要素禀赋、政策倾斜与我国农业生产转型——基于省级面板数据

于伟咏，朱丽

(1.贵州财经大学 公共管理学院，贵州 贵阳 550025；2.贵州财经大学 人事处，贵州 贵阳 550025)

实现农业生产转型是我国从传统农业国家转变为农业现代化国家的重要途径，也是实现“四化”协调融合发展、构建“两型”农业的根本要求，促进我国农业发展由粗放、低效向集约、高效转变，加快农业供给侧的数量、结构和质量等方面改革。自2004年实施农业税费改革以来，我国陆续实施了粮农直补、良种补贴、农机购置补贴、最低收购价及奖励生产大县等一系列扶持政策，旨在提高农业机械化水平和优化粮食种植结构，降低粮农生产成本和风险，增加粮农收入，以促进粮食生产，稳定粮食供给[1]。基于各地区农地资源禀赋我国实施了有倾斜的扶持政策，逐渐加大资本投入和技术创新，2015年全国粮食总产量达到62 143万吨，实现了“十二连增”，保证了粮食安全。但目前粮食生产仍面临去库存、降成本、补短板的难题，农业生产效率不高、收益偏低，农产品结构不能满足人们多样化需求，资源硬约束日益加剧，面源污染问题凸显，农产品安全问题日益突出，不但弱化了消费信心，还加大了生产风险。因此，需要加快实施农业生产转型，从技术和政策层面优化农业生产要素配置。

本研究将政策倾斜界定为激励政策和补贴政策，前者即为政府对主产区的奖励扶持政策，表现为区域上差异，后者为时序上差异，两者共同对农业生产起积极作用。一是保证了粮食产量。农业补贴对粮食产量、播种面积和资本投入都有显著的正向影响[2]。二是提高了生产效率。短期内生产性固定投资能够提高机械化水平，长期与农业经济增长存在均衡[5]，但机械化投入对农业经济增长具有滞后性[6]。三是调整了农产品结构。包括了对小麦、水稻等大宗主粮实施的最低收购价政策、中央财政专项安排的粮棉油糖高产创建支持政策等。研究指出价格支持和倒钩补贴等主要政策工具对市场的干预和扭曲作用日益明显[7]。四是保障农产品质量安全。农药补贴、测土配方补贴、有机质补贴等都会对农产品生产起促进作用，如李世杰等研究表明农药补贴对农户安全农产品生产用药意愿具有正向刺激作用[8]。

补贴政策也存在“失灵”情况，一方面表现为补贴效果弱化。原因包括直补规模偏小、补贴效能低、供应链风险造成的“反向”牛鞭效应、信息不对称等[9]。另一方面表现为日益加重的环境问题。由于化肥要素市场扭曲导致化肥边际产出与实际价格的偏离(Repetto，1987)，助涨了农户对化肥的过量施用。农业生产转型包括在生产方式、生产结构、生产能力和环境约束等方面，要素禀赋、政策倾斜可以使得农业劳动力、资本、土地等生产要素重新配置，为农业生产转型带来激励效果[12]。

本研究基于2003—2017年全国31个省(市自治区)面板数据，使用固定效应模型分析要素禀赋、政策倾斜对农业生产转型的影响。本研究的结构安排如下：引言提出本研究所要分析的主题；第一部分对研究变量进行说明，并基于理论分析提出研究假设；第二部分为模型构建，对指标变量进行描述统计和比较；第三部分是基于农业生产转型的机械化指数、种植结构指数、复种指数和环境指数，探讨要素禀赋、政策倾斜对其的影响因素的计量模型估计；第四部分为结论和政策启示。

一、变量说明与研究假设

(一)变量说明

为深化研究要素禀赋、政策倾斜与农业生产转型的关系，本研究从多维度来刻画农业生产转型，选取了机械化指数、种植结构指数、复种指数和环境指数，解释变量主要讨论劳动力投入和资本投入，控制变量包括居民收入水平、区域经济水平、人口非农化、产业非农化、有效灌溉面积和农产品价格。

