糧食直接補貼的全要素生產率效應
——以水稻為例

閔 銳 胡卓輝

(1. 中南民族大學 經濟學院/湖北全面小康研究院,湖北 武漢 430074;2. 中南林業科技大學 商學院,湖南 長沙 410004)

一、問題與文獻

國以民為本,民以食為天,糧食安全是我國安全穩定與經濟發展的基礎和保障[1-2]。2022年中央農村工作會議強調,“保障糧食和重要農產品穩定安全供給始終是建設農業強國的頭等大事”,并提出“實施新一輪千億斤糧食產能提升行動”。糧食增產主要源自全要素生產率(TFP)提高和要素投入增加[3-4],但隨著資源約束和環境規制趨緊,依靠增加要素投入實現糧食增產的路子難以為繼,提升糧食TFP是高質量發展視域下糧食安全保障的必然選擇。糧食直接補貼作為政府支持糧食生產、促進農民增收的主要手段之一,是影響糧食TFP最直接、最重要的政策因素[5]。隨著WTO規則約束趨緊,與投入品掛鉤的“黃箱”補貼政策空間縮小,糧食支持保護政策逐步向不與生產掛鉤的“綠箱”補貼轉變[6],糧食直接補貼對糧食TFP增長的作用愈發重要。水稻是我國最重要的口糧品種,2022年其產量占全國糧食總產量30.4%,承擔著“谷物基本自給,口糧絕對安全”的主要責任。深入探討糧食直接補貼對水稻TFP的促進作用,對優化和制定差異化和有效性的糧食直接補貼政策,促進千億斤糧食產能提升和保障國家糧食安全具有重要意義。

目前,關于糧食直接補貼對糧食生產影響的研究較為豐富。從糧食直接補貼的設計機制來看,當前糧食直接補貼只與第二輪承包地面積掛鉤,而與包括耕地在內的實際生產要素脫鉤[5],不會對糧食生產造成直接影響[7]。同時,糧食直接補貼金額力度較小,對生產主體擴大生產的激勵不足[8],當補貼收益與生產收益之和小于生產成本,或者小于單純補貼收益時,生產主體會選擇僅領取補貼但轉向其他生產活動[9]。故部分研究認為糧食直接補貼作為一種純收入性補貼,不會影響糧食生產。從糧食直接補貼的影響機制及其效應來看,由于糧食直接補貼與生產脫鉤,屬典型無風險收入,一定程度上可緩解農戶流動性約束,尤其對于收入和資產較低的農戶而言更為明顯[10]。除此之外,糧食直接補貼通過增加農戶收入,改變農戶生產資源稟賦,進而影響其風險偏好,農戶會基于理性調整其投資行為[11]。與農機補貼等掛鉤補貼相比,農戶擁有糧食直接補貼的資金支配權[12]。一方面有利于推動耕地向規模農戶流轉,促進規模經營[13];另一方面,能夠為種糧農戶的多元化經營決策提供資金支持,促進農業生產多元化。在糧食直接補貼對糧食不同品種TFP影響的研究方面,有學者認為,糧食直接補貼促進了稻谷、玉米TFP增長,但對小麥影響并不顯著[5]。

已有研究從不同視角,依據不同理論基礎和實證方法等,對糧食直接補貼的生產率效應進行了探討,但仍存在進一步拓展研究空間。首先,已有研究大多圍繞大農業或者糧食整體,部分研究對大豆、小麥等特定品種展開研究,但對水稻這一關鍵的口糧品種關注不足,可能會存在產生政策誤判的風險。其次,既有研究主要使用微觀數據,通過分析農業生產主體行為,解釋不同類型補貼政策對糧食TFP的影響作用及機制,但個體農戶的技術采納和技術效率提高并不意味著地區整體水平的絕對提升。相反,從宏觀層面來看,水稻TFP增長更多依賴于技術推廣和技術效率提高,使用宏觀數據更能直觀判斷糧食直接補貼對水稻TFP的實質影響。有鑒于此,使用我國2006-2020年23個主要水稻生產省份的面板數據,在利用SBM-Malmquist方法測算水稻TFP的基礎上,運用面板分位數模型進行回歸估計,探究糧食直接補貼的水稻TFP效應及其時空異質性,可以為深入評價與優化糧食直接補貼政策,促進糧食安全及其高質量發展提供實證參考和決策依據。

