城鎮化與農業補貼績效

陳有華 張壯

關鍵詞：農業補貼;戶籍制度;城鎮化;經濟發展;收入差距

中圖分類號：

收稿日期：2020-11-28

作者簡介：陳有華（1984-），男，江西瑞昌人，華南農業大學經濟管理學院副教授，廣東省珠江學者，經濟學博士，研究方向：農業與食物經濟;張壯（1996-），本文通訊作者，男，湖北天門人，華南農業大學經濟管理學院碩士研究生，研究方向：農業政策與理論、勞動經濟。

基金項目：國家社會科學基金重大項目，項目編號：20&ZD117;廣東省哲學社科規劃項目，項目編號：GD2018CYJ01;廣東省高校珠江學者崗位計劃項目“食物經濟與管理”，項目編號：GDUPS2019;廣東省自然科學基金項目，項目編號：2021A1515011960。

一、問題的提出

受到新馬爾薩斯學派學者布朗的影響，中國學者在農業發展問題上，過度強調了糧食自給自足的問題，而忽視農業發展路徑與生產力發展的問題[1]。相應地，農業補貼政策在中國受到了高度重視。據統計，中國農業補貼金額從2004年到2014年實現超過10倍的增長，中國農戶所得到補貼占到了收入的3%左右[2]。強有力的農業補貼政策保證了中國糧食的安全，2004年到2015年間，中國糧食實現了“十二”連增。但是，農業補貼的推動作用能否持續，能否持續促進公平，改善效率呢？

將農業補貼放在城鄉二元結構的特殊背景下進行考察，可發現其政策效果存在著極強的不確定性。第一，農業產值占比低，而農村人口多的現實，決定了農戶人均的補貼不可能太多，形成激勵不可能太大[3]。第二，非農收入是農民收入的主要來源，農業補貼造成了勞動力在第一產業的滯留，實際上干擾了產業發展的客觀規律，間接減少了農民的收入[4]。第三，即便農業補貼的持續擴張實現了生產的強大激勵，但依靠單一要素強投入的方式也必然要面臨邊際報酬遞減的結局，農民的增收依舊面臨困境[1]。

理論上講，城鎮化能成為解決農業補貼困境，實現帕累托改進的最佳方式。首先，通過城鎮化實現農業人口向非農人口的轉移。這樣，具有增收潛力的農戶最大限度地提高了自身收入，同時也利于將其人力資本優勢轉化成第二產業與第三產業的增長動力。其次，沒有轉移的農戶，由于農業從事人數的下降，他們獲得的補貼也會相應地增加，形成的生產積極性更高;同時，農村人口的減少，也將伴隨著土地的規模化與集約化程度的加強。

上述推論首先在中國的宏觀數據層面上得到了支持。從中國農村的宏觀數據上看，中國的農業財政支出占總財政支出的比重平均在10%左右（如圖1），這說明農業補貼政策的持續性。2000年之后的糧食單產增長率則逐漸趨于0，而中國農用化肥要素施用量增長率多數年份在糧食單產增長率之上，即投資的增長率已經高于了產出的增長率，說明單位土地上中國糧食增產能力可能已經飽和;盡管糧食增產能力有限，但1990年到2016年，第一產業人員占總就業人數比重與鄉村人口占總人口的比重依舊較高（由圖2可知），這說明中國農村勞動力的流轉相對滯緩。

造成農村勞動力流轉滯緩主要的原因在于，中國存在強大的戶籍制度約束[5-6]。該制度將農村人口的社會福利與保障（如住房、教育、醫療、養老等）嚴格排除在體制之外，是造成中國城鄉二元結構的根本原因。當前戶籍制度約束已經成為農民增收的桎梏，圖3表明，工資性收入成為當前農民收入的主要來源，占到了40%左右，經營性收入占到了30%左右。從2013年到2017年，農戶收入來源的占比構成基本沒有發生任何變化，這說明中國農戶的增收方式是穩定的、單一的、僵化的。

