李紅莉張俊飚＊童慶蒙

(1.華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)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(jì)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(gè)糧食主產(chǎn)區(qū)來兜底農(nóng)業(yè)生產(chǎn)①2003年12月財(cái)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(gè)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(shí)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(shí)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(jì),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(jì)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(shí)際上,設(shè)立糧食主產(chǎn)區(qū)的政策目標(biāo)是同時(shí)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(shí)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(shí)問題。

事實(shí)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(jì)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(jì)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(xiàn)日漸降低,尤其在城鎮(zhèn)化進(jìn)程大舉推進(jìn)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?jiǎng)恿σ咽潜厝籟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(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)整理而得。。但在增長趨勢強(qiáng)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(jìn)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(hào)文件始終把促進(jìn)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(shí),實(shí)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(dòng)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(shí)意義都不言而喻。

一、文獻(xiàn)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(xiàn)主要有如下兩類。第一類文獻(xiàn)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(huì)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(jī)制。第二類文獻(xiàn)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(shí),在農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展進(jìn)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(dòng)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(xiàn)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(bǔ)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(bǔ)貼政策對農(nóng)民糧食生產(chǎn)行為的激勵(lì)效應(yīng)有限[15],未能有效調(diào)動(dòng)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(bǔ)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(jì)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(jī)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(jiān)實(shí)的理論基礎(chǔ),但現(xiàn)有研究仍存在兩個(gè)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(xiàn)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(yùn)用雙重差分模型(DID),將研究樣本劃分為實(shí)驗(yàn)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(shí)間維度(2004年糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立前后)兩個(gè)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(jī)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(cái)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(jì)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(bào)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(jìn)糧食主產(chǎn)區(qū)內(nèi)專業(yè)化、規(guī)?；a(chǎn)的同時(shí)[23],使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素、技術(shù)以及機(jī)械等實(shí)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(jìn)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)?；臋M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(bào)酬遞增的性質(zhì)[25],實(shí)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(shí)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(shí)間分配上進(jìn)行權(quán)衡,因而當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)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(shí),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(kuò)大規(guī)模時(shí),將會(huì)面臨時(shí)間分配上的抉擇,以及隨之而來的對務(wù)農(nóng)機(jī)會(huì)成本的考量。由于農(nóng)村勞動(dòng)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(jìn)規(guī)模擴(kuò)張、提升產(chǎn)能的同時(shí),勢必會(huì)增加土地、勞動(dòng)力等生產(chǎn)要素的投入,進(jìn)而減少外出務(wù)工時(shí)間,從而導(dǎo)致工資性收入下降[27]。現(xiàn)實(shí)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(qiáng)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(hào))。。也就是說,13個(gè)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(jì)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(shí),可能會(huì)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)?；?jīng)營來促進(jìn)區(qū)域內(nèi)農(nóng)民的家庭經(jīng)營性收入上升,即實(shí)現(xiàn)“增產(chǎn)增收”,同時(shí)也會(huì)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(jí)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(jī)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(kuò)張。

三、識(shí)別策略與估計(jì)方法

1.因果識(shí)別策略

要準(zhǔn)確識(shí)別糧食安全對農(nóng)民收入的因果效應(yīng)并非易事,在實(shí)證檢驗(yàn)中存在兩方面問題:一方面,已有多項(xiàng)農(nóng)業(yè)政策均以糧食增產(chǎn)為導(dǎo)向,若要評估每項(xiàng)政策對農(nóng)民收入的因果效應(yīng)是一項(xiàng)復(fù)雜的工作,同時(shí)單個(gè)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(huì)經(jīng)濟(jì)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(gè)糧食主產(chǎn)區(qū)的設(shè)立作為一次準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)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(jiǎng)勵(lì)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(bǔ)貼、糧食種植補(bǔ)貼、糧食收儲(chǔ)補(bǔ)貼以及競價(jià)交易等。,根據(jù)其政策實(shí)施初衷與設(shè)計(jì)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(jìn)農(nóng)民增收,其政策方向是一致的,避免了具體考察每項(xiàng)政策效應(yīng)的識(shí)別難點(diǎn)[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(shí)驗(yàn),采用反事實(shí)的分析思路以考察糧食主產(chǎn)區(qū)政策實(shí)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(shí)間維度(政策實(shí)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(jì)等不隨時(shí)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(gè)糧食主產(chǎn)區(qū)省份作為實(shí)驗(yàn)組,同時(shí),在樣本點(diǎn)中引入18個(gè)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(shí)別思路為:利用實(shí)驗(yàn)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(shí)驗(yàn)組的不受政策影響的“反事實(shí)”結(jié)果,進(jìn)而估計(jì)出糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立對實(shí)驗(yàn)組農(nóng)民收入及結(jié)構(gòu)的因果效應(yīng)。

