要素稟賦、政策傾斜與我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)轉(zhuǎn)型
——基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)

于偉詠，朱麗

(1.貴州財(cái)經(jīng)大學(xué) 公共管理學(xué)院，貴州 貴陽 550025；2.貴州財(cái)經(jīng)大學(xué) 人事處，貴州 貴陽 550025)

實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)轉(zhuǎn)型是我國(guó)從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)國(guó)家轉(zhuǎn)變?yōu)檗r(nóng)業(yè)現(xiàn)代化國(guó)家的重要途徑，也是實(shí)現(xiàn)“四化”協(xié)調(diào)融合發(fā)展、構(gòu)建“兩型”農(nóng)業(yè)的根本要求，促進(jìn)我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展由粗放、低效向集約、高效轉(zhuǎn)變，加快農(nóng)業(yè)供給側(cè)的數(shù)量、結(jié)構(gòu)和質(zhì)量等方面改革。自2004年實(shí)施農(nóng)業(yè)稅費(fèi)改革以來，我國(guó)陸續(xù)實(shí)施了糧農(nóng)直補(bǔ)、良種補(bǔ)貼、農(nóng)機(jī)購(gòu)置補(bǔ)貼、最低收購(gòu)價(jià)及獎(jiǎng)勵(lì)生產(chǎn)大縣等一系列扶持政策，旨在提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平和優(yōu)化糧食種植結(jié)構(gòu)，降低糧農(nóng)生產(chǎn)成本和風(fēng)險(xiǎn)，增加糧農(nóng)收入，以促進(jìn)糧食生產(chǎn)，穩(wěn)定糧食供給[1]?；诟鞯貐^(qū)農(nóng)地資源稟賦我國(guó)實(shí)施了有傾斜的扶持政策，逐漸加大資本投入和技術(shù)創(chuàng)新，2015年全國(guó)糧食總產(chǎn)量達(dá)到62 143萬噸，實(shí)現(xiàn)了“十二連增”，保證了糧食安全。但目前糧食生產(chǎn)仍面臨去庫存、降成本、補(bǔ)短板的難題，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率不高、收益偏低，農(nóng)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)不能滿足人們多樣化需求，資源硬約束日益加劇，面源污染問題凸顯，農(nóng)產(chǎn)品安全問題日益突出，不但弱化了消費(fèi)信心，還加大了生產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)。因此，需要加快實(shí)施農(nóng)業(yè)生產(chǎn)轉(zhuǎn)型，從技術(shù)和政策層面優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置。

本研究將政策傾斜界定為激勵(lì)政策和補(bǔ)貼政策，前者即為政府對(duì)主產(chǎn)區(qū)的獎(jiǎng)勵(lì)扶持政策，表現(xiàn)為區(qū)域上差異，后者為時(shí)序上差異，兩者共同對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)起積極作用。一是保證了糧食產(chǎn)量。農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)糧食產(chǎn)量、播種面積和資本投入都有顯著的正向影響[2]。二是提高了生產(chǎn)效率。短期內(nèi)生產(chǎn)性固定投資能夠提高機(jī)械化水平，長(zhǎng)期與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在均衡[5]，但機(jī)械化投入對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有滯后性[6]。三是調(diào)整了農(nóng)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)。包括了對(duì)小麥、水稻等大宗主糧實(shí)施的最低收購(gòu)價(jià)政策、中央財(cái)政專項(xiàng)安排的糧棉油糖高產(chǎn)創(chuàng)建支持政策等。研究指出價(jià)格支持和倒鉤補(bǔ)貼等主要政策工具對(duì)市場(chǎng)的干預(yù)和扭曲作用日益明顯[7]。四是保障農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全。農(nóng)藥補(bǔ)貼、測(cè)土配方補(bǔ)貼、有機(jī)質(zhì)補(bǔ)貼等都會(huì)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)起促進(jìn)作用，如李世杰等研究表明農(nóng)藥補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶安全農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)用藥意愿具有正向刺激作用[8]。

補(bǔ)貼政策也存在“失靈”情況，一方面表現(xiàn)為補(bǔ)貼效果弱化。原因包括直補(bǔ)規(guī)模偏小、補(bǔ)貼效能低、供應(yīng)鏈風(fēng)險(xiǎn)造成的“反向”牛鞭效應(yīng)、信息不對(duì)稱等[9]。另一方面表現(xiàn)為日益加重的環(huán)境問題。由于化肥要素市場(chǎng)扭曲導(dǎo)致化肥邊際產(chǎn)出與實(shí)際價(jià)格的偏離(Repetto，1987)，助漲了農(nóng)戶對(duì)化肥的過量施用。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)轉(zhuǎn)型包括在生產(chǎn)方式、生產(chǎn)結(jié)構(gòu)、生產(chǎn)能力和環(huán)境約束等方面，要素稟賦、政策傾斜可以使得農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、資本、土地等生產(chǎn)要素重新配置，為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)轉(zhuǎn)型帶來激勵(lì)效果[12]。