反映到宏觀經濟層面上，戶籍約束則成為當前中國收入差距擴大與經濟增長滯緩的重要因素②。一方面，中國城鄉收入差距的“剪刀口”在2008年之后有所抑制，但是還存在很大的改進空間;另一方面，人均GDP的增長已從2007年的20%以上回落到2012年后的10%以下，人均GDP的增長進入了相對滯緩的階段。另外，從產業結構上看，第二產業與第三產業是國民經濟的支柱，占到整體經濟的份額約為95%，第一產業的比重占到的份額穩定為5%左右，2014年之后，第三產業的貢獻率超過第二產業的貢獻率，成為貢獻率最大的行業。與之對應，中國也經歷了一場勞動力的產業轉移，第一產業從業人員開始逐步下降，第三產業從業人數顯著上升。但是，第一產業從業人數同第二產業人數基本一致，這與兩大產業分支所起的實際貢獻率完全不對等。在某種程度上講，戶籍制度導致農村剩余勞動力的流動性約束，從整體上影響了中國的農業發展與工業化進程。

上述觀點或推論在本文實證部分得到強化：（1）在戶籍制度成本存在的情況下，農業補貼依然能夠促進收入公平，但是效果的大小取決于城鎮化水平;農業補貼會抑制經濟發展，但是當城鎮化水平極高的情況下這種影響會消失。（2）?農業補貼之所以抑制經濟發展，是因為其增收效應已經進入臨界點，無論其與第一產業交互，還是與第二產業交互，都無法顯著促進經濟發展。（3）在戶籍制度成本不存在的情況下，農業補貼能夠兼顧公平與效率，并且城鎮化從中可以起到很好的調節作用。

二、文獻述評與理論分析

為了保證國家的糧食安全，絕大多數國家都在不同程度上實施了農業補貼政策，但農業補貼在經濟發展中的作用一直備受爭議[9]。反對者出于效率的考慮，強調農業補貼的政治利益[10-11]與市場扭曲[12];支持者基于公平的考慮，重視發揮農業補貼對農業生產弱勢地位的改善作用[13]。但農業補貼如何兼顧公平與效率的問題較少有人進行深入。

農業補貼會縮小城鄉收入差距嗎？該問題從兩個相反的角度進行分析：（1）農業補貼可以成為農戶收入的直接來源，可以調動農戶生產積極性，提高農民、農村的收入?[2，14-16]，縮小城鄉收入差距。（2）農業補貼對農戶的吸引，可能構成城鎮化的強大阻力[17]，農民自愿失去進城務工的機會，這樣可能造成占農戶收入里最大份額的非農收入丟失，從這個角度上講，農業補貼又對農村的實際收入增長沒有實質性作用[18]。

農業補貼會提升國家的經濟發展水平嗎？一般意義而言，在第一產業相對于第二產業處于弱勢地位的時候，農業補貼就會加大[19]。但是這種保護也可能導致勞動力的第一產業與第二產業勞動力的爭奪，以至于阻礙經濟的發展。因此，一個普遍的經驗事實是，當一國的農業勞動力比例下降到6%-8%或者農業產值比重下降到4%的時候，農業保護水平才會開始，相比之下，中國的農業補貼可能開始得過早[1]。但這也并非是金科玉律。即便在臨界點之后，也有國家繼續實行農業保護政策（如日本）。Hayami（1988）[19]與Anderson?&?Hayami（1986）[20]的研究就是建議在臨界點水平發生之后繼續加強農業補貼，以提高缺乏農業比較優勢的國家的生產效率。事實證明，他們所提的這種觀點在許多國家得到了經驗數據的驗證。

有學者抨擊了中國的農業補貼政策。如林毅夫（2003）[4]認為，中國政府需要實行的是農村稅費減免，加強農村基礎設施建設，拓寬農戶非農收入的增長途徑，而不是加強農業補貼。也有不少研究表明，中國的農業補貼政策對經濟增長的貢獻并不明顯。蔡昉和王美艷（2016）[1]的經驗研究表明，中國農業生產已經出現了資本邊際報酬遞減，而勞動邊際報酬遞增的現象。高鳴和宋洪遠（2015，2017）[2-3]的研究也表明，中國糧食生產存在明顯的效率損失，依靠資本替代勞動的方式已經行不通了。上述經驗事實表明，依靠農業補貼維持的單一要素強投入的方式，已經無法促進中國農業產量的繼續抬升，甚至可能誘發由此產生的外部性，即環境污染與土地貧瘠化的雙重危機?[13]。當前，中國農業發展迫切需要進行規模化變革[21]，否則依靠資本要素強投入的農業發展將走向終結[22]。但也正如林毅夫（2003）[4]所說，一旦中國實行農業補貼，那么就不再存在取消的可能性。