2.估計(jì)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(xiàn)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(shí)施前后的差異,在此基礎(chǔ)上,進(jìn)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(shí)點(diǎn)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(jí)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(jī)誤差項(xiàng)。在回歸方程中,交互項(xiàng)Treat i×Period t為本文重點(diǎn)考察的對象,該交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)β為糧食主產(chǎn)區(qū)的設(shè)立對農(nóng)民收入變動(dòng)雙重差分后的處理效應(yīng)。

進(jìn)一步地,為了檢驗(yàn)共同趨勢假定以及糧食主產(chǎn)區(qū)政策效應(yīng)在時(shí)間維度上的動(dòng)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(kuò)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(shí)間變量,交互項(xiàng)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(shí)施的虛擬變量。本文重點(diǎn)關(guān)注的估計(jì)系數(shù)為βt,表示糧食主產(chǎn)區(qū)在政策實(shí)施第t年,實(shí)驗(yàn)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(shí)點(diǎn)滯后,交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)βt則反映糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立后各時(shí)點(diǎn)處理效應(yīng)的動(dòng)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(xiàn)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(jìn)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(cái)產(chǎn)性收入(Propincome,元/人);④轉(zhuǎn)移性收入(Transfincome,元/人)。其中,考慮到價(jià)格因素可能導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏,本文以1997年為基期,利用農(nóng)村居民消費(fèi)指數(shù)(CPI)對農(nóng)民總收入及四種具體的收入變量進(jìn)行價(jià)格平減。

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

(3)控制變量:在運(yùn)用式(2)進(jìn)行估計(jì)時(shí),由于雙重差分模型估計(jì)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(jí)層面控制變量X it,具體如下:①經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變動(dòng)(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(jì)結(jié)構(gòu)中農(nóng)業(yè)占比的變動(dòng)[31];②經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(Economy,元/人):選取各省份人均GDP 作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的代理變量,并以1997年為基期進(jìn)行消脹處理;③財(cái)政支農(nóng)水平(Fiscal,%):選取各省財(cái)政支農(nóng)占財(cái)政總支出比重以表征財(cái)政支農(nóng)水平[32];④農(nóng)村人力資本(Human,千元):采用中央財(cái)經(jīng)大學(xué)中國人力資本與勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究中心測算的2004-2018年各省農(nóng)村實(shí)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(shí)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(jià)處理。因此,在控制了上述省級(jí)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(dú)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(shí)證研究對象,合計(jì)682個(gè)樣本。各變量數(shù)據(jù)主要來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》及《中國人力資本報(bào)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(shí)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(jì)年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》等相關(guān)統(tǒng)計(jì)年鑒看,這一數(shù)據(jù)只統(tǒng)計(jì)到2012年,故文中該變量觀測值有496個(gè)。表1詳細(xì)介紹了上述各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表1 各變量描述性統(tǒng)計(jì)

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(jìn)行實(shí)證分析,由列(1)、(2)可知,交互項(xiàng)Treat i×Period t前回歸系數(shù)為負(fù),且在統(tǒng)計(jì)上不顯著,而估計(jì)系數(shù)-126.945相對于均值6201.641而言也不存在經(jīng)濟(jì)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(jiǎng)勵(lì)等財(cái)政補(bǔ)貼,本文進(jìn)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(xiàng)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(shí)施對于農(nóng)民轉(zhuǎn)移性收入影響并不顯著,也進(jìn)一步解釋了主產(chǎn)區(qū)內(nèi)“糧財(cái)?shù)箳臁钡默F(xiàn)實(shí)狀況。N＝682

根據(jù)前文理論分析,本文接下來重點(diǎn)檢驗(yàn)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(jí)層面的控制變量之后,由列(4)、(6)可知,交互項(xiàng)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(huì)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(shí)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(qiáng)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(jì)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(jì)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(jìn)了增產(chǎn)的同時(shí),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(shí)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(shí)現(xiàn)。

與此同時(shí),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(jì)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(huì)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(yàn)