本研究基于2003—2017年全國(guó)31個(gè)省(市自治區(qū))面板數(shù)據(jù)，使用固定效應(yīng)模型分析要素稟賦、政策傾斜對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的影響。本研究的結(jié)構(gòu)安排如下：引言提出本研究所要分析的主題；第一部分對(duì)研究變量進(jìn)行說明，并基于理論分析提出研究假設(shè)；第二部分為模型構(gòu)建，對(duì)指標(biāo)變量進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)和比較；第三部分是基于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的機(jī)械化指數(shù)、種植結(jié)構(gòu)指數(shù)、復(fù)種指數(shù)和環(huán)境指數(shù)，探討要素稟賦、政策傾斜對(duì)其的影響因素的計(jì)量模型估計(jì)；第四部分為結(jié)論和政策啟示。

一、變量說明與研究假設(shè)

(一)變量說明

為深化研究要素稟賦、政策傾斜與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的關(guān)系，本研究從多維度來刻畫農(nóng)業(yè)生產(chǎn)轉(zhuǎn)型，選取了機(jī)械化指數(shù)、種植結(jié)構(gòu)指數(shù)、復(fù)種指數(shù)和環(huán)境指數(shù)，解釋變量主要討論勞動(dòng)力投入和資本投入，控制變量包括居民收入水平、區(qū)域經(jīng)濟(jì)水平、人口非農(nóng)化、產(chǎn)業(yè)非農(nóng)化、有效灌溉面積和農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格。

被解釋變量解釋如下：

①機(jī)械化指數(shù)：用地區(qū)單位耕地面積農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力表示。②種植結(jié)構(gòu)指數(shù)：用地區(qū)糧食作物與經(jīng)濟(jì)作物播種面積比表示。③復(fù)種指數(shù)：用地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總播種面積與總耕地面積比表示。④環(huán)境指數(shù)：用地區(qū)單位耕地面積化肥施用量表示，化肥施用會(huì)排放總氮、總磷，其單元產(chǎn)污強(qiáng)度與化肥用量的排放系數(shù)為正值(1)化肥總氮、總磷排放系數(shù)來自于賴斯蕓、杜鵬飛、陳吉寧2004年的研究結(jié)果。，由于考慮到排放的總氮和總磷在總污染中的權(quán)重不易確定，故本研究直接用單位耕地面積化肥用量表示化肥污染情況。

主要因素指標(biāo)解釋如下：

①勞動(dòng)力投入：以單位耕地面積投入的農(nóng)業(yè)從業(yè)人員表示。農(nóng)業(yè)目前在我國(guó)還屬于勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，仍大量存在傳統(tǒng)精耕細(xì)作生產(chǎn)方式，勞動(dòng)力投入對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有正向影響，與農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平呈替代效應(yīng)[13]，與化肥施用量也存在替代效應(yīng)。②資本投入：以單位耕地面積農(nóng)業(yè)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資表示，并根據(jù)平減指數(shù)以2000年不變價(jià)格進(jìn)行了折算。資本效應(yīng)主要通過提高農(nóng)業(yè)科技含量和生產(chǎn)效率實(shí)現(xiàn)，進(jìn)而調(diào)整勞動(dòng)力投入，通過政策支持和市場(chǎng)引導(dǎo)優(yōu)化種植結(jié)構(gòu)，提高農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量。

我國(guó)的糧食生產(chǎn)分區(qū)分為主產(chǎn)區(qū)、產(chǎn)銷平衡區(qū)和主銷區(qū)，考慮到研究目標(biāo)的二元性，將研究區(qū)域分為主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)(產(chǎn)銷平衡區(qū)和主銷區(qū)之和)(2)根據(jù)我國(guó)對(duì)糧食種植生產(chǎn)區(qū)域劃分，分為糧食主產(chǎn)區(qū)、糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)和糧食主銷區(qū)，由于農(nóng)業(yè)政策重點(diǎn)投向主產(chǎn)區(qū)，故本研究將糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)與主銷區(qū)統(tǒng)一為非主產(chǎn)區(qū)。其中糧食主產(chǎn)區(qū)包括河北、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、江蘇、安徽、江西、山東、河南、湖北、湖南、四川等13個(gè)省，其他省市為糧食非主產(chǎn)區(qū)。，并假設(shè)中央對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支持主產(chǎn)區(qū)明顯強(qiáng)于非主產(chǎn)區(qū)。本研究中的政策傾斜包括兩個(gè)方面：針對(duì)主產(chǎn)區(qū)傾斜的農(nóng)業(yè)支持政策稱為“激勵(lì)政策”，2004年稅費(fèi)改革后實(shí)施的各項(xiàng)補(bǔ)貼稱為“補(bǔ)貼政策”，前者表現(xiàn)為區(qū)域間差異，后者表現(xiàn)為時(shí)序間區(qū)別。