如何能夠通過某種途徑，保證農業補貼政策的有效性，研究自然地想到了城鎮化。當然，需要注意的是，本文所講的城鎮化不是農業人口向非農人口的強制政策干預所導致的虛假“城鎮化”，而是一個自由流動的過程。虛假“城鎮化”可能表現為兩個方面：（1）盡管允許農村戶籍人口向城市戶籍轉變，或是實行了統一居民身份改革，但是城市戶籍所享受的社會保障與福利，原農村戶籍者無法享受。（2）農村人進城之后，身份的變更，只是在統計上縮小了城鄉差距，實質上農民不僅會面臨失去農業補貼的風險，而且面臨失去土地承包經營權的風險，更面臨極高市民化成本的考驗。城鎮化推進一定是尊重市場規律的流動，是農戶自愿的流動行為。為了實現這樣的自然流動，政府需要加強財政投入，推進市民化進程，加強鄉村基礎設施建設，推進城鄉一體化進程。這是本文研究的一個關鍵假設。

為了進一步說明農業補貼的效果，研究構建了基本的理論模型。

根據Shen（2009）[23]、沈凌和田國強（2009）[24]的研究，研究假定：（1）一個經濟中的平均財富為VV>0，由農村人r與城市人u進行分配，其中農村人分得的財富數量為Ar，城市人分得的財富數量為Au。（2）該經濟體中，農村人占比為β，則城市人占比為1-β，β由戶籍制度加以決定，0<β<1。（3）該經濟體中，農村人的收入占比為d，d可以由國家的轉移支付政策（如農業補貼）發生伸縮，0

Ar=dVβAr+1-βAu=V→Au=1-dβ1-βV

根據假定，研究可以基本勾畫出該經濟體中反映收入分配情況的洛倫茲曲線（如圖4）。

縱軸從0到1表示收入從低到高進行排列后的百分比，橫軸從0到1表示與縱軸對應的人口所占百分比。上三角形AOB的面積表示不平等的面積，大三角形ABC面積表示完全不平等的面積，兩個三角形的面積之比可以計算得到基尼系數：

Gini=SAOBSABC=1-12dβ+121-d+d1-β1×1×12=β1-d

推論1：通過基尼系數的計算，可知農業補貼的強化，可以降低收入分配差距，但農村人口比重會抑制該效應，因此，城鎮化能夠強化農業補貼的公平效應。

使用陸銘等（2019）[10]提出的空間均衡思想，即人口區域流動的均衡狀態是，各個區域的人均產出相等。考慮流動成本C后，該模型可以表示為：

ArL-Lu=AuLu-Cβ，d，Lu

其中，C=Cβ，d，Lu，?并且Cβ>0，Cd>0，CLu>0，C因為城市人口Lu而擴大管理成本，因為β而擴大戶籍制度成本，因為d而擴大農業補貼制度成本，戶籍制度與農業補貼制度都能夠抑制農村剩余勞動力的流動。研究考慮兩種情況：

（1）存在制度成本，人口的流動只能依靠戶籍規定，即：

L=Lu+LrβL=LrdVL-Lu=1-dβ1-βLuV-Cβ，d，Lu

為放松參數約束，令C（β，d，Lu）=L（dβ-1），解得：

Vd=-β/βdβ-1211-β2+dβdβ-12<0

推論2：存在制度成本的情況下，農業補貼一定會抑制經濟發展，但是這種負向影響會隨著城鎮化的深入得以改善。如當城鎮化水平1-β→1時，農業補貼對經濟的抑制作用就會消失。

