f(xié)調(diào)性的測算指數(shù),結(jié)果發(fā)現(xiàn)主產(chǎn)區(qū)省份內(nèi)“糧食—收入”協(xié)調(diào)性逐年下降。與此同時,在農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展進程中,長期存在的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)及伴隨城鎮(zhèn)化出現(xiàn)的勞動力成本上升、農(nóng)村人口外流現(xiàn)象,農(nóng)民選擇通過外出務(wù)工替代農(nóng)業(yè)生產(chǎn),亦是造成糧食生產(chǎn)與農(nóng)民收入不協(xié)調(diào)的重要原因。第三類文獻則是評估糧食安全相關(guān)政策的政策效應(yīng),這與本文研究主題最為相近。例如,Schmitz等[14]認(rèn)為糧食直補政策對糧食生產(chǎn)與農(nóng)戶農(nóng)資投入沒有顯著影響;張建杰認(rèn)為糧食補貼政策對農(nóng)民糧食生產(chǎn)行為的激勵效應(yīng)有限[15],未能有效調(diào)動農(nóng)民種糧的積極性[16];與前者結(jié)論相反的是,吳連翠等[17]認(rèn)為糧食補貼政策顯著增加了糧食產(chǎn)量和農(nóng)民收入;此外,杜銳等[18]利用合成控制法評估糧食主產(chǎn)區(qū)一攬子政策效果,研究發(fā)現(xiàn)糧食主產(chǎn)區(qū)政策可以通過穩(wěn)定播種面積有效提高小麥產(chǎn)量;而張紅宇[19]則通過宏觀數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析,發(fā)現(xiàn)中國糧食生產(chǎn)出現(xiàn)較大幅度下滑,其原因在于沒有建立起糧食主產(chǎn)區(qū)與農(nóng)民種糧積極性的穩(wěn)定種糧機制。

上述豐富的研究成果為評估糧食政策的政策效應(yīng)奠定了堅實的理論基礎(chǔ),但現(xiàn)有研究仍存在兩個方面的不足:從研究視角看,針對糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立增產(chǎn)與增收的兩大核心目標(biāo),已有研究側(cè)重考察糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立的增產(chǎn)效應(yīng),而忽視了糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立對農(nóng)民收入的影響[20]。從研究方法看,現(xiàn)有文獻對糧食主產(chǎn)區(qū)政策效應(yīng)評估多采用單差法[21],方法比較單一。鑒于此,本文運用雙重差分模型(DID),將研究樣本劃分為實驗組(糧食主產(chǎn)區(qū))和對照組(非糧食主產(chǎn)區(qū)),從政策維度(糧食主產(chǎn)區(qū)與非糧食主產(chǎn)區(qū))和時間維度(2004年糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立前后)兩個維度出發(fā),系統(tǒng)探究糧食主產(chǎn)區(qū)政策對農(nóng)民收入的因果效應(yīng);并通過導(dǎo)入土地經(jīng)營規(guī)模這一因素,考察糧食主產(chǎn)區(qū)政策對提高家庭經(jīng)營性收入的影響機制。

二、理論分析與研究假說

理論上,由于農(nóng)民總收入的來源主要為四類,分別是家庭經(jīng)營性收入、工資性收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入,其中家庭經(jīng)營性收入和工資性收入占較大比重[9],故糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立的增收效應(yīng)可能有如下兩大影響。

其一,家庭經(jīng)營性收入增加。糧食主產(chǎn)區(qū)政策的基本邏輯是通過生產(chǎn)集聚獲得規(guī)模經(jīng)濟性,繼而提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率,從而獲取糧食生產(chǎn)遞增的規(guī)模報酬和增加農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入[22]。具體而言,一方面,糧食主產(chǎn)區(qū)內(nèi)土地集中連片,農(nóng)民通過參與橫向分工,在促進糧食主產(chǎn)區(qū)內(nèi)專業(yè)化、規(guī)模化生產(chǎn)的同時[23],使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素、技術(shù)以及機械等實現(xiàn)了共享,為大范圍推廣高效的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)提供了可能,進而有助于獲取糧食生產(chǎn)的規(guī)模效應(yīng)[24],提高農(nóng)民的家庭經(jīng)營性收入;另一方面,糧食主產(chǎn)區(qū)內(nèi)高度專業(yè)化、規(guī)模化的橫向分工,使得糧食生產(chǎn)“從種到收”的縱向分工水平不斷深化[23],故而在生產(chǎn)環(huán)節(jié)上提高糧食生產(chǎn)效率,使得糧食生產(chǎn)更具規(guī)模報酬遞增的性質(zhì)[25],實現(xiàn)農(nóng)民家庭經(jīng)營收入的提升,即“增產(chǎn)增收”。