(二)研究假設(shè)

隨著農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和農(nóng)產(chǎn)品商品化率提升，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)方式被打破，工業(yè)化和信息化融入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，政策和科技支持是農(nóng)業(yè)持續(xù)發(fā)展的必要條件。研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)前規(guī)模經(jīng)營(yíng)對(duì)農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)激勵(lì)是不夠的[14-15]，還需要實(shí)施大規(guī)模支持政策以彌補(bǔ)規(guī)模報(bào)酬不足。因此，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)轉(zhuǎn)型需要從政策和生產(chǎn)要素投入方面進(jìn)行改革。

理論和實(shí)踐已經(jīng)證明機(jī)械化能夠大幅提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平成為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的重要標(biāo)志之一。農(nóng)機(jī)動(dòng)力水平對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變具有顯著地正相關(guān)作用[16]。一方面勞動(dòng)力配置情況影響著機(jī)械化水平。研究表明農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入與農(nóng)業(yè)機(jī)械化存在“替代”or“互補(bǔ)”關(guān)系[17-18]；另一方面農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平對(duì)資本依賴程度較高[19]，而補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)業(yè)資本投入影響顯著[1]?？傊?，勞動(dòng)力短缺效應(yīng)與資本增加效應(yīng)的相互作用使得機(jī)械化水平得到累加效果。根據(jù)上述討論，提出假設(shè)1。

假設(shè)1：政策傾斜對(duì)機(jī)械化投入具有強(qiáng)化效應(yīng)，其中激勵(lì)政策通過增加投資和節(jié)約勞動(dòng)力來提高機(jī)械化水平，補(bǔ)貼政策能夠增強(qiáng)資本和勞動(dòng)力對(duì)機(jī)械化的影響，且主產(chǎn)區(qū)的刺激作用強(qiáng)于非主產(chǎn)區(qū)。

基建單位要制定科學(xué)合理的檔案管理方案，要從全局出發(fā)，對(duì)管理目標(biāo)、管理流程、管理模式等進(jìn)行綜合考慮，搭建檔案管理組織結(jié)構(gòu)框架，建立以規(guī)章制度、組織管理、人員管理、教育培訓(xùn)及技術(shù)防控為一體的安全檔案管理體系，建立健全“三位一體”(即人防、物防、技防)的檔案安全防范體系，為建立數(shù)字化檔案管理做好安全防護(hù)?；üこ添?xiàng)目從合同簽訂之初，建立數(shù)字化檔案管理方案，從開工到結(jié)束要有專人對(duì)數(shù)據(jù)資料進(jìn)行跟蹤整理，及時(shí)對(duì)檔案資料進(jìn)行建檔、歸檔。

為滿足農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)多元化需求和提高農(nóng)產(chǎn)品種植效益，逐步對(duì)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行主動(dòng)的適應(yīng)性調(diào)整。在保證主糧安全的情況下，合理提高經(jīng)濟(jì)作物種植面積和產(chǎn)量，有助于發(fā)揮農(nóng)業(yè)多功能作用。糧經(jīng)比降低是種植業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)優(yōu)化變動(dòng)的一般趨勢(shì)，有助于提高農(nóng)產(chǎn)品商品率和附加值率[20]。朱希剛指出科技投入是促進(jìn)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的主要因素，而科技投入需要政策和資本推動(dòng)[21]。由于糧食作物與經(jīng)濟(jì)作物對(duì)勞動(dòng)力、資本、土地等直接生產(chǎn)要素投入需求存在差異，理性生產(chǎn)者會(huì)根據(jù)政策調(diào)整和要素稟賦情況選擇種植結(jié)構(gòu)，以獲取最大收益。因此，針對(duì)種植結(jié)構(gòu)提出假設(shè)2。