（2）不存在制度成本，此時只存在管理成本，人口的流動不依靠戶籍規定，即：

dVL-Lu=1-dβ1-βLuV-CLu

解得：

V=CLu1-dβ1-βLu-dL-Lu

令ωd=1-dβ1-βLu-dL-Lu，則ωdd=-β1-βLu-1L-Lu<0。

解得Vd=-CLuωddω2d>0，2Vdβ=-Vd1-β2Lu>0

推論3：不存在制度成本時，農業補貼的增加會增加國民收入，而且這種影響仍然可以通過城鎮化得到強化。

推論1到推論3都說明，要發揮農業補貼的公平效應與效率效應，就必須深入推進城市進程與戶籍制度變革，避免農業補貼政策的負外部性對經濟造成長久的抑制效應。

三、實證研究分析

（一）數據來源與變量選擇

本文研究所使用的數據來自《中國統計年鑒》與《中國農村統計年鑒》公布的2007年—2018年中國31省（含4個直轄市）的宏觀經濟與農業發展指標相關指標。（1）經濟發展水平（lpergdp），相比國民生產總值，使用人均國民生產總值作為經濟發展的指標，扣除了人口因素，以便能夠更為全面地反映經濟發展的狀況。（2）城鄉收入差距（Tai），?區別于鐘寧樺（2011）[25]，蔡昉（2003）[18]等人使用城鄉收入比的做法，本研究使用泰爾指數作為城鄉收入差距的度量指標。具體原因如下：（a）較基尼系數而言，泰爾指數更容易計算;（b）泰爾指數具有完全可分解性質，可以從城市內部不均等、農村內部不均等以及城鄉三個差異衡量社會的不均等[26];（c）泰爾指數與其他經濟指標具有高度的相關性[27]。泰爾指數的具體計算公式如下：

Theil=∑2i=1IiIlnIiIPiP

其中，I表示城鄉收入總額，Ii表示城市或農村的收入，P表示城鄉人口總和，Pi表示城市或農村的人口數，i=1表示城市，i=2表示農村。（3）農業補貼（agri），這里農業補貼在《中國統計年鑒》中缺失較為嚴重，因此使用不同省份財政用于農、林、水的支出占當年財政預算總支出的比作為衡量指標。這樣做既可以消除時間趨勢，同時又體現了不同省市對農業補貼的重視程度，這與陸銘等人（2004）[28]的指標選取具有一致性。（4）城鎮化水平，城市人口占城鄉總人口的比重。（5）人力資本水平（lhighsch），選取省市對應年份的高中畢業生人數度量人力資本水平，陳斌開等（2009）[29]的研究表明，基礎教育能夠有效地縮小城鄉差距。（6）對外貿易（rexport）程度，將進出口總額換算成人民幣單位，然后除以國民生產總值作為衡量指標。（7）第一產業比重（intri1），用于衡量農業發展程度。（8）第二產業比重（intri2），用于衡量工業化程度。（9）產業結構（struc），按照鐘寧樺（2011）[25]的做法，用第三產業比重除以第二產業比重。（10）城鄉收入差額（lgap），用城市可支配收入減去農村可支配收入，然后取對數。

如圖5，將主要變量在時間軸上展示出來。可知農業財政支出占比約為10%左右，近幾年該比例有所上揚，這同國家統計局所公布的數據大抵一致;中國的城鎮化水平處于直線上升的狀態，到2019年，我的城鎮化水平達到了60%左右，這也符合中國統計事實，也有不少人指出這樣的城鎮化水平是被高估了③，但是為了測量變量的方便，大多數研究還是應用城鄉常住人口比作為衡量指標;第一產業GDP占比與第二產業GDP占比同中國統計局數據具有一致性;中國的泰爾指數下降幅度明顯，特別是2013年之后，泰爾指數更是下降到了10%以下，這說明自2013開始的精準扶貧政策具有明顯的效果。

考慮到變量的時間趨勢對回歸結果造成的潛在影響，研究對所有變量都進行了平穩性檢驗。表1的結果表明，所有變量都通過了面板單位根檢驗，即所有變量不包含單位根，可以直接進行平穩性面板回歸分析。

（二）內生性問題討論

使用固定效應模型與帶工具變量的固定模型討論本研究可能存在的內生性問題：

首先，使用雙向固定效應模型：

yit=xitβ+Citη+ui+λt+εit

這里的yit為人均GDP和泰爾指數，xit為農業補貼，β為其對應系數向量，Cit為控制變量，η為其對應系數向量，?ui為個體固定效應，λt為時間固定效應，εit為個體擾動項。進行組內去均值后：