其二,工資性收入下降。理論上,人們的工作時間都是有限的。對農(nóng)民而言,他們需要在務(wù)農(nóng)與務(wù)工的時間分配上進行權(quán)衡,因而當(dāng)宏觀經(jīng)濟環(huán)境中農(nóng)業(yè)份額下降,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效益下滑從而表現(xiàn)出家庭經(jīng)營性收入下降時,必然出現(xiàn)農(nóng)民務(wù)工與工資性收入可能性的提高。因此,農(nóng)民決定在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上增加投入與擴大規(guī)模時,將會面臨時間分配上的抉擇,以及隨之而來的對務(wù)農(nóng)機會成本的考量。由于農(nóng)村勞動力市場不完善,以及農(nóng)民雇工的交易成本較高[26],農(nóng)民發(fā)展農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營在促進規(guī)模擴張、提升產(chǎn)能的同時,勢必會增加土地、勞動力等生產(chǎn)要素的投入,進而減少外出務(wù)工時間,從而導(dǎo)致工資性收入下降[27]?，F(xiàn)實背景下,相比于非糧食主產(chǎn)區(qū),糧食主產(chǎn)區(qū)屬于限制開發(fā)區(qū)的范疇,其大規(guī)模高強度城鎮(zhèn)化、工業(yè)化開發(fā)必然滯后①見國務(wù)院關(guān)于印發(fā)全國主體功能區(qū)規(guī)劃的通知(國發(fā)[2010]46號)。。也就是說,13個糧食主產(chǎn)區(qū)省份的開發(fā)權(quán)限被嚴(yán)格限定,這就導(dǎo)致了糧食主產(chǎn)區(qū)內(nèi)的經(jīng)濟發(fā)展滯后和農(nóng)民收入增長緩慢甚至下降的可能性[3]。因此,從相對意義上看,糧食主產(chǎn)區(qū)通過規(guī)模經(jīng)營增加糧食產(chǎn)量的同時,可能會降低農(nóng)民工資性收入。

由此可見,糧食主產(chǎn)區(qū)的設(shè)立可能通過土地規(guī)模化經(jīng)營來促進區(qū)域內(nèi)農(nóng)民的家庭經(jīng)營性收入上升,即實現(xiàn)“增產(chǎn)增收”,同時也會導(dǎo)致工資性收入下降。這種可能存在的“正負(fù)效應(yīng)”使得對農(nóng)民總收入水平的變化難以確定。對此,本文將嘗試使用1997-2018年省級面板數(shù)據(jù),結(jié)合雙重差分模型,科學(xué)評估糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立對農(nóng)民收入及結(jié)構(gòu)的影響和作用機制。綜上,本文提出假說H1～H3。

H1:糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立對農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入具有促增效應(yīng)。

H2:糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立對農(nóng)民工資性收入具有削減效應(yīng)。

H3:糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立對家庭經(jīng)營性收入的促增效應(yīng)及工資性收入的削減效應(yīng)主要依賴于土地經(jīng)營規(guī)模的擴張。

三、識別策略與估計方法

1.因果識別策略

要準(zhǔn)確識別糧食安全對農(nóng)民收入的因果效應(yīng)并非易事,在實證檢驗中存在兩方面問題:一方面,已有多項農(nóng)業(yè)政策均以糧食增產(chǎn)為導(dǎo)向,若要評估每項政策對農(nóng)民收入的因果效應(yīng)是一項復(fù)雜的工作,同時單個表征糧食增產(chǎn)的測度指標(biāo)難以準(zhǔn)確概括糧食安全的全貌;另一方面,考慮到部分農(nóng)業(yè)政策與社會經(jīng)濟特征高度相關(guān),這容易引致遺漏變量等內(nèi)生性問題。