被解释变量解释如下：

①机械化指数：用地区单位耕地面积农业机械总动力表示。②种植结构指数：用地区粮食作物与经济作物播种面积比表示。③复种指数：用地区农业生产总播种面积与总耕地面积比表示。④环境指数：用地区单位耕地面积化肥施用量表示，化肥施用会排放总氮、总磷，其单元产污强度与化肥用量的排放系数为正值(1)化肥总氮、总磷排放系数来自于赖斯芸、杜鹏飞、陈吉宁2004年的研究结果。，由于考虑到排放的总氮和总磷在总污染中的权重不易确定，故本研究直接用单位耕地面积化肥用量表示化肥污染情况。

主要因素指标解释如下：

①劳动力投入：以单位耕地面积投入的农业从业人员表示。农业目前在我国还属于劳动密集型产业，仍大量存在传统精耕细作生产方式，劳动力投入对农业生产具有正向影响，与农业机械化水平呈替代效应[13]，与化肥施用量也存在替代效应。②资本投入：以单位耕地面积农业全社会固定资产投资表示，并根据平减指数以2000年不变价格进行了折算。资本效应主要通过提高农业科技含量和生产效率实现，进而调整劳动力投入，通过政策支持和市场引导优化种植结构，提高农产品质量。

我国的粮食生产分区分为主产区、产销平衡区和主销区，考虑到研究目标的二元性，将研究区域分为主产区和非主产区(产销平衡区和主销区之和)(2)根据我国对粮食种植生产区域划分，分为粮食主产区、粮食产销平衡区和粮食主销区，由于农业政策重点投向主产区，故本研究将粮食产销平衡区与主销区统一为非主产区。其中粮食主产区包括河北、内蒙古、辽宁、吉林、黑龙江、江苏、安徽、江西、山东、河南、湖北、湖南、四川等13个省，其他省市为粮食非主产区。，并假设中央对农业生产支持主产区明显强于非主产区。本研究中的政策倾斜包括两个方面：针对主产区倾斜的农业支持政策称为“激励政策”，2004年税费改革后实施的各项补贴称为“补贴政策”，前者表现为区域间差异，后者表现为时序间区别。

(二)研究假设

随着农村劳动力转移和农产品商品化率提升，传统农业生产经营方式被打破，工业化和信息化融入到农业生产中，政策和科技支持是农业持续发展的必要条件。研究发现当前规模经营对农户的经济激励是不够的[14-15]，还需要实施大规模支持政策以弥补规模报酬不足。因此，实现农业生产转型需要从政策和生产要素投入方面进行改革。

理论和实践已经证明机械化能够大幅提高农业生产效率，农业机械化水平成为农业生产转型的重要标志之一。农机动力水平对农业经济发展方式转变具有显著地正相关作用[16]。一方面劳动力配置情况影响着机械化水平。研究表明农业劳动力投入与农业机械化存在“替代”or“互补”关系[17-18]；另一方面农业机械化水平对资本依赖程度较高[19]，而补贴对农业资本投入影响显著[1]。总之，劳动力短缺效应与资本增加效应的相互作用使得机械化水平得到累加效果。根据上述讨论，提出假设1。

假设1：政策倾斜对机械化投入具有强化效应，其中激励政策通过增加投资和节约劳动力来提高机械化水平，补贴政策能够增强资本和劳动力对机械化的影响，且主产区的刺激作用强于非主产区。

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为满足农产品市场多元化需求和提高农产品种植效益，逐步对农业结构进行主动的适应性调整。在保证主粮安全的情况下，合理提高经济作物种植面积和产量，有助于发挥农业多功能作用。粮经比降低是种植业内部结构优化变动的一般趋势，有助于提高农产品商品率和附加值率[20]。朱希刚指出科技投入是促进农业结构调整的主要因素，而科技投入需要政策和资本推动[21]。由于粮食作物与经济作物对劳动力、资本、土地等直接生产要素投入需求存在差异，理性生产者会根据政策调整和要素禀赋情况选择种植结构，以获取最大收益。因此，针对种植结构提出假设2。