Δyit=Δxitβ+ΔCitη+Δεit

時間效應與個體固定效應被消除，此時考慮到農業補貼可能受到人均GDP與泰爾指數的反向影響，同樣使用固定效應模型，有：

Δxit=Δyitγ+ΔPitψ+Δ∈it

聯立Δyit與Δxit后，再根據ΔCit與ΔPit的外生性，Δεit與Δ∈it的正態性，可得：

CovΔyit，Δεit=EΔyitΔεit-EΔεitEΔyit=ψEΔ∈itΔεit+ηEΔεit21-ηψ≠0

可知存在著內生性問題，此時使用最小二乘法進行估計：（1）使用工具變量zit對xit進行輔助回歸Δxit=θΔzit+φΔcit+uit，得到擬合值Δit;（2）Δyit對Δit以及控制變量回歸后，得到了2SLS統計量η2SLS;（3）當n→SymboleB@

時，2SLS統計量具有漸進正態性質，滿足有效工具變量條件時，Eη2SLS-η=0，但此時使用兩部最優GMM方法更能適應擾動項異方差與截面相關的問題。（4）在工具變量條件滿足后，使用Hausman檢驗內生性問題，其原假設是，使用工具變量后的系數同使用前的系數不存在顯著差異。

本文的重點任務是識別農業補貼對效率與公平的影響。研究需要考慮的內生性主要來自雙向因果。因為模型中，為緩解控制擾動項中與被解釋變量的相關性，研究已經控制了能夠控制的相關經濟指標，研究更為關心的是經濟發展水平與地區城鄉收入差距會不會反向影響農業補貼力度。為了排查論文的內生性問題，研究做了兩步工作。

第一，用面板回歸考察了經濟發展與城鄉收入差距對農業補貼的影響，結果是影響系數均沒有在5%或1%的顯著性水平下顯著，可以認為經濟發展與城鄉收入差距對農業補貼沒有影響。

第二，用農業補貼每兩年的均值作為工具變量，用以表征農業補貼的慣性。用該變量作為表征的原因在于，農業補貼政策盡管是國家規定，但是地方依舊有一定的調整權力，因此過去的支持慣性在一定程度表示當地對農業的重視程度，同時研究將農業補貼在時間上進行平均，也體現了重視程度的變化過程，農業補貼慣性對經濟發展與城鄉收入差距的重要影響已無需多言，即工具變量的內生性條件是滿足的。而與此同時，農業補貼的慣性作為一種政策傾向，一定會受到經濟形勢的沖擊。但幸運的是，研究控制了經濟形勢指標，同時也將個體決策等人為特征，使用固定效應模型予以消除。此時農業補貼慣性對經濟發展與城鄉收入差距的影響只能通過農業補貼作為唯一的通道，即工具變量的外生性條件也是滿足的。

研究的內生性問題檢驗與識別結構如表2所示。使用兩部最優GMM方法估計使用工具變量后的結果，同時使用Hausman檢驗標準考察本研究的內生性隱患。兩部最優GMM方法中，過度識別的Anderson?LM統計量在1%的顯著性水平上拒絕了原假設，即認為工具變量不存在識別不足的問題，弱工具變量檢驗的Cragg-Donald?Wald統計量遠遠大于16.38（Stock-Yogo?weak?ID?test?critical?values：?10%?maximal?IV?size），即研究選擇的工具變量不存在弱工具變量的問題。但是，?Hausman檢驗的結果表明，使用工具變量回歸的結果與普通面板OLS回歸的結果沒有顯著的差異，即本文不存在內生性問題。此時，為了得到更有效率的估計量，應該選擇面板OLS模型。

其實，沒有檢測到內生性問題是完全符合現實情況的，在中國，農業補貼的量化制度是由國家政策發布后，獲得農業補貼的農戶可以直接在儲蓄賬戶領取[31]，省級層面操作的空間比較有限。

（三）農業補貼對經濟發展的影響

使用Koenker（2004）[32]所推廣的面板分位數回歸模型：

Qyitτxit=αi+xitβτ+eit

其中t為時間維度，i為個體維度，αi為不隨時間變化的個體固定效應項，τ表示分位點，xit為自變量向量，eit為個體隨機擾動項，Qyit為對應分位點τ的子樣本因變量向量。