有鑒于此,本文選取2004年全國13個糧食主產(chǎn)區(qū)的設(shè)立作為一次準(zhǔn)自然實驗干預(yù),主要出于以下考慮:其一,糧食主產(chǎn)區(qū)的設(shè)立包含了僅面向糧食主產(chǎn)區(qū)省份的一攬子政策②僅面向糧食主產(chǎn)區(qū)的相關(guān)政策,其中包括產(chǎn)糧大縣獎勵政策、大型商品糧基地政策、優(yōu)質(zhì)糧食產(chǎn)業(yè)政策以及糧食生產(chǎn)核心區(qū)政策等;而面向全國的糧食政策包括良種推廣補貼、糧食種植補貼、糧食收儲補貼以及競價交易等。,根據(jù)其政策實施初衷與設(shè)計構(gòu)想出發(fā),這一攬子政策的最終目標(biāo)在于保障糧食安全、促進農(nóng)民增收,其政策方向是一致的,避免了具體考察每項政策效應(yīng)的識別難點[28]。與非糧食主產(chǎn)區(qū)相比,糧食主產(chǎn)區(qū)省份所受到的提高糧食生產(chǎn)能力、保障糧食安全的要求及政策壓力更大。為此,將糧食主產(chǎn)區(qū)的設(shè)立作為一次部分省份糧食安全壓力劇增的準(zhǔn)自然實驗,采用反事實的分析思路以考察糧食主產(chǎn)區(qū)政策實施前后對農(nóng)民收入的影響。其二,雙重差分模型(DID)通過將時間維度(政策實施前后)的差異與組間維度(糧食主產(chǎn)區(qū)與非糧食主產(chǎn)區(qū))的差異相減,可以消除組間在地理、環(huán)境、經(jīng)濟等不隨時變的差異,從而在一定程度上緩解了遺漏變量等內(nèi)生性偏誤。

綜上,本文將13個糧食主產(chǎn)區(qū)省份作為實驗組,同時,在樣本點中引入18個非糧食主產(chǎn)區(qū)省份作為對照組,采用雙重差分方法,并結(jié)合1997-2018年31省的面板數(shù)據(jù)對上述政策效應(yīng)展開分析。本文的因果識別思路為:利用實驗組在政策干預(yù)前(1997-2003年)及對照組政策干預(yù)前后(1997-2003年、2004-2018年)等三類主體的信息構(gòu)造糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立后實驗組的不受政策影響的“反事實”結(jié)果,進而估計出糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立對實驗組農(nóng)民收入及結(jié)構(gòu)的因果效應(yīng)。

2.估計方法

本文研究的核心問題是:糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立對農(nóng)民收入有何影響? 為了解決文獻中普遍面臨的內(nèi)生性問題,本文選取雙重差分模型,系統(tǒng)考察糧食主產(chǎn)區(qū)與非糧食主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)民收入在政策實施前后的差異,在此基礎(chǔ)上,進一步控制年份、省份的固定效應(yīng)。具體模型如下:

式(1)中,下標(biāo)i、t分別表示各省份(i＝1,…,31)、年份(t＝1997,…,2018)。被解釋變量Income it表示省份i在t年的農(nóng)民總收入;Treat i表示該地區(qū)是否為糧食主產(chǎn)區(qū)的虛擬變量;Period t表示關(guān)于糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立時點的虛擬變量;X it表示一系列與農(nóng)民收入直接相關(guān)的省級層面特征變量;μi、λt分別表示關(guān)于省份、年份的固定效應(yīng);表示隨機誤差項。在回歸方程中,交互項Treat i×Period t為本文重點考察的對象,該交互項的估計系數(shù)β為糧食主產(chǎn)區(qū)的設(shè)立對農(nóng)民收入變動雙重差分后的處理效應(yīng)。

進一步地,為了檢驗共同趨勢假定以及糧食主產(chǎn)區(qū)政策效應(yīng)在時間維度上的動態(tài)變化,本文采用Jacobson等的事件分析法[29]在式(1)的基礎(chǔ)上將其擴展,具體如下:

與式(1)對比,式(2)中各年份的虛擬變量D t替代Period t時間變量,交互項Treat i×D t表示糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立省份內(nèi)各t期政策實施的虛擬變量。本文重點關(guān)注的估計系數(shù)為βt,表示糧食主產(chǎn)區(qū)在政策實施第t年,實驗組與對照組之間農(nóng)民收入的差異。在此基礎(chǔ)上,本文將政策干預(yù)時點滯后,交互項估計系數(shù)βt則反映糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立后各時點處理效應(yīng)的動態(tài)變化情況。

3.變量選取

(1)被解釋變量:農(nóng)民總收入(Income,元/人)。本文選取文獻中常用的農(nóng)村居民人均可支配收入來反映總收入水平[4]。與已有研究不同,本文進一步考察了可支配收入的各組成成分,分別是:①家庭經(jīng)營性收入(Household,元/人);②工資性收入(Wage,元/人);③財產(chǎn)性收入(Propincome,元/人);④轉(zhuǎn)移性收入(Transfincome,元/人)。其中,考慮到價格因素可能導(dǎo)致估計結(jié)果有偏,本文以1997年為基期,利用農(nóng)村居民消費指數(shù)(CPI)對農(nóng)民總收入及四種具體的收入變量進行價格平減。

(2)核心解釋變量:糧食主產(chǎn)區(qū)政策交互項Treat i×Period t。糧食主產(chǎn)區(qū)政策從2004年開始實施,Treat i和Period t分別為糧食主產(chǎn)區(qū)省份虛擬變量和時間虛擬變量,當(dāng)樣本點為2004年后的糧食主產(chǎn)區(qū)時,則交互項取值為1,反之為0。

(3)控制變量:在運用式(2)進行估計時,由于雙重差分模型估計結(jié)果的有效性可能受到遺漏變量的影響[30],本文選取了影響收入的省級層面控制變量X it,具體如下:①經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變動(Agriculture,%):采用各省份農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重以反映各地區(qū)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)中農(nóng)業(yè)占比的變動[31];②經(jīng)濟發(fā)展水平(Economy,元/人):選取各省份人均GDP 作為經(jīng)濟發(fā)展水平的代理變量,并以1997年為基期進行消脹處理;③財政支農(nóng)水平(Fiscal,%):選取各省財政支農(nóng)占財政總支出比重以表征財政支農(nóng)水平[32];④農(nóng)村人力資本(Human,千元):采用中央財經(jīng)大學(xué)中國人力資本與勞動經(jīng)濟研究中心測算的2004-2018年各省農(nóng)村實際人力資本數(shù)據(jù),以表征各省農(nóng)業(yè)人力資本水平;⑤城鎮(zhèn)化率(Urban,%):選取各省城鎮(zhèn)常住人口占該地區(qū)常住人口的比例表示;⑥工業(yè)化水平(Industry,%):選取工業(yè)實際增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重表示,分別對各省工業(yè)增加值與國內(nèi)生產(chǎn)總值以1997年為基期作不變價處理。因此,在控制了上述省級層面的相關(guān)變量后,本文可以在較大程度上解決遺漏變量偏誤所引致的內(nèi)生性問題。

(4)中介變量:土地經(jīng)營規(guī)模(Land,畝/人),參考借鑒王建英等的做法,本文采用農(nóng)村居民人均經(jīng)營耕地面積來衡量土地經(jīng)營規(guī)模[22]。

4.數(shù)據(jù)來源

基于數(shù)據(jù)的可獲得性和質(zhì)量,考慮到重慶市1997年獨立建制,本文選取中國31省(市、自治區(qū))在1997-2018年22年間的面板數(shù)據(jù)作為實證研究對象,合計682個樣本。各變量數(shù)據(jù)主要來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》及《中國人力資本報告》等,需要指出的是:其一,農(nóng)民收入的主要來源是家庭經(jīng)營性收入和工資性收入,兩者占農(nóng)民人均總收入的比重超過了90%[33],同時由于本文主要研究糧食主產(chǎn)區(qū)政策對農(nóng)民收入的影響,故后文將著重對家庭經(jīng)營性收入、工資性收入展開分析;其二,關(guān)于農(nóng)村居民家庭經(jīng)營耕地面積數(shù)據(jù),從《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》等相關(guān)統(tǒng)計年鑒看,這一數(shù)據(jù)只統(tǒng)計到2012年,故文中該變量觀測值有496個。表1詳細(xì)介紹了上述各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表1 各變量描述性統(tǒng)計