假设2：政策倾斜对种植结构具有调节效应，其中激励政策对种植结构变化存在影响，劳动力和资本投入均会调整种植结构，而补贴政策会强化调整作用。

农业生产转型亟需从粗放式生产向集约化转变，而复种指数是衡量耕地资源集约化利用程度的重要标志之一，突破耕地资源减少困境，主要形式包括套作、轮作、间作等。复种指数除了受到我国土地制度和自然条件制约外，政策干预对农业土地利用和生产的变化起到重要作用。要素禀赋中GDP、农村劳动力价格、财政支农是影响土地利用强度的重要因素[22]；政策因素能通过与劳动集约度或资本集约度的交互项效应影响耕地的集约利用水平[23]。因此，政策倾斜通过改变要素配置进而对复种指数产生作用，得到假设3。

假设3：政策倾斜对复种指数具有优化效应，其中激励政策可以提高复种指数，劳动力和资本投入对其起促进作用，补贴政策能够刺激农户增加劳动力和资本投入，提高复种指数。

为解决化肥面源污染问题，主要还是从农业投入角度出发。农业劳动力与化肥投入存在替代效应，可通过增加化肥投入来弥补劳动力不足带来的损失。而资本投入提高则增加了农业生产性预算，农户心理经验认为增肥可以提高产量，故会增加化肥施用量。已有研究指出补贴政策导致了化肥要素市场扭曲，对化肥面源污染排放有显著激发作用[24]。基于以上分析推出假设4。

假设4：政策倾斜对化肥施用具有助涨效应，其中激励政策促进化肥施用量增加，劳动力与化肥投入间存在替代关系，资本投入则直接推高化肥用量，而补贴政策可以强化劳动力和资本投入对化肥用量的影响。

二、模型构建与描述统计

(一)模型构建

探讨要素禀赋、政策倾斜(激励政策和补贴政策)对农业生产转型的影响，并验证上述假设，本研究构建以机械化指数、种植结构指数、复种指数和环境指数为被解释变量的固定效应回归模型，为避免异方差性，对各指标进行对数处理，模型公式如下：

(二)描述性分析

表1为本研究各指标分区域、分时期的均值比较，可知以下观点。

一是从区域看，要素禀赋存在差异化，激励政策提高了机械化指数、种植结构指数、复种指数及环境指数。2003—2017年期间主产区机械化指数、种植结构指数、复种指数及环境指数分别高于非主产区0.08、1.56、0.24、3.55，说明激励政策对农业生产转型起到促进作用；劳动力投入主产区高于非主产区35.85人/公顷，而资本投入非主产区高于主产区1916.10元/公顷；主产区在农民收入水平、区域经济水平、人口非农化和产业非农化方面低于非主产区。

二是从时序看，补贴政策提高了主产区和非主产区机械化指数、种植结构指数，且主产区涨幅更大，同时补贴政策降低了主产区复种指数和环境指数，而非主产区相反。2005—2017年期间主产区机械化指数和种植结构指数分别高于2003—2004年期间0.11、2.27，复种指数和环境指数降低了0.15和1.04，而非主产区四项指数分别增加了0.09、0.04、0.02、4.29。说明补贴政策对机械化水平和种植结构有提升作用，但主产区效果强于非主产区，而补贴政策更能刺激复种水平和化肥施用量提高，对于主产区有减弱效果。

三是从时空看，激励政策促进了农业生产转型，补贴政策对主产区的作用效果明显优于非主产区。2005—2017年主产区农业生产转型的机械化指数、种植结构指数和复种指数高了0.03、2.95、0.06，环境指数低了2.02。环境指数降低说明主产区单位面积化肥施用量相对非主产区在补贴政策后有所降低，可能是由于主产区规模化种植水平高，对化肥利用率高于细碎化地区。相对2003—2004年期间主产区相对非主产区四项指数变化分别为0.02、2.23、-0.17、-5.33，而劳动力投入增加了55.80人/公顷，资本投入减少了2383.35元/公顷。

表1 研究指标均值比较

注：数据为作者整理所得，篇幅所限，描述性统计其他项目未列出

三、计量模型估计结果

(一)机械化指数

现代农业发展要求使用现代物质条件装备农业，多年来经过农机具购置补贴等一系列专项支持政策，我国的农业机械总动力从2003年到2015年增长了1.63倍，其中2015年达到最高值为11.17亿千瓦,2016年开始有所下滑。已有的研究指出耕地经营规模、农业劳动力转移、政策等因素对农业机械化发展产生了重要影响。