假設(shè)2：政策傾斜對(duì)種植結(jié)構(gòu)具有調(diào)節(jié)效應(yīng)，其中激勵(lì)政策對(duì)種植結(jié)構(gòu)變化存在影響，勞動(dòng)力和資本投入均會(huì)調(diào)整種植結(jié)構(gòu)，而補(bǔ)貼政策會(huì)強(qiáng)化調(diào)整作用。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)轉(zhuǎn)型亟需從粗放式生產(chǎn)向集約化轉(zhuǎn)變，而復(fù)種指數(shù)是衡量耕地資源集約化利用程度的重要標(biāo)志之一，突破耕地資源減少困境，主要形式包括套作、輪作、間作等。復(fù)種指數(shù)除了受到我國(guó)土地制度和自然條件制約外，政策干預(yù)對(duì)農(nóng)業(yè)土地利用和生產(chǎn)的變化起到重要作用。要素稟賦中GDP、農(nóng)村勞動(dòng)力價(jià)格、財(cái)政支農(nóng)是影響土地利用強(qiáng)度的重要因素[22]；政策因素能通過與勞動(dòng)集約度或資本集約度的交互項(xiàng)效應(yīng)影響耕地的集約利用水平[23]。因此，政策傾斜通過改變要素配置進(jìn)而對(duì)復(fù)種指數(shù)產(chǎn)生作用，得到假設(shè)3。

假設(shè)3：政策傾斜對(duì)復(fù)種指數(shù)具有優(yōu)化效應(yīng)，其中激勵(lì)政策可以提高復(fù)種指數(shù)，勞動(dòng)力和資本投入對(duì)其起促進(jìn)作用，補(bǔ)貼政策能夠刺激農(nóng)戶增加勞動(dòng)力和資本投入，提高復(fù)種指數(shù)。

為解決化肥面源污染問題，主要還是從農(nóng)業(yè)投入角度出發(fā)。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力與化肥投入存在替代效應(yīng)，可通過增加化肥投入來彌補(bǔ)勞動(dòng)力不足帶來的損失。而資本投入提高則增加了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性預(yù)算，農(nóng)戶心理經(jīng)驗(yàn)認(rèn)為增肥可以提高產(chǎn)量，故會(huì)增加化肥施用量。已有研究指出補(bǔ)貼政策導(dǎo)致了化肥要素市場(chǎng)扭曲，對(duì)化肥面源污染排放有顯著激發(fā)作用[24]?；谝陨戏治鐾瞥黾僭O(shè)4。

假設(shè)4：政策傾斜對(duì)化肥施用具有助漲效應(yīng)，其中激勵(lì)政策促進(jìn)化肥施用量增加，勞動(dòng)力與化肥投入間存在替代關(guān)系，資本投入則直接推高化肥用量，而補(bǔ)貼政策可以強(qiáng)化勞動(dòng)力和資本投入對(duì)化肥用量的影響。

二、模型構(gòu)建與描述統(tǒng)計(jì)

(一)模型構(gòu)建

探討要素稟賦、政策傾斜(激勵(lì)政策和補(bǔ)貼政策)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的影響，并驗(yàn)證上述假設(shè)，本研究構(gòu)建以機(jī)械化指數(shù)、種植結(jié)構(gòu)指數(shù)、復(fù)種指數(shù)和環(huán)境指數(shù)為被解釋變量的固定效應(yīng)回歸模型，為避免異方差性，對(duì)各指標(biāo)進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，模型公式如下：

(二)描述性分析

表1為本研究各指標(biāo)分區(qū)域、分時(shí)期的均值比較，可知以下觀點(diǎn)。

一是從區(qū)域看，要素稟賦存在差異化，激勵(lì)政策提高了機(jī)械化指數(shù)、種植結(jié)構(gòu)指數(shù)、復(fù)種指數(shù)及環(huán)境指數(shù)。2003—2017年期間主產(chǎn)區(qū)機(jī)械化指數(shù)、種植結(jié)構(gòu)指數(shù)、復(fù)種指數(shù)及環(huán)境指數(shù)分別高于非主產(chǎn)區(qū)0.08、1.56、0.24、3.55，說明激勵(lì)政策對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)轉(zhuǎn)型起到促進(jìn)作用；勞動(dòng)力投入主產(chǎn)區(qū)高于非主產(chǎn)區(qū)35.85人/公頃，而資本投入非主產(chǎn)區(qū)高于主產(chǎn)區(qū)1916.10元/公頃；主產(chǎn)區(qū)在農(nóng)民收入水平、區(qū)域經(jīng)濟(jì)水平、人口非農(nóng)化和產(chǎn)業(yè)非農(nóng)化方面低于非主產(chǎn)區(qū)。

二是從時(shí)序看，補(bǔ)貼政策提高了主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)機(jī)械化指數(shù)、種植結(jié)構(gòu)指數(shù)，且主產(chǎn)區(qū)漲幅更大，同時(shí)補(bǔ)貼政策降低了主產(chǎn)區(qū)復(fù)種指數(shù)和環(huán)境指數(shù)，而非主產(chǎn)區(qū)相反。2005—2017年期間主產(chǎn)區(qū)機(jī)械化指數(shù)和種植結(jié)構(gòu)指數(shù)分別高于2003—2004年期間0.11、2.27，復(fù)種指數(shù)和環(huán)境指數(shù)降低了0.15和1.04，而非主產(chǎn)區(qū)四項(xiàng)指數(shù)分別增加了0.09、0.04、0.02、4.29。說明補(bǔ)貼政策對(duì)機(jī)械化水平和種植結(jié)構(gòu)有提升作用，但主產(chǎn)區(qū)效果強(qiáng)于非主產(chǎn)區(qū)，而補(bǔ)貼政策更能刺激復(fù)種水平和化肥施用量提高，對(duì)于主產(chǎn)區(qū)有減弱效果。