四、結(jié)果分析

1.基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

式(1)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果見表2。為了探究糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立對農(nóng)民收入的影響,本文先將農(nóng)民總收入作為被解釋變量進行實證分析,由列(1)、(2)可知,交互項Treat i×Period t前回歸系數(shù)為負(fù),且在統(tǒng)計上不顯著,而估計系數(shù)-126.945相對于均值6201.641而言也不存在經(jīng)濟顯著性,這說明糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立對農(nóng)民總收入未產(chǎn)生顯著影響。

表2 糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立對農(nóng)民收入的影響①考慮到糧食主產(chǎn)區(qū)政策中包含了優(yōu)質(zhì)糧食產(chǎn)業(yè)、產(chǎn)量大縣獎勵等財政補貼,本文進一步探究了糧食主產(chǎn)區(qū)政策對于農(nóng)民轉(zhuǎn)移性收入的影響,納入控制變量后,交互項Treat i×Period t 回歸系數(shù)為-19.34,穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤為60.94,回歸系數(shù)不顯著,這說明糧食主產(chǎn)區(qū)政策的實施對于農(nóng)民轉(zhuǎn)移性收入影響并不顯著,也進一步解釋了主產(chǎn)區(qū)內(nèi)“糧財?shù)箳臁钡默F(xiàn)實狀況。N＝682

根據(jù)前文理論分析,本文接下來重點檢驗糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立對家庭經(jīng)營性收入、工資性收入的影響,以揭示糧食主產(chǎn)區(qū)政策對農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)影響的異質(zhì)性。由列(3)、(5)可知,糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立對家庭經(jīng)營性收入具有顯著的促增效應(yīng),而對農(nóng)民的工資性收入具有顯著的削減效應(yīng)。在納入省級層面的控制變量之后,由列(4)、(6)可知,交互項前回歸系數(shù)的絕對值略有下降,這表明遺漏與農(nóng)民收入相關(guān)的影響因素將會高估糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立的處理效應(yīng),但針對前文的促增效應(yīng)與削減效應(yīng)依然顯著②現(xiàn)實情況下,農(nóng)民群體之間存在分化,糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立對務(wù)農(nóng)、務(wù)工、兼業(yè)這三類農(nóng)民的收入存在異質(zhì)性影響,但由于數(shù)據(jù)限制無法從微觀層面觀察到分化后的農(nóng)民收入來源差異。需要強調(diào)的是,本文使用宏觀數(shù)據(jù)所得的研究結(jié)論,在一定程度上可以反映宏觀政策的微觀影響,具體地,糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立對家庭經(jīng)營性收入的影響反映了針對務(wù)農(nóng)和兼業(yè)兩類農(nóng)民群體務(wù)農(nóng)收入的平均處理效應(yīng),而糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立對工資性收入的影響反映了針對務(wù)工和兼業(yè)兩類農(nóng)民群體務(wù)工收入的平均處理效應(yīng)。。

具體來看,與非糧食主產(chǎn)區(qū)對比,糧食主產(chǎn)區(qū)在2004-2018年的農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入相對增加了455.852元/人,工資性收入相對減少了532.567元/人,分別相當(dāng)于在均值水平上變化了16.97%、-19.84%,均具有經(jīng)濟顯著性。重要的是,糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立在家庭經(jīng)營性收入上表現(xiàn)出顯著的增收效應(yīng)。當(dāng)前,農(nóng)業(yè)在國民經(jīng)濟份額中下降,家庭經(jīng)營性收入占農(nóng)民總收入的比重亦不斷下跌,而糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立在促進了增產(chǎn)的同時,提高了農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入,這是由農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收益的增長而引發(fā)出來的。于此而言,糧食主產(chǎn)區(qū)的設(shè)立實質(zhì)上起到了穩(wěn)定農(nóng)民生產(chǎn)積極性、兜底農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極作用,尤其是保障糧食主產(chǎn)區(qū)內(nèi)糧食安全和長效供給,其重要性不可不察。因此,基于家庭經(jīng)營性收入角度來看,糧食主產(chǎn)區(qū)的設(shè)立依然符合其政策制定的初衷,即“增產(chǎn)”與“增收”雙重目標(biāo)的實現(xiàn)。