表2报告了要素禀赋、政策倾斜对机械化指数的回归结果。首先，第1、5列为2003—2017年回归结果，得到补贴政策在主产区与机械化指数呈1%显著性正相关，即增加补贴即可提高机械化水平；非主产区呈不显著正相关，即补贴政策对非主产区机械化水平提高没有显著影响。由机械化指数数据可知主产区机械化指数比非主产区高0.08，故可得激励政策促进了机械化水平提高。机械化指数在主产区和非主产区均与投资水平呈显著正相关，主产区与劳动力投入不显著负相关，非主产区与劳动力投入呈显著负相关。说明劳动力和机械投入存在替代效应，为此消彼长结果。资本投入则是机械化水平提高的必要条件，另外全国总体数据回归结果(3)由于篇幅有限，故全国范围回归结果未列出。全国数据回归结果发现机械化指数与劳动力投入存在5%显著的负相关，系数为0.187，而与资本投入不显著；补贴政策对机械化指数呈1%显著正相关，系数为0.292；人口非农化和产业非农化对机械化指数呈1%显著性水平下正相关，系数为0.539和1.256。显示产业非农化和人口非农化对机械化指数呈显著正相关，即城镇化和工业化促进了机械化水平的提高，也促进了农业工业化进步，这一结果也得[25]等着验证。其次，第2、6列为引入补贴与劳动力投入交互项，主产区地区交互项与机械化指数为显著负相关，即补贴增加会削弱农业对劳动力的需求，而非主产区不显著；引入交互项后主产区劳动力与机械投入替代效应被强化，而非主产区被弱化。再次，第3、7列为引入补贴与资本投入交互项，主产区和非主产区机械化指数与交互项均呈显著正相关，为增强型交互项，说明补贴政策可促进全社会对机械化水平的投资。第7列显示资本投入增加1个百分点，会使机械化指数提高0.398个百分点，而补贴政策会使得机械化指数提高0.461个百分点。关于资本投入，机械化对财政投入的依存度日益增强[19]。因此，提高农业机械化水平，需要实施针对的生产性补贴政策，补贴标准越高，刺激效果越大。最后，第4、8列引入东、中部哑变量，在主产区和非主产区东部、中部对机械化水平的促进影响高于西部地区，东部地区系数高于中部地区。说明经济发展水平较高的东部地区拥有更充裕的资本投向农业生产，全国回归结果得到人均GDP对机械化指数呈1%显著性正相关，系数为0.539，同样人均纯收入也与机械化指数呈1%显著性正相关。控制变量中有效灌溉面积对主产区和非主产区机械化程度均呈显著性正相关，且主产区系数大于非主产区。

综上，可以验证假设1成立，可以通过提高激励政策和补贴政策来提高农业机械化水平，实现农业工业化和城镇化协调发展。

(二)种植结构指数

种植结构反映了粮食作物与经济作物生产供给结构，供给结构也受到政策诱导性和市场选择性行为影响，主产区为保障粮食供给安全不能随意改变作物类型，非主产区散户生产可以依据收益进行调整，由于经济作物收益率更高，往往出现“粮经争地”现象。种植业结构调整和相应的布局合理调整可以改进不同地区粮食生产效率[26]，这正呼应了当前粮食“去库存”“供给侧结构改革”要求。

表3为政策倾斜对种植结构指数的影响结果。一是政策倾斜调整了种植结构，改变要素配置。从描述统计看，全阶段主产区种植结构指数相对非主产区大1.56，相对补贴前主产区高了2.27，非主产区高了0.09，说明激励政策增加了粮食种植比例。第1、2列看，补贴政策对主产区和非主产区种植结构指数影响都为不显著正相关。劳动力投入对主产区种植结构指数变化呈1%显著性正相关，而非主产区呈1%显著性负相关，全国回归结果为不显著正相关；资本投入在非主产区对种植结构指数影响为显著正相关，系数为0.064，而主产区不显著，且系数只有0.002。说明劳动力投入是影响农业种植结构变化的主因之一，且主产区地均劳动力投入高于非主产区2.39人。二是补贴政策削弱了劳动力投入对种植结构的调整。第2、6列引入补贴政策与劳动力投入的交互项，发现在主产区补贴政策降低了劳动力投入对种植结构指数影响的系数，边际效应降低了0.287个百分点，即补贴增加后，农户更意愿增加经济作物面积。这是由于目前基本补贴政策根据种植面积执行，而未区分作物类型，在相同补贴额度情况下，农户更倾向于效益更高的经济作物种植。三是资本投入对非主产区种植结构影响效果更明显，在非主产区补贴政策促进了资本投入对种植结构变化的影响。第3、7列引入补贴与资本投入交互项，发现非主产区交互项系数为0.065，且10%显著，表明补贴政策强化了非主产区投资对种植结构调整的影响，但影响有限。四是从区域看，两个产区东部对种植结构调整的影响都显著大于西部地区，非主产区中部地区也显著大于西部地区。