二、理論分析

一般認為,糧食直接補貼可提高農戶的無風險收益且改變農戶的風險偏好,為提高其采納新技術、進行長期投資和優化要素配置的能力,從而促進糧食生產效率的提升[5]。然而,從宏觀角度來看,由于無效土地流轉、城鄉二元結構下收入差距等現象的存在,糧食直接補貼對區域內平均糧食生產效率的影響并不一定是積極正向的[14]。目前,中國糧食生產仍然存在規模報酬不變的特征[15]。本文從技術進步和技術效率兩個視角來分析糧食直接補貼對水稻TFP的影響:一方面,技術進步意味著生產可能性邊界的拓展,是理論最大產出的增加,一定程度上度量了該地區糧食生產技術擴散程度,即一個地區能夠有效采用新技術的農戶比例;另一方面,技術效率度量了生產實際與生產可能性邊界(即實際產出與理論最大產出)的距離,反映了特定地區糧食生產過程中投入產出效率和經營管理的平均水平。

在技術進步方面,糧食直接補貼通過增強糧農技術采納能力和意愿,推動水稻生產技術擴散,從而促進水稻TFP提高。具體來看,糧食直接補貼提高了糧農的收入,為農戶采納新技術提供資金支持,拓寬了糧農技術選擇邊界[16]。此外,水稻生產受自然環境的直接影響,土壤和降雨的微小差異可能給產出帶來巨大影響,采取新技術的風險較大,故糧農對是否采納新技術通常持審慎態度。糧食直接補貼通過提供兜底收入增強了糧農的抗風險能力,一定程度上可緩解糧農出于風險規避需要而對新型技術產生的抗拒心理,增強糧農對新型生產技術的采納意愿,為新技術推廣提供良好的社會環境。依靠以上兩種路徑的共同作用,糧食直接補貼有利于推動技術擴散,促進技術進步。

在技術效率方面,由于糧農擁有直接補貼的完全支配權,糧食直接補貼對水稻TFP的影響取決于糧農的要素投入相對狀況,在當前生產條件下,中國糧食直接補貼可能會阻礙技術效率提高。一方面,糧食直接補貼通過增加糧農的無風險收益,增強其增加要素投入的能力,可能引起要素投入過量進而產生效率損失。從實際情況來看,中國水稻生產領域存在較為嚴重的要素投入過量現象,諸如農藥、化肥等。因此而造成地力下降和農業面源污染后,糧農不得不通過繼續增加要素投入以增加產量,進而造成技術效率進一步損失。綜合以上分析可以發現,直接補貼雖能促進水稻技術進步,但現階段對其生產技術效率具有不利影響。據此,直接補貼的水稻TFP效應由技術進步與技術效率改善兩條路徑共同決定,故直接補貼對水稻TFP的影響具有不確定性。

三、研究設計

(一)變量選取與指標處理

1.被解釋變量——水稻生產TFP。測量TFP需要設置投入產出變量,本文選取畝均稻谷產量作為產出變量,畝均勞動時長作為勞動投入的代理變量,畝均直接費用和間接費用作為資本投入的代理變量。以2006年為基期,使用農業生產資料價格指數對直接費用和間接費用平減?；谝陨贤度氘a出變量,運用超效率SBM-Malmquist模型測算水稻TFP指數,并以其結果作為被解釋變量。