與此同時,本文發(fā)現(xiàn)糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立對工資性收入有顯著的削減效應(yīng),同前文理論分析一致。將列(3)、(5)相比較可發(fā)現(xiàn),從數(shù)值上看,糧食主產(chǎn)區(qū)政策對工資性收入的削減效應(yīng)略微大于對家庭經(jīng)營性收入的促增效應(yīng)。從相對意義看,兩種收入的變化正好互相抵消(455.852-532.567＝-76.715),且與列(2)中-126.945結(jié)果相差不大,故在一定程度上解釋了糧食主產(chǎn)區(qū)政策對農(nóng)民總收入的影響程度偏小且統(tǒng)計上不顯著,在一定程度上說明列(1)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。這也說明,糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立對家庭經(jīng)營性收入起到的增收效應(yīng)被來自工資性收入的削減效應(yīng)所抵消,因而從農(nóng)民總收入角度而言,收入結(jié)構(gòu)內(nèi)部的此消彼長,這可能是造成社會大眾普遍認(rèn)知“增產(chǎn)不增收”的可能原因之一。

2.共同趨勢檢驗

為保證表2中估計結(jié)果的真實性與有效性,本文還需對共同趨勢假定進行驗證。在控制了一系列可觀測變量的條件下,本文對1997-2003年之間各年的交互項系數(shù)βt進行聯(lián)合顯著性檢驗。由表3列(1)可知,糧食主產(chǎn)區(qū)政策干預(yù)前各時期交互項系數(shù)βt的F統(tǒng)計量均不顯著,這說明糧食主產(chǎn)區(qū)政策干預(yù)前各省份的農(nóng)民收入變動趨勢接近相同。為了檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性,本文參考Lu等的做法[34],考慮地區(qū)的時間線性趨勢,在前文式(2)的回歸中加入省份與時間交互項,在一定程度上緩解實驗組與對照組因時間趨勢差異所引致的估計偏誤①為了控制各省份的時間線性趨勢,本文在前文式(2)的基礎(chǔ)上加入省份與時間交互項,具體表達式:Income it＝α＋βt(Treat i×D t)＋γX it＋z i Provin i×T＋μi＋λt＋εit,其中Provin i 表示各省份的虛擬變量,T 表示各年份的時間趨勢項,交互項Provin i×T 表示各省份的時間線性趨勢。。檢驗結(jié)果見表3列(2),可以發(fā)現(xiàn),政策干預(yù)前各年份的系數(shù)βt的F統(tǒng)計量依然不顯著,這與列(1)檢驗結(jié)果一致。綜上所述,政策干預(yù)前13個糧食主產(chǎn)區(qū)省份與其余省份的農(nóng)民收入的變動具有“共同趨勢”,滿足了雙重差分的前提條件。

表3 政策干預(yù)前、政策干預(yù)后各年份估計系數(shù)聯(lián)合顯著性檢驗

3.穩(wěn)健性檢驗

為了進一步確?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果的可靠性,本文在前文式(1)的基礎(chǔ)上進行了一系列穩(wěn)健性檢驗,估計結(jié)果見表4?；诖?本文借鑒王洪亮等的做法[35],將家庭經(jīng)營性收入、工資性收入等絕對指標(biāo)替換為各種收入占農(nóng)民總收入比重等相對指標(biāo)。由表4列(1)、(2)可知,與非糧食主產(chǎn)區(qū)相比,13個糧食主產(chǎn)區(qū)在2004-2018 年間的家庭經(jīng)營性收入占比提高了4.85%、工資性收入占比下降了6.23%②根據(jù)國家統(tǒng)計年鑒1997-2003年數(shù)據(jù)整理可得,13個糧食主產(chǎn)區(qū)省份的家庭經(jīng)營性收入占比、工資性收入占比的均值分別為53.28%、36.42%,進一步計算糧食主產(chǎn)區(qū)政策實施后13個主產(chǎn)區(qū)省份家庭經(jīng)營性收入占比、工資性收入占比的變化分別為:4.85%(9.10%×53.28%)、-6.23%(-17.10%×36.42%)。,與表2的估計結(jié)果較為一致,說明基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