Koenker（2004）[32]認為個體固定效應項需要與因變量的條件分位數相對應，為了更好地估計分位數方程，應將傳統的高斯懲罰項替換為∑ni=1αi，以便具有更優良性質的算法與統計特征。即：

minα，β{∑qk=1∑Tt=1∑Ni=1wkρτkyit-αi-xTitβτk+λ∑ni=1αi}

其中ρτu=uτ-Iu<0表示線性分段分位數損失函數，I*表示指示函數，條件成立時取1，不成立時取0;權重wk控制q分位數τ1，τ2……τq對參數的αi估計值的相關影響，λ為調整系數。當λ=0時，得固定效應模型的估計;當0<λ

時，得到的是固定效應的懲罰估計;當λ→SymboleB@

時，個體效應不存在。為了獲得更為精確的系數與更為穩健的標準誤，本文的參數估計使用Markov?Chain?Monte?Carlo（MCMC）方法進行。

使用分位數回歸估計農業補貼對經濟發展的影響（如表3）。很明顯可以看出，農業補貼對經濟水平處在各個分位點的省份均具有顯著的負向影響，即農業補貼的經濟推動作用違背了補貼政策的初衷，農業補貼成為抑制經濟發展的一個重要原因。相比農業補貼，城鎮化水平對經濟發展的貢獻較為均勻，城鎮化水平的影響系數大概平均在2.5左右。高中教育質量對經濟發展的影響系數為負，這與預期相反，可能是因為更高的人力資本要求導致的。對外貿易程度對高分位點省份的正向影響總體大于中低分位點的省份，也是造成人均GDP省級分布不均勻的重要原因。

（四）農業補貼對城鄉收入差距的影響

使用分位數回歸估計農業補貼對城鄉收入差距的影響（如表4）。可知農業補貼對緩解城鄉收入差距的影響很大，總體而言，泰爾指數越高的地區，系數的絕對值越來越大，農業補貼的抑制效應越來越強。相比農業補貼，城鎮化的抑制作用對20%-60%分位點的省份影響較為相對穩定，系數約為1.1左右，但是對較高分位點省份的抑制作用相對更小。高中教育質量對緩解城鄉收入差距作用也很明顯，泰爾指數越高的地區，系數的絕對值越來越大，抑制效應越來越強，經濟發展水平也有同樣的效果，這同陳斌開（2009）的結論具有一致性。對外貿易程度與產業結構都加劇了城鄉收入差距。

（五）機制分析

根據前面的分析，研究已經了解到農業補貼可以明顯地抑制貧富差異，但是農業補貼卻又明顯地拉大了經濟發展差距。

首先，解釋農業補貼為何緩解了城鄉收入差距。表5的回歸表明，農業補貼對收入有著刺激作用，但同時也對城鎮化產生了抑制的作用，而且對農民可支配收入的刺激作用大于了對城鎮化的抑制作用。回顧理論分析部分所講的兩種相反的機制，研究認為，盡管農業補貼既促進農民的增收⑤，但同時也阻礙了城鎮化⑥，即前面所說的機制都是成立的，但是很明顯的是，農業補貼的增收效應明顯大于了對城鎮化的阻礙作用，即綜合效應而言，農業補貼是通過促進農民增收而縮小了城鄉差距。盡管相關研究表明農業補貼阻礙了城鎮化的進程，但是中國城鎮化的根本阻礙在于戶籍制度的約束。原因在于：（1）農業補貼相對農民獲得的非農收入而言，顯得微不足道，非農收入已經成為農戶收入的主要來源，理性的農民不會為了農業補貼而放棄可觀的非農收入支持⑦。（2）那些不愿意進行城鎮化的農民，主要是考慮到城鎮化后的成本太大，缺乏社會保障支撐⑧，同時加上對土地安全性的考慮，畏懼自給自足的生活狀態被打破。盡管農業補貼能夠成為農戶城鎮化的阻礙，但是這種阻礙力量相對過小，政府更需要做的是深化戶籍制度改革，實現城鄉基本公共服務的均等化，推進城鎮化進程，調動農業補貼與城鎮化對繁榮與穩定經濟的積極作用。