為保證表2中估計(jì)結(jié)果的真實(shí)性與有效性,本文還需對共同趨勢假定進(jìn)行驗(yàn)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(xiàng)系數(shù)βt進(jìn)行聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)。由表3列(1)可知,糧食主產(chǎn)區(qū)政策干預(yù)前各時(shí)期交互項(xiàng)系數(shù)βt的F統(tǒng)計(jì)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(dòng)趨勢接近相同。為了檢驗(yàn)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(shí)間線性趨勢,在前文式(2)的回歸中加入省份與時(shí)間交互項(xiàng),在一定程度上緩解實(shí)驗(yàn)組與對照組因時(shí)間趨勢差異所引致的估計(jì)偏誤①為了控制各省份的時(shí)間線性趨勢,本文在前文式(2)的基礎(chǔ)上加入省份與時(shí)間交互項(xiàng),具體表達(dá)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(shí)間趨勢項(xiàng),交互項(xiàng)Provin i×T 表示各省份的時(shí)間線性趨勢。。檢驗(yàn)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(jì)量依然不顯著,這與列(1)檢驗(yàn)結(jié)果一致。綜上所述,政策干預(yù)前13個(gè)糧食主產(chǎn)區(qū)省份與其余省份的農(nóng)民收入的變動(dòng)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(jì)系數(shù)聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)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(jìn)行了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn),估計(jì)結(jié)果見表4。基于此,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(gè)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(jì)年鑒1997-2003年數(shù)據(jù)整理可得,13個(gè)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(jìn)一步計(jì)算糧食主產(chǎn)區(qū)政策實(shí)施后13個(gè)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(jì)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(gè)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(gè)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(gè)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(gè)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(jìn)行排序,其中上海、北京兩個(gè)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(jìn)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(jì)結(jié)果與表4列(3)、(4)基本一致,限于篇幅估計(jì)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(diǎn)關(guān)注的交互項(xiàng)前系數(shù)βt的符號(hào)和顯著性與前文估計(jì)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(yàn)結(jié)果

五、機(jī)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(shí)現(xiàn)了農(nóng)民“增產(chǎn)增收”,那么其具體的影響機(jī)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(jī)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(jī)制的作用方向與解釋力度,估計(jì)結(jié)果列于表5。

表5 機(jī)制分析回歸結(jié)果

表5列(1)的估計(jì)結(jié)果顯示,本文關(guān)注的交互項(xiàng)前系數(shù)顯著為正,這表明糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立顯著擴(kuò)大了農(nóng)民土地經(jīng)營規(guī)模,進(jìn)一步反映糧食主產(chǎn)區(qū)政策達(dá)到了為保障國家糧食安全而擴(kuò)大農(nóng)村土地經(jīng)營規(guī)模的政策要求。列(2)、(3)的估計(jì)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(shí)也與工資性收入顯著負(fù)相關(guān),這與上述理論一致。進(jìn)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(xiàng)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(kuò)大土地經(jīng)營規(guī)模而實(shí)現(xiàn),與此同時(shí),糧食主產(chǎn)區(qū)設(shè)立也將通過擴(kuò)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(jì)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(kuò)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(jià),故使得土地規(guī)模經(jīng)營對農(nóng)民總收入無顯著影響。

進(jìn)一步地,本文采用Gelbach[37]的做法計(jì)算路徑機(jī)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(jī)制進(jìn)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(kuò)大。這說明,土地經(jīng)營規(guī)模的擴(kuò)大所產(chǎn)生的規(guī)模經(jīng)濟(jì)性在實(shí)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(shí),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(kuò)大土地經(jīng)營規(guī)模而實(shí)現(xiàn)的。這進(jìn)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(qiáng)調(diào)的是,培育、發(fā)展職業(yè)農(nóng)民是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化轉(zhuǎn)型、擴(kuò)大農(nóng)業(yè)收益的現(xiàn)實(shí)需求和必要舉措。整體而言,本文所選取的影響機(jī)制具有較強(qiáng)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(shí)驗(yàn),在促進(jìn)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(shí)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(dá)到了532.567元/人,使得農(nóng)民總收入變化并不顯著。(3)機(jī)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(kuò)大土地經(jīng)營規(guī)模而產(chǎn)生,但規(guī)模擴(kuò)張會(huì)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(jì)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(jìn)程中務(wù)農(nóng)機(jī)會(huì)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(huì)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(jìn)一步帶動(dòng)農(nóng)民總收入的實(shí)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(xiàn)。(2)長遠(yuǎn)來看,要繼續(xù)堅(jiān)持、完善土地規(guī)模經(jīng)營及相關(guān)社會(huì)化服務(wù)配套體系和信貸支持體系,進(jìn)一步做大政策引導(dǎo)下農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)收益,使農(nóng)民家庭經(jīng)營性收入獲得更大提升。同時(shí),面對較高的務(wù)農(nóng)機(jī)會(huì)成本,短期內(nèi)還需通過農(nóng)業(yè)補(bǔ)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(jìn)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(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟(jì)的需要,鼓勵(lì)農(nóng)民職業(yè)分化,在培育新型職業(yè)農(nóng)民以實(shí)現(xiàn)糧食生產(chǎn)的專業(yè)化、職業(yè)化的同時(shí),將農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)第二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移,通過幫助其實(shí)現(xiàn)“市民化”身份轉(zhuǎn)變和輔之以完善的社會(huì)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(shí)基礎(chǔ),也有助于打好鞏固“增產(chǎn)增收”的政策組合拳,實(shí)現(xiàn)農(nóng)民總收入穩(wěn)步提高。