與其他雙重差分模型研究框架類似,本文的分析基于全國31個省份的研究樣本,選取除糧食主產(chǎn)區(qū)省份外的所有省份作為對照組。在表4列(1)、(2)的基礎(chǔ)上,為了使13個糧食主產(chǎn)區(qū)省份與對照組省份更為相似,本文剔除了北京和上海兩個農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值占比最低的地區(qū)①本文將1997-2004年全國31個省份的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重的平均值進行排序,其中上海、北京兩個省份的比重最低,分別為1.86%、3.66%,均小于10%,在此基礎(chǔ)上,本文進一步刪除天津(農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重為4.69%),估計結(jié)果與表4列(3)、(4)基本一致,限于篇幅估計結(jié)果不再贅述。,將研究樣本限定在主產(chǎn)區(qū)以及農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值占比大的省份,對應(yīng)的回歸結(jié)果見表4列(3)、(4),可以發(fā)現(xiàn),本文重點關(guān)注的交互項前系數(shù)βt的符號和顯著性與前文估計結(jié)果基本一致,證明本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果并未受到對照組地區(qū)選擇的影響。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

五、機制分析:基于土地規(guī)模經(jīng)營的考量

以上研究表明,糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立對農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入具有顯著的促增效應(yīng),即具有增產(chǎn)增收雙保障的政策效果。但由于來自工資性收入的削減效應(yīng),抵消了家庭經(jīng)營性收入方面的促增效應(yīng),使得糧食主產(chǎn)區(qū)內(nèi)農(nóng)民總收入變化并不明顯。既然糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立實現(xiàn)了農(nóng)民“增產(chǎn)增收”,那么其具體的影響機制是什么? 根據(jù)前文理論分析,本文將從土地經(jīng)營規(guī)模的角度展開具體分析。本文借鑒Heckman等[36]的做法對影響機制量化分解,利用中介三方程模型揭示土地經(jīng)營規(guī)模影響機制的作用方向與解釋力度,估計結(jié)果列于表5。

表5 機制分析回歸結(jié)果

表5列(1)的估計結(jié)果顯示,本文關(guān)注的交互項前系數(shù)顯著為正,這表明糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立顯著擴大了農(nóng)民土地經(jīng)營規(guī)模,進一步反映糧食主產(chǎn)區(qū)政策達到了為保障國家糧食安全而擴大農(nóng)村土地經(jīng)營規(guī)模的政策要求。列(2)、(3)的估計結(jié)果表明,土地經(jīng)營規(guī)模與農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入顯著正相關(guān),同時也與工資性收入顯著負(fù)相關(guān),這與上述理論一致。進一步同表2列(4)、(6)的結(jié)果相比較,可以發(fā)現(xiàn),當(dāng)模型中加入土地經(jīng)營后,交互項Treat i×Period t系數(shù)的絕對值分別由419.685、459.298減少至103.806、36.648,這說明糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立對農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入的一部分促增效應(yīng)是通過擴大土地經(jīng)營規(guī)模而實現(xiàn),與此同時,糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立也將通過擴大農(nóng)村土地經(jīng)營規(guī)模使得農(nóng)民工資性收入下降,故上述假說H3成立。在此基礎(chǔ)上,分析表5列(6)的估計結(jié)果,不難發(fā)現(xiàn),土地經(jīng)營規(guī)模對農(nóng)民總收入的影響并不顯著,其原因可能在于,擴大土地經(jīng)營規(guī)模是農(nóng)民獲取更高的家庭經(jīng)營性收入的保障,但這也是以降低務(wù)工可能性和犧牲工資性收入為代價,故使得土地規(guī)模經(jīng)營對農(nóng)民總收入無顯著影響。