上述分析验证了假设2部分成立，政策倾斜可以调整种植结构，但补贴政策削弱了主产区劳动力投入对种植结构调整作用，资本投入作用仅在非主产区起到强化效果。为优化粮食供给结构，需要发挥农民自主进行结构调整、发挥比较优势原则，提高农民进入市场的组织化程度，减少行政对农业经济不必要的干预及其带来的价格扭曲情况，让利益驱动粮食生产持续发展。

表2 机械化指数回归结果

注：“***”、“**”、“*”分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。括号内为t统计值，下同；表中东部哑变量(East)、中部哑变量(Central)选用混合效应，其他模型经过Hausman检验，p值均远小于0.005，故都选择了固定效应模型

(三)复种指数

复种指数有助于缓解当前我国紧张的人地关系，提高农业土地集约化利用程度。在我国需求和生产因素共同决定着农业土地利用强度，目前复种指数下降的主因还是土地细碎化。

表4为政策倾斜下复种指数回归结果，可得以下结论。一是激励政策提高了复种指数，补贴政策对复种指数的影响非主产区更大。统计结果可得，主产区复种指数高于非主产区0.24，说明激励政策提高了复种指数。回归结果表明补贴政策与主产区和非主产区均呈显著性正相关，且系数非主产区较大，即补贴越高，复种指数越高。二是两分区劳动力投入对复种指数呈1%显著性负相关，资本投入主产区为不显著正相关，而非主产区为1%显著性负相关，系数较小为0.039。表明劳动力的投入阻碍了农户进行复种生产，而资本投入对其影响不大，与研究结果相同，在非主产区甚至出现部分“寻租”行为，土地撂荒反而还有补贴收入，转移性收入保障反而一定程度上“激励”了部分散户减少或放弃复种[2]。三是补贴政策增强了劳动力投入对复种指数的作用，且主产区增强效果大于非主产区。第2、6列引入补贴与劳动力投入的交互项，结果显示交互项系数显著且分别为0.068和0.045，即当补贴后每增加1个百分点劳动力投入，主产区复种指数减少0.342个百分点，非主产区减少0.166个百分点。四是补贴政策对非主产区资本投入影响复种指数起到促进作用，而对主产区影响不显著。第3、7列引入补贴与资本投入的交互项，发现非主产区交互项系数为5%显著性的正相关，对复种指数影响的边际效应为-0.158，而主产区呈不显著的负相关。五是从第4、8列可得主产区和非主产区东部地区对复种指数的影响小于西部地区，而主产区中部地区高于西部地区，非主产区低于西部地区。其原因包括西部地区农地干旱、细碎化严重、农业科技薄弱等原因[28]。

表3 种植结构指数回归结果

注：表中东部哑变量(East)、中部哑变量(Central)选用混合效应，其他模型经过Hausman检验，p值均远小于0.005，故都选择了固定效应模型

上述分析可以验证假设3部分成立，政策倾斜可以提高复种指数，而假设中劳动力投入促进复种未通过验证，事实相反，资本投入对复种指数影响不大，补贴政策可以增强劳动力投入对复种指数的影响，补贴仅在非主产区提高资本投入对复种指数的边际效应。

(四)环境指数

农业内源性面源污染已成为严重的环境问题，而农地禀赋程度偏低是造成化肥等生产要素过度使用的投入恶性循环原因。探讨政策倾斜是否是造成农业生产要素扭曲的主因，进而为解决农业环境污染问题提出针对性对策。