2.核心解釋變量。以糧食直接補貼作為核心解釋變量。雖然在政策設計時,僅有糧食直接補貼按照第二輪承包地面積發放,屬于脫鉤補貼,但在實際執行過程中,良種補貼和農資綜合補貼同樣依據第二輪承包地面積發放,因此本文將良種補貼和農資綜合補貼同樣納入糧食直接補貼范疇。由于沒有針對水稻生產直接補貼的宏觀統計數據,使用系數剝離法又可能產生較大的偏誤,故使用各省糧食直接補貼總額除以農作物播種總面積得到畝均糧食直接補貼,并以2006年為基期,使用農業生產資料價格指數進行平減。

3.控制變量。參考已有研究,將4個控制變量納入實證分析。一是經濟發展水平。經濟發展是影響水稻TFP的重要因素,選取以2006年為基期平減的地區人均GDP表征地區經濟發展水平。二是勞動力素質。在糧食生產經營中,農業勞動力素質對其生產經營決策和技術采納具有直接影響,使用鄉村人口受教育程度測算農業勞動力素質水平。三是種稻凈收益。凈收益是影響農戶是否采用新技術的重要因素[17],本文使用畝均水稻凈利潤表征種稻凈收益。四是自然災害。水稻生產與自然環境密切相關,極端氣候導致的自然災害會直接影響糧食生產[18],選取受災率表征自然災害。

(二)研究方法

1.超效率SBM-Malmquist指數模型。TFP的測算方法主要分為以隨機前沿分析(SFA)為代表的參數法和以數據包絡分析(DEA)為代表的非參數法。相較參數法,DEA等非參數法無需預設生產函數形式,故不易出現模型設定偏誤。在具體方法選擇上,考慮到CCR、BBC模型存在未考慮“松弛”影響,可能導致測量偏誤,傳統SBM模型雖然克服了這一問題,但存在多個決策單位為1的情況。為進一步區分有效決策單元,筆者參考徐偉等的做法[19],使用超效率SBM-Malmquist指數模型測算中國的水稻TFP。

2.面板分位數回歸。分位數回歸是用被解釋變量的不同分位點數據建模,與均值回歸相比,分位數回歸放寬了對被解釋變量分布假設的限制,應用范圍更廣,能更全面刻畫條件分布的特征,挖掘更豐富的信息。由于本文使用的數據為面板數據,因而采用面板數據分位數模型進行回歸分析。傳統的面板分位數模型的個體效應項將隨機擾動項分解成不同的部分,難以解釋各分位數上的估計結果。對此Powell提出不可加固定效應面板分位數模型(QRPD)[20],將面板分位數估計引入工具變量框架中,使隨機擾動項中包含固定效應,保證了隨機擾動項的不可分割性。故相對于傳統面板分位數模型,QRPD模型的優勢在于估計系數更準,估計結果也更加穩健。面板分位數函數模型設置如下:

QTFPit=θ(τ)SUBit+β(τ)Xit

(1)

其中,τ為相應分位數;QTFPit表示相應分位數下的水稻TFP;SUBit表示相應分位數下的糧食直接補貼;Xit表示系列控制變量。參照葉金珍和安虎森的做法[21],選擇自適應蒙特卡洛方法估計QRPD模型。

(三)數據來源

使用2006-2020年23個水稻生產省份的面板數據。由于糧食直接補貼無公開的統計數據,通過各省財政廳公開資料、《中國財政統計年鑒》和相關政府部門調研等途徑采集并整理,其中個別年份存在數據缺失,使用同類均值插補法進行處理。畝均水稻凈利潤、畝均勞動總時長、畝均水稻生產直接和間接費用、畝均產量等數據來自歷年《全國農產品成本收益資料匯編》。水稻播種面積、農作物播種面積、受災面積和農產品生產者價格指數來自歷年《中國農村統計年鑒》。各地區鄉村受教育程度的人口數據來自歷年《中國人口與就業統計年鑒》,CPI數據來自歷年《中國統計年鑒》。