三是從時(shí)空看，激勵(lì)政策促進(jìn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)轉(zhuǎn)型，補(bǔ)貼政策對(duì)主產(chǎn)區(qū)的作用效果明顯優(yōu)于非主產(chǎn)區(qū)。2005—2017年主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的機(jī)械化指數(shù)、種植結(jié)構(gòu)指數(shù)和復(fù)種指數(shù)高了0.03、2.95、0.06，環(huán)境指數(shù)低了2.02。環(huán)境指數(shù)降低說明主產(chǎn)區(qū)單位面積化肥施用量相對(duì)非主產(chǎn)區(qū)在補(bǔ)貼政策后有所降低，可能是由于主產(chǎn)區(qū)規(guī)?；N植水平高，對(duì)化肥利用率高于細(xì)碎化地區(qū)。相對(duì)2003—2004年期間主產(chǎn)區(qū)相對(duì)非主產(chǎn)區(qū)四項(xiàng)指數(shù)變化分別為0.02、2.23、-0.17、-5.33，而勞動(dòng)力投入增加了55.80人/公頃，資本投入減少了2383.35元/公頃。

表1 研究指標(biāo)均值比較

注：數(shù)據(jù)為作者整理所得，篇幅所限，描述性統(tǒng)計(jì)其他項(xiàng)目未列出

三、計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果

(一)機(jī)械化指數(shù)

現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展要求使用現(xiàn)代物質(zhì)條件裝備農(nóng)業(yè)，多年來經(jīng)過農(nóng)機(jī)具購(gòu)置補(bǔ)貼等一系列專項(xiàng)支持政策，我國(guó)的農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力從2003年到2015年增長(zhǎng)了1.63倍，其中2015年達(dá)到最高值為11.17億千瓦,2016年開始有所下滑。已有的研究指出耕地經(jīng)營(yíng)規(guī)模、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、政策等因素對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展產(chǎn)生了重要影響。

表2報(bào)告了要素稟賦、政策傾斜對(duì)機(jī)械化指數(shù)的回歸結(jié)果。首先，第1、5列為2003—2017年回歸結(jié)果，得到補(bǔ)貼政策在主產(chǎn)區(qū)與機(jī)械化指數(shù)呈1%顯著性正相關(guān)，即增加補(bǔ)貼即可提高機(jī)械化水平；非主產(chǎn)區(qū)呈不顯著正相關(guān)，即補(bǔ)貼政策對(duì)非主產(chǎn)區(qū)機(jī)械化水平提高沒有顯著影響。由機(jī)械化指數(shù)數(shù)據(jù)可知主產(chǎn)區(qū)機(jī)械化指數(shù)比非主產(chǎn)區(qū)高0.08，故可得激勵(lì)政策促進(jìn)了機(jī)械化水平提高。機(jī)械化指數(shù)在主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)均與投資水平呈顯著正相關(guān)，主產(chǎn)區(qū)與勞動(dòng)力投入不顯著負(fù)相關(guān)，非主產(chǎn)區(qū)與勞動(dòng)力投入呈顯著負(fù)相關(guān)。說明勞動(dòng)力和機(jī)械投入存在替代效應(yīng)，為此消彼長(zhǎng)結(jié)果。資本投入則是機(jī)械化水平提高的必要條件，另外全國(guó)總體數(shù)據(jù)回歸結(jié)果(3)由于篇幅有限，故全國(guó)范圍回歸結(jié)果未列出。全國(guó)數(shù)據(jù)回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)機(jī)械化指數(shù)與勞動(dòng)力投入存在5%顯著的負(fù)相關(guān)，系數(shù)為0.187，而與資本投入不顯著；補(bǔ)貼政策對(duì)機(jī)械化指數(shù)呈1%顯著正相關(guān)，系數(shù)為0.292；人口非農(nóng)化和產(chǎn)業(yè)非農(nóng)化對(duì)機(jī)械化指數(shù)呈1%顯著性水平下正相關(guān)，系數(shù)為0.539和1.256。顯示產(chǎn)業(yè)非農(nóng)化和人口非農(nóng)化對(duì)機(jī)械化指數(shù)呈顯著正相關(guān)，即城鎮(zhèn)化和工業(yè)化促進(jìn)了機(jī)械化水平的提高，也促進(jìn)了農(nóng)業(yè)工業(yè)化進(jìn)步，這一結(jié)果也得[25]等著驗(yàn)證。其次，第2、6列為引入補(bǔ)貼與勞動(dòng)力投入交互項(xiàng)，主產(chǎn)區(qū)地區(qū)交互項(xiàng)與機(jī)械化指數(shù)為顯著負(fù)相關(guān)，即補(bǔ)貼增加會(huì)削弱農(nóng)業(yè)對(duì)勞動(dòng)力的需求，而非主產(chǎn)區(qū)不顯著；引入交互項(xiàng)后主產(chǎn)區(qū)勞動(dòng)力與機(jī)械投入替代效應(yīng)被強(qiáng)化，而非主產(chǎn)區(qū)被弱化。再次，第3、7列為引入補(bǔ)貼與資本投入交互項(xiàng)，主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)機(jī)械化指數(shù)與交互項(xiàng)均呈顯著正相關(guān)，為增強(qiáng)型交互項(xiàng)，說明補(bǔ)貼政策可促進(jìn)全社會(huì)對(duì)機(jī)械化水平的投資。第7列顯示資本投入增加1個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)使機(jī)械化指數(shù)提高0.398個(gè)百分點(diǎn)，而補(bǔ)貼政策會(huì)使得機(jī)械化指數(shù)提高0.461個(gè)百分點(diǎn)。關(guān)于資本投入，機(jī)械化對(duì)財(cái)政投入的依存度日益增強(qiáng)[19]。因此，提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平，需要實(shí)施針對(duì)的生產(chǎn)性補(bǔ)貼政策，補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)越高，刺激效果越大。最后，第4、8列引入東、中部啞變量，在主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)東部、中部對(duì)機(jī)械化水平的促進(jìn)影響高于西部地區(qū)，東部地區(qū)系數(shù)高于中部地區(qū)。說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的東部地區(qū)擁有更充裕的資本投向農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，全國(guó)回歸結(jié)果得到人均GDP對(duì)機(jī)械化指數(shù)呈1%顯著性正相關(guān)，系數(shù)為0.539，同樣人均純收入也與機(jī)械化指數(shù)呈1%顯著性正相關(guān)?？刂谱兞恐杏行Ч喔让娣e對(duì)主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)機(jī)械化程度均呈顯著性正相關(guān)，且主產(chǎn)區(qū)系數(shù)大于非主產(chǎn)區(qū)。

綜上，可以驗(yàn)證假設(shè)1成立，可以通過提高激勵(lì)政策和補(bǔ)貼政策來提高農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)工業(yè)化和城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展。

(二)種植結(jié)構(gòu)指數(shù)

種植結(jié)構(gòu)反映了糧食作物與經(jīng)濟(jì)作物生產(chǎn)供給結(jié)構(gòu)，供給結(jié)構(gòu)也受到政策誘導(dǎo)性和市場(chǎng)選擇性行為影響，主產(chǎn)區(qū)為保障糧食供給安全不能隨意改變作物類型，非主產(chǎn)區(qū)散戶生產(chǎn)可以依據(jù)收益進(jìn)行調(diào)整，由于經(jīng)濟(jì)作物收益率更高，往往出現(xiàn)“糧經(jīng)爭(zhēng)地”現(xiàn)象。種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和相應(yīng)的布局合理調(diào)整可以改進(jìn)不同地區(qū)糧食生產(chǎn)效率[26]，這正呼應(yīng)了當(dāng)前糧食“去庫存”“供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革”要求。

表3為政策傾斜對(duì)種植結(jié)構(gòu)指數(shù)的影響結(jié)果。一是政策傾斜調(diào)整了種植結(jié)構(gòu)，改變要素配置。從描述統(tǒng)計(jì)看，全階段主產(chǎn)區(qū)種植結(jié)構(gòu)指數(shù)相對(duì)非主產(chǎn)區(qū)大1.56，相對(duì)補(bǔ)貼前主產(chǎn)區(qū)高了2.27，非主產(chǎn)區(qū)高了0.09，說明激勵(lì)政策增加了糧食種植比例。第1、2列看，補(bǔ)貼政策對(duì)主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)種植結(jié)構(gòu)指數(shù)影響都為不顯著正相關(guān)。勞動(dòng)力投入對(duì)主產(chǎn)區(qū)種植結(jié)構(gòu)指數(shù)變化呈1%顯著性正相關(guān)，而非主產(chǎn)區(qū)呈1%顯著性負(fù)相關(guān)，全國(guó)回歸結(jié)果為不顯著正相關(guān)；資本投入在非主產(chǎn)區(qū)對(duì)種植結(jié)構(gòu)指數(shù)影響為顯著正相關(guān)，系數(shù)為0.064，而主產(chǎn)區(qū)不顯著，且系數(shù)只有0.002。說明勞動(dòng)力投入是影響農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)變化的主因之一，且主產(chǎn)區(qū)地均勞動(dòng)力投入高于非主產(chǎn)區(qū)2.39人。二是補(bǔ)貼政策削弱了勞動(dòng)力投入對(duì)種植結(jié)構(gòu)的調(diào)整。第2、6列引入補(bǔ)貼政策與勞動(dòng)力投入的交互項(xiàng)，發(fā)現(xiàn)在主產(chǎn)區(qū)補(bǔ)貼政策降低了勞動(dòng)力投入對(duì)種植結(jié)構(gòu)指數(shù)影響的系數(shù)，邊際效應(yīng)降低了0.287個(gè)百分點(diǎn)，即補(bǔ)貼增加后，農(nóng)戶更意愿增加經(jīng)濟(jì)作物面積。這是由于目前基本補(bǔ)貼政策根據(jù)種植面積執(zhí)行，而未區(qū)分作物類型，在相同補(bǔ)貼額度情況下，農(nóng)戶更傾向于效益更高的經(jīng)濟(jì)作物種植。三是資本投入對(duì)非主產(chǎn)區(qū)種植結(jié)構(gòu)影響效果更明顯，在非主產(chǎn)區(qū)補(bǔ)貼政策促進(jìn)了資本投入對(duì)種植結(jié)構(gòu)變化的影響。第3、7列引入補(bǔ)貼與資本投入交互項(xiàng)，發(fā)現(xiàn)非主產(chǎn)區(qū)交互項(xiàng)系數(shù)為0.065，且10%顯著，表明補(bǔ)貼政策強(qiáng)化了非主產(chǎn)區(qū)投資對(duì)種植結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響，但影響有限。四是從區(qū)域看，兩個(gè)產(chǎn)區(qū)東部對(duì)種植結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響都顯著大于西部地區(qū)，非主產(chǎn)區(qū)中部地區(qū)也顯著大于西部地區(qū)。

上述分析驗(yàn)證了假設(shè)2部分成立，政策傾斜可以調(diào)整種植結(jié)構(gòu)，但補(bǔ)貼政策削弱了主產(chǎn)區(qū)勞動(dòng)力投入對(duì)種植結(jié)構(gòu)調(diào)整作用，資本投入作用僅在非主產(chǎn)區(qū)起到強(qiáng)化效果。為優(yōu)化糧食供給結(jié)構(gòu)，需要發(fā)揮農(nóng)民自主進(jìn)行結(jié)構(gòu)調(diào)整、發(fā)揮比較優(yōu)勢(shì)原則，提高農(nóng)民進(jìn)入市場(chǎng)的組織化程度，減少行政對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)不必要的干預(yù)及其帶來的價(jià)格扭曲情況，讓利益驅(qū)動(dòng)糧食生產(chǎn)持續(xù)發(fā)展。

表2 機(jī)械化指數(shù)回歸結(jié)果

注：“***”、“**”、“*”分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)值，下同；表中東部啞變量(East)、中部啞變量(Central)選用混合效應(yīng)，其他模型經(jīng)過Hausman檢驗(yàn)，p值均遠(yuǎn)小于0.005，故都選擇了固定效應(yīng)模型

(三)復(fù)種指數(shù)

復(fù)種指數(shù)有助于緩解當(dāng)前我國(guó)緊張的人地關(guān)系，提高農(nóng)業(yè)土地集約化利用程度。在我國(guó)需求和生產(chǎn)因素共同決定著農(nóng)業(yè)土地利用強(qiáng)度，目前復(fù)種指數(shù)下降的主因還是土地細(xì)碎化。

表4為政策傾斜下復(fù)種指數(shù)回歸結(jié)果，可得以下結(jié)論。一是激勵(lì)政策提高了復(fù)種指數(shù)，補(bǔ)貼政策對(duì)復(fù)種指數(shù)的影響非主產(chǎn)區(qū)更大。統(tǒng)計(jì)結(jié)果可得，主產(chǎn)區(qū)復(fù)種指數(shù)高于非主產(chǎn)區(qū)0.24，說明激勵(lì)政策提高了復(fù)種指數(shù)?；貧w結(jié)果表明補(bǔ)貼政策與主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)均呈顯著性正相關(guān)，且系數(shù)非主產(chǎn)區(qū)較大，即補(bǔ)貼越高，復(fù)種指數(shù)越高。二是兩分區(qū)勞動(dòng)力投入對(duì)復(fù)種指數(shù)呈1%顯著性負(fù)相關(guān)，資本投入主產(chǎn)區(qū)為不顯著正相關(guān)，而非主產(chǎn)區(qū)為1%顯著性負(fù)相關(guān)，系數(shù)較小為0.039。表明勞動(dòng)力的投入阻礙了農(nóng)戶進(jìn)行復(fù)種生產(chǎn)，而資本投入對(duì)其影響不大，與研究結(jié)果相同，在非主產(chǎn)區(qū)甚至出現(xiàn)部分“尋租”行為，土地撂荒反而還有補(bǔ)貼收入，轉(zhuǎn)移性收入保障反而一定程度上“激勵(lì)”了部分散戶減少或放棄復(fù)種[2]。三是補(bǔ)貼政策增強(qiáng)了勞動(dòng)力投入對(duì)復(fù)種指數(shù)的作用，且主產(chǎn)區(qū)增強(qiáng)效果大于非主產(chǎn)區(qū)。第2、6列引入補(bǔ)貼與勞動(dòng)力投入的交互項(xiàng)，結(jié)果顯示交互項(xiàng)系數(shù)顯著且分別為0.068和0.045，即當(dāng)補(bǔ)貼后每增加1個(gè)百分點(diǎn)勞動(dòng)力投入，主產(chǎn)區(qū)復(fù)種指數(shù)減少0.342個(gè)百分點(diǎn)，非主產(chǎn)區(qū)減少0.166個(gè)百分點(diǎn)。四是補(bǔ)貼政策對(duì)非主產(chǎn)區(qū)資本投入影響復(fù)種指數(shù)起到促進(jìn)作用，而對(duì)主產(chǎn)區(qū)影響不顯著。第3、7列引入補(bǔ)貼與資本投入的交互項(xiàng)，發(fā)現(xiàn)非主產(chǎn)區(qū)交互項(xiàng)系數(shù)為5%顯著性的正相關(guān)，對(duì)復(fù)種指數(shù)影響的邊際效應(yīng)為-0.158，而主產(chǎn)區(qū)呈不顯著的負(fù)相關(guān)。五是從第4、8列可得主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)東部地區(qū)對(duì)復(fù)種指數(shù)的影響小于西部地區(qū)，而主產(chǎn)區(qū)中部地區(qū)高于西部地區(qū)，非主產(chǎn)區(qū)低于西部地區(qū)。其原因包括西部地區(qū)農(nóng)地干旱、細(xì)碎化嚴(yán)重、農(nóng)業(yè)科技薄弱等原因[28]。

表3 種植結(jié)構(gòu)指數(shù)回歸結(jié)果

注：表中東部啞變量(East)、中部啞變量(Central)選用混合效應(yīng)，其他模型經(jīng)過Hausman檢驗(yàn)，p值均遠(yuǎn)小于0.005，故都選擇了固定效應(yīng)模型

上述分析可以驗(yàn)證假設(shè)3部分成立，政策傾斜可以提高復(fù)種指數(shù)，而假設(shè)中勞動(dòng)力投入促進(jìn)復(fù)種未通過驗(yàn)證，事實(shí)相反，資本投入對(duì)復(fù)種指數(shù)影響不大，補(bǔ)貼政策可以增強(qiáng)勞動(dòng)力投入對(duì)復(fù)種指數(shù)的影響，補(bǔ)貼僅在非主產(chǎn)區(qū)提高資本投入對(duì)復(fù)種指數(shù)的邊際效應(yīng)。

(四)環(huán)境指數(shù)

農(nóng)業(yè)內(nèi)源性面源污染已成為嚴(yán)重的環(huán)境問題，而農(nóng)地稟賦程度偏低是造成化肥等生產(chǎn)要素過度使用的投入惡性循環(huán)原因。探討政策傾斜是否是造成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素扭曲的主因，進(jìn)而為解決農(nóng)業(yè)環(huán)境污染問題提出針對(duì)性對(duì)策。

表5為政策傾斜對(duì)環(huán)境指數(shù)影響的回歸結(jié)果，可得以下結(jié)論。一是激勵(lì)政策和補(bǔ)貼政策都加劇了環(huán)境污染，補(bǔ)貼政策作用在非主產(chǎn)區(qū)表現(xiàn)更強(qiáng)。原始數(shù)據(jù)分析得到，主產(chǎn)區(qū)環(huán)境指數(shù)比非主產(chǎn)區(qū)高了3.55，即激勵(lì)政策促進(jìn)了化肥施用量增加，而其中主產(chǎn)區(qū)補(bǔ)貼前后環(huán)境指數(shù)減少，非主產(chǎn)區(qū)明顯增加。第1、5列顯示補(bǔ)貼政策與非主產(chǎn)區(