表5为政策倾斜对环境指数影响的回归结果，可得以下结论。一是激励政策和补贴政策都加剧了环境污染，补贴政策作用在非主产区表现更强。原始数据分析得到，主产区环境指数比非主产区高了3.55，即激励政策促进了化肥施用量增加，而其中主产区补贴前后环境指数减少，非主产区明显增加。第1、5列显示补贴政策与非主产区环境指数呈5%显著性正相关，与主产区呈不显著正相关，而全国范围呈1%显著正相关，说明增加补贴可以促使农户增加化肥施用量，恶化程度累积性增强。该结果在[24]研究中也得到了验证。二是劳动力投入与环境指数呈显著的反向关系，资本投入在非主产区可以显著提高环境指数。第1、5列可知劳动力投入对环境指数在两个分区均呈1%显著性负相关，且非主产区的相关系数略高，说明劳动力投入与化肥要素投入存在替代关系，即化肥施用量的增加可以减少农业生产对劳动力的需求。三是补贴政策加强了主产区劳动力投入对环境指数的作用力，补贴前后资本投入对环境指数影响变化不大。第2、6列和第3、7列分别引入了补贴与劳动力投入交互项和补贴与资本投入交互项。结果显示在主产区补贴和劳动力投入交互项为减弱型交互项，表示补贴后，劳动力投入每增加1个百分点，环境指数会降低0.654个百分点。补贴与资本投入的交互项系数不显著，说明补贴政策没有使资本投入对环境指数的影响发生变化。四是由第4、8列可知，在主产区中部地区对环境指数的影响最大，其后依次是东部地区、西部地区；在非主产区中部地区对环境指数的影响最大，其后依次是西部地区、东部地区。

表4 复种指数回归结果

注：表中东部哑变量(East)、中部哑变量(Central)选用混合效应，其他模型经过Hausman检验，p值均远小于0.005，故都选择了固定效应模型

上述分析可验证假设4部分成立，激励政策促进了非主产区化肥用量，而补贴政策使得化肥施用量增加，在主产区补贴政策使得劳动力投入对环境指数的影响变大，在非主产区作用不显著。

表5 环境指数回归结果

注：表中东部哑变量(East)、中部哑变量(Central)选用混合效应，其他模型经过Hausman检验，p值均远小于0.005，故都选择了固定效应模型

四、结论与政策启示

根据要素禀赋、政策倾斜对农业生产转型中机械化指数、种植结构指数、复种指数和环境指数影响的实证结果分析，得到以下主要结论。各地区分时期存在要素禀赋差异性，政策倾斜使得要素再配置，进而加快农业生产转型，激励政策对主产区的效果明显；政策倾斜提高了机械化指数，发现机械与劳动力投入存在替代关系，投资可以刺激机械化水平提升，而补贴政策增强了农业劳动力和资本投入对机械化水平的作用；激励政策能够增加粮食作物种植面积，但在主产区补贴政策弱化了劳动力对种植结构调整作用，在非主产区强化了投资的效果；激励政策能够提高复种指数，资本投入对复种指数影响不大，劳动力投入与复种指数负相关，而补贴可以强化这两个作用力；激励政策促进了非主产区增加化肥施用量，而补贴对全部范围具有促进效果，补贴还使得劳动力与化肥要素间的替代关系得到强化。

为加快农业生产转型，需要从要素配置和政策支持方面入手。第一，继续增强对农业主产区的激励政策，提高农业补贴政策标准。按粮食生产情况对全国进行划区，优化发展布局，大幅提高产量大县奖励标准，加大主产区农业投资、税收减免、低息贷款等庇古政策，制定按品种区分的补贴政策，提高生产性补贴(农机购置补贴、良种补贴等)标准。第二，通过政策倾斜宏观调控农业生产要素再配置。运用机械、化肥等技术提升来弥补农村劳动力转移带来的农业生产损失，在确权情况下加快农地流转。第三，依据农业分区结合制度和市场合理安排种植结构和复种指数。为保证主粮安全和多元化需求，需要发挥政策支持作用，包括激励政策、补贴政策、最低收购价等措施，以避免“市场失灵”。第四，治理化肥面源污染，改善农业环境。在粮食安全得到保障的情况下，考虑农业保护对环境的负面效应，可适度降低农业保护力度，或实施无公害化种植补贴政策，包括全面推广测土配方、实施有机肥补贴、实施秸秆还田及种养结合等措施。