四、實證分析

(一)水稻TFP測度

圖1報告了2007-2020年我國水稻TFP及其分解指數累積年際變化趨勢?？傮w而言,中國水稻TFP、技術效率和技術進步指數均呈增長態勢,水稻TFP增長主要來自技術進步。具體來看,觀察期內,水稻技術效率和技術進步變化趨勢均可分為兩個階段。水稻技術效率指數方面,第一階段(2007-2011年)為低水平波動階段,水稻技術效率累積值較低,基本在1.1上下波動;第二階段(2011-2020年)為高水平波動階段,2012年水稻技術效率大幅提高,雖然出現技術退步,但高于第一階段最高水平。水稻生產技術進步方面,第一階段(2007-2013年)為退化期,此階段水稻生產技術進步指數波動下降,從2007年的1.083降至2013年0.954;第二階段 (2013-2020年) 為增長期,水稻生產技術進步指數快速增長,至此觀察期期末已增長至1.246。

圖1 2007-2020年中國水稻TFP變化

(二)基準回歸模型

參考已有研究[22],選取20%、40%、60%和80%作為分位點,將水稻TFP劃分為5個分位水平。各一分位點表示被解釋變量數值低于該分位點樣本數占總體的比例,當分位點為100%時,使用所有樣本進行回歸。

表1報告了面板分位數回歸結果。整體來看,糧食直接補貼對水稻TFP有較顯著的負向作用,與同類研究結果相似[23]?？赡艿脑蚴?糧食直接補貼激勵生產者增加生產中的資本投入,如化肥、農業機械投入等,但產量的增長低于資本投入,要素投入過量對水稻TFP產生負面影響。糧食直接補貼在各分位點均對水稻TFP有負面影響,但僅在40%的分位點上具有顯著性,且影響系數較小?？赡艿脑蚴?水稻TFP較低的地區市場競爭缺乏比較優勢,加大水稻要素投入收益較低,補貼資金較少投入水稻生產;而水稻TFP較高地區生產者,糧食直接補貼金額較低,無法直接激勵生產主體。

表1 基準回歸結果

考慮到政策從實施到發揮作用具有一定滯后性,且政策效果會受到宏觀環境的影響,為避免造成政策效果錯誤評估,本文分“十一五”“十二五”和“十三五”三個時期分析糧食直接補貼實施效果的動態變化。表1列(6)至列(8)結果顯示,糧食直接補貼對水稻TFP的影響在不同時期存在較大差異。其中,“十一五”和“十二五”期間,糧食直接補貼對水稻TFP有負向影響,且“十二五”時期大于“十一五”時期。而 “十三五”時期,糧食直接補貼對水稻TFP的影響系數由負轉正,這一改變表明糧食直接補貼能夠促進我國水稻TFP的提高。引起改變的原因,可能是2015年開始實行的三項補貼改革,同時糧食補貼向規模農戶傾斜促進了農業適度規模經營,推動了水稻生產TFP提高;此外,“十三五”時期水稻生產技術的迅速發展和應用也促進水稻生產發展[24]。

(三)機制檢驗

規模報酬不變假定下,TFP可以分為技術進步和技術效率。為進一步探討直接補貼對水稻TFP的影響,將被解釋變量替換為技術進步、技術效率進行回歸,結果見表2。

表2 機制分析結果

表2列(1)結果顯示,直接補貼對水稻生產技術進步指數的影響系數雖然很小,但在1%的統計水平顯著為正,說明糧食直接補貼一定程度上促進了水稻生產的技術進步。列(2)結果顯示,糧食直接補貼對水稻生產技術效率指數的影響系數在1%的統計水平顯著為負,表明直接補貼會拉大水稻生產實際投入產出效率與理論最大投入產出效率的距離?？赡艿脑蚴羌Z食直接補貼與土地承包權掛鉤,抑制部分農民轉出土地的意愿,未能促進土地流轉,不利于水稻生產經營規?；?同時,由于城鄉收入差距擴大,青壯年勞動力向城鎮和非農產業流動,農村老齡化加劇,而糧食直接補貼金額較小,對部分勞動力激勵作用有限。