不過，也需要指出的是，根據研究對農業補貼年度增收效應的估計（如表6），相比2007年，農業補貼所維持的收入增長效應在2013年之后已經變得非常顯著，但是也不得不指出的是，這種增長效應已經收斂，基本固定為0.9-1.0左右。預計中國農業補貼的收入效應可能已經達到最高點，未來極有可能回落。因為中國的作物單產已經穩定，生產效率在短期間也不太可能提升，實現農村收入增長，只能依靠城鎮化促進勞動力流轉，獲得更多的非農收入支持。

其次，解釋為什么農業補貼抑制經濟發展。根據中國統計局數據，盡管第一產業的GDP貢獻率明顯小于第二產業在GDP貢獻率，但是它們卻占有基本相同的產業從業人員，即產業貢獻與從業人員數量嚴重不匹配。表5的結果表明，農業補貼顯著了抑制了第二產業的發展，但同時又刺激了第一產業的發展，即說明農業補貼也是造成產業貢獻與從業人員數量嚴重不匹配的重要原因。潛在的機理是，農業補貼確實造成了農業與非農產業勞動力的爭奪，最終抑制了經濟的發展。

（六）如何走出農業補貼困境？

1.實施農業補貼與城鎮化并進的政策

已有部分研究表明農業補貼會產生第一產業吸引力，抑制勞動力的流轉，抑制城鎮化的進程（Huang?et?al.，2020），該結論在本文研究中同樣得到了證明（如表5）。而本文通過在原定方程中加入城鎮化與農業補貼的交互項，通過實證再次說明，城鎮化途徑能夠有效地保證農業補貼實現經濟發展與穩定的雙重目標（如表7）。

根據Panel?1可知，城鎮化與農業補貼的交互項拉動了中等分位數水平的經濟發展水平，同時對低分數水平的省份作用要大于高分數水平的省份。交互項不僅對各個分位數水平上的人均GDP都有顯著的促進作用，而且起到維持區域發展協調的功能，即大力拉動中等發展水平省份的經濟發展水平，調節高度發展省份與欠發達省份之間的經濟發展差距。根據Panel?2可知，城鎮化與農業補貼的交互項可以十分顯著地抑制城鄉收入差距，而且城鄉收入差距越嚴重的省份，抑制效應越強。

2.考慮產業結構后的政策調整

鐘寧樺（2011）研究表明，農村工業化對經濟發展的貢獻已經微乎其微，依靠城市工業化才能真正促進中國經濟發展。而表5的回歸結果已經充分說明了農業補貼導致了中國產業貢獻與從業人員比例的失衡，研究通過加入在原本回歸的基礎上，加入農業補貼與第一產業比重、第三產業比重的交互項，繼續驗證了這種觀點。表8的Panel?1-Panel?4回歸結果表明，農業補貼與第一產業比重的交互、農業補貼與第二產業比重的交互，都不能夠有效緩解城鄉收入差距問題，而且可能還會繼續抑制經濟發展，這在大多分數水平上的省份都得到了充分的驗證。以往中國的經驗事實已經也表明了區域經濟發展差異的客觀現實。

是否農業補貼抑制經濟發展、擴大城鄉收入差距的命運不可避免呢？根據研究前面的分析，城鎮化會是實現農業補貼績效的有效途徑。研究假定，城鎮化、工業化與農業補貼可以同時推進，為此，研究在保留原本兩兩交互的基礎上，加入城鎮化、工業化與農業補貼交互項，Panel?5與Panel?6的回歸結果表明，三種政策同時執行至少惠及了處于20%至80%分位點的省份的經濟發展（這比農業補貼與城鎮化同時進行的效果更好）。這說明，在保持農業補貼的基礎上，深入推進城鎮化與工業化是改變農業補貼績效扭曲、實現帕累托改進的重要手段。

四、結論與建議

戶籍制度約束下，農村剩余勞動力無法實現正常流轉，農業補貼的作用可能會被稀釋，最終無法實現增效率與促公平的雙重目標。基于31省（包括直轄市）2007—2018年的面板數據的實證研究，本研究認為，農業補貼能夠保證緩解省際內部的城鄉差異，但是農業補貼不僅不能促進人均GDP的增長，甚至還會擴大省際間的差異，這意味著農業補貼存在明顯的效率損失。另一方面，農業補貼刺激了第一產業的發展，但是也抑制了第二產業發展，并且通過這種方式帶來的增收效應已達最大值的臨界階段，即便之后有再大的農業補貼支出，也難以實現更大的效應。