進一步地,本文采用Gelbach[37]的做法計算路徑機制的解釋力度。具體而言,糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立對家庭經(jīng)營性收入的促增效應(yīng)的37.64%可由土地經(jīng)營面積這一影響機制進行解釋。從“增產(chǎn)增收”目標(biāo)來看,至少三成的增收效應(yīng)源于糧食主產(chǎn)區(qū)政策下土地經(jīng)營規(guī)模擴大。這說明,土地經(jīng)營規(guī)模的擴大所產(chǎn)生的規(guī)模經(jīng)濟性在實現(xiàn)“增產(chǎn)”與“增收”目標(biāo)上具有一致性,試圖從農(nóng)業(yè)內(nèi)部通過土地規(guī)模經(jīng)營以增加農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入的政策手段是可行的。與此同時,糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立對工資性收入削減效應(yīng)的43.80%是通過擴大土地經(jīng)營規(guī)模而實現(xiàn)的。這進一步說明,通過政策引導(dǎo)土地規(guī)模經(jīng)營不可避免地在農(nóng)民“半農(nóng)半工”向“職業(yè)農(nóng)民”身份轉(zhuǎn)變過程中造成其工資性收入的較大損失,但必須強調(diào)的是,培育、發(fā)展職業(yè)農(nóng)民是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化轉(zhuǎn)型、擴大農(nóng)業(yè)收益的現(xiàn)實需求和必要舉措。整體而言,本文所選取的影響機制具有較強的解釋力度。

六、結(jié)論與啟示

糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立這一準(zhǔn)自然實驗,在促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、保障糧食安全方面雖然發(fā)揮了重要作用,但關(guān)于糧食主產(chǎn)區(qū)“增產(chǎn)不增收”的問題卻一直備受爭議。本文研究發(fā)現(xiàn):(1)糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立對農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入具有顯著的促增效應(yīng),平均而言提升幅度為455.852元/人,即在糧食主產(chǎn)區(qū)省份內(nèi),基本實現(xiàn)了農(nóng)民“增收”的政策目標(biāo)。(2)由于糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立對農(nóng)民工資性收入的削減效應(yīng),達到了532.567元/人,使得農(nóng)民總收入變化并不顯著。(3)機制分析結(jié)果表明,糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立對家庭經(jīng)營性收入的促增效應(yīng)可以通過擴大土地經(jīng)營規(guī)模而產(chǎn)生,但規(guī)模擴張會引致對外出務(wù)工精力的擠占,導(dǎo)致工資性收入的大幅下降,從而抵消了政策設(shè)計所帶來的“增收”紅利。

當(dāng)前,在農(nóng)業(yè)份額不斷下降、城鎮(zhèn)化進程中務(wù)農(nóng)機會成本不斷攀升的背景下,只有極大地改善種糧收益,提高家庭經(jīng)營性收入,才會使得從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成為農(nóng)民具有比較收益的選擇,從而鞏固“增產(chǎn)增收”的政策成果和進一步帶動農(nóng)民總收入的實質(zhì)性增長。為此,本文得到如下啟示:(1)針對“增產(chǎn)增收”而言,應(yīng)充分肯定糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立對穩(wěn)定農(nóng)民收入、兜底農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極作用,尤其是在保障糧食安全方面的積極貢獻。(2)長遠來看,要繼續(xù)堅持、完善土地規(guī)模經(jīng)營及相關(guān)社會化服務(wù)配套體系和信貸支持體系,進一步做大政策引導(dǎo)下農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動收益,使農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入獲得更大提升。同時,面對較高的務(wù)農(nóng)機會成本,短期內(nèi)還需通過農(nóng)業(yè)補貼等轉(zhuǎn)移支付形式,來提高農(nóng)民轉(zhuǎn)移性收入,防止其因工資性收入減少導(dǎo)致總收入水平下滑,進而挫傷其生產(chǎn)積極性。(3)依據(jù)城鎮(zhèn)化發(fā)展趨勢和實現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟的需要,鼓勵農(nóng)民職業(yè)分化,在培育新型職業(yè)農(nóng)民以實現(xiàn)糧食生產(chǎn)的專業(yè)化、職業(yè)化的同時,將農(nóng)村剩余勞動力向城鎮(zhèn)第二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移,通過幫助其實現(xiàn)“市民化”身份轉(zhuǎn)變和輔之以完善的社會化服務(wù)體系來提高工資性收入。這既有利于為糧食主產(chǎn)區(qū)發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營夯實基礎(chǔ),也有助于打好鞏固“增產(chǎn)增收”的政策組合拳,實現(xiàn)農(nóng)民總收入穩(wěn)步提高。