(四)穩健性檢驗

為進一步檢驗前文的估計結果,采用替換被解釋變量、使用核心解釋變量滯后項和處理內生性的方法進行穩健性檢驗,結果見表3。

(1)替換被解釋變量。使用CCR指數模型測算的水稻TFP替代被解釋變量,結果顯示,直接補貼對水稻TFP的影響系數仍然在1%的統計水平上顯著為負,與基準回歸結果一致,表明結果具有穩健性。

(2)替換核心解釋變量。將核心解釋變量替換為直接補貼的一階滯后項,回歸結果仍然在1%的統計水平顯著為負,與基準回歸基本一致,表明結果具有穩健性。

(3)內生性問題。使用面板分位數回歸模型進行研究,容易產生內生性問題,為此引入水稻TFP的一階滯后項作為工具變量對內生性問題進行處理。因水稻TFP一階滯后項是固定的,與當期直接補貼等因素沒有直接關系,故具有外生性;水稻TFP一定程度也能反映地區水稻生產競爭力,對當期的技術采納和生產投入可能產生影響,進而影響當期生產效率?；诠ぞ咦兞康拿姘宸治粩祷貧w結果顯示,直接補貼對水稻TFP的影響依舊為負,表明結果具有穩健性。

(五)異質性檢驗

我國幅員遼闊,不同區域間經濟發展水平和政策環境存在較大差異,忽略這一差異可能導致估計結果有偏。直接補貼對水稻TFP的影響主要通過收入效應實現,而不同經濟發展水平下,補貼通過收入效應對糧農的激勵作用也存在明顯差異。因此,從經濟發展水平視角分析直接補貼對水稻TFP影響的異質性,回歸結果見表4:東部、西部地區糧食直接補貼對水稻TFP影響系數顯著為負;中部地區不顯著;東北地區影響系數顯著為正?？赡艿脑蚴?東北地區土地肥沃,且水稻生產經營規?；捷^高,一批規模經營主體水稻生產技術效率提升較快,技術采納和應有的意愿和能力較強。相較而言,中東部和西部地區由于產業結構和自然資源稟賦限制,水稻生產比較優勢較弱,糧農傾向將補貼資金投入收益更高的產業。如東、中部地區將傳統單一水稻生產轉變為稻蝦共養、稻魚共養等混合種養模式,以獲取更高收益;但由于養殖產品利潤更高,農戶更愿意優先增加養殖產品投入,改進養殖生產技術,不利于水稻TFP提高。

表4 不同經濟發展水平異質性分析結果

五、結論與啟示

研究結果顯示:觀察期內,我國水稻TFP先降后升,整體呈增長趨勢,且技術進步的作用愈發凸顯;直接補貼在各分位點均對水稻TFP具有負面影響,不利于水稻TFP的提高;分時期來看,直接補貼對水稻TFP的影響呈“U”型態勢,“十二五”時期負面影響最大,進入到“十三五”時期,直接補貼對水稻TFP轉為正面影響;從水稻TFP構成要素來看,直接補貼對水稻生產技術進步具有正面影響,但也會阻礙水稻生產技術效率提高;分區域異質性分析發現,直接補貼對東北地區水稻TFP有正面影響。

政策啟示:一是加大水稻生產技術發展和推廣力度,通過技術進步驅動水稻TFP和市場競爭力提高。水稻生產受市場和自然條件雙重約束,如今水稻單位面積產量已較穩定飽和,在耕地資源、水資源日趨緊張的情況下,依靠水稻生產技術進步是提高中國水稻生產能力和競爭力的關鍵。二是雖然整個研究期內糧食直接補貼對水稻TFP具有負面影響,但因其在技術效率改善方面受限所致,加之直接補貼能夠促進水稻技術進步仍有潛力可挖掘,故需在繼續保持對農民進行糧食直接補貼的基礎上,適度提高糧食直接補貼強度。三是東北地區是我國水稻主要生產區域,且直接補貼對東北地區水稻TFP提高具有促進作用,故中央相關轉移支付應該適當傾斜,增強東北地區直接補貼力度。