但本文的研究也為解決農業補貼困境提供了新的思路。在城鎮化的強力拉動下，農業補貼能夠兼顧公平與效率，在城鎮化與工業化的雙重推進下，農業補貼能夠最大限度地實現公平與效率的統一。本研究具有積極的現實意義：政策制定者既要看到中國糧食問題的重要性，也要看到資本邊際遞減與農民增收的困境，以及農業規模化的需要。最強有力的措施就是，實行有效的城鎮化與工業化，維持農業補貼，通過改變分子來提升農業補貼的生產激勵作用，通過土地的規模化經營提升農業補貼的增產增收功能，以縮小城鄉差距，提高經濟發展水平。

注釋：

①?本研究圖1、圖2與圖3的所使用的數據均來自《中國統計年鑒》與《中國農村統計年鑒》。

②?Sicular?et?al.（2007）[7]認為城鄉收入差異中將近77%的貢獻來自于戶籍制度約束，萬海遠和李實（2013）[8]的研究表明，即使是戶籍制度所造成的職業選擇歧視，也能解釋城鄉收入差異3.5%的貢獻。

③?比如陶然與徐志剛（2005）[30]認為，官方統計的城鎮化率中還包括失地的農民以及在城市流轉工作超過6年的農村戶口勞動力。

④?“m_V”意味著變量V按省份進行平均，m_lpergdp的坐標在右軸展示，其余所有變量都在左軸展示。

⑤?農業補貼對農村可支配收入具有正向影響效應，但該系數并不顯著，這與陳飛（2016）[33]、周振（2016）[34]基于農戶的微觀證據的結論一致，只有顯著性有所不同，這可能是由于本研究的小樣本導致的。

⑥?盡管該系數不顯著，但這與Huang?et?al（2020）[17]的結論具有一致性，只是他們使用的是縣級面板數據，所以在標準誤上略有差異。他們認為，研究發現，農業補貼使中國每年農業勞動力外流減少了68萬人（95%的置信區間為0.67-0.69），約為抽樣期間觀察到的每年農村向城市移民總數的5.7%。但是這相比中國的流動人口規模2.4億，折算出的系數為0.0028，也接近本文估計的系數0.002。

⑦?由于現代工業的生產效率與單位工資要高于農業部門，所以勞動力自然地從傳統農業部分流向工業部門[35]，即便存在失業風險，只要預期收入高于農業經營活動的收入，這個過程也會持續[36]。

⑧?盡管當前很多中小城市已經放開了戶口限制，但是大城市的戶口限制依舊嚴格。但小城市并非是農民工的主要遷徙地，另外其提供的公共服務也十分有限。

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Urbanization?and?the?Performance?of?Agricultural?Subsidies

CHEN?You-hua，ZHANG?Zhuang

（School?of?Economics?and?Management，?South?China?Agricultural?University，Guangzhou?510642，China）

Abstract：Improving?efficiency?or?promoting?equity?is?the?focus?of?debate?on?agricultural?subsidies?policy.Through?the?model?construction?and?empirical?test，?this?paper?confirms?that?urbanization?is?helpful?to?achieve?a?win-win?situation?of?agricultural?subsidies?efficiency?and?equity.Based?on?the?analysis?of?provincial?panel?data?from?2007?to?2018，?the?study?found?that：?under?the?condition?of?registered?residence?system?cost，?agricultural?subsidies?can?narrow?the?gap?between?urban?and?rural?areas，?but?will?inhibit?economic?development，?and?this?inhibition?can?be?alleviated?by?the?deepening?of?urbanization.Based?on?the?objective?of?efficiency?and?equity，?the?current?reform?direction?should?be?to?further?break?the?registered?residence?system，?promote?population?urbanization，?and?give?play?to?the?positive?role?of?agricultural?subsidies，?to?provide?new?impetus?for?China′s?economic?development.

Key?words：agricultural?subsidies;?registered?residence?system;?urbanization;?economic?development;?income?gap

（責任編輯：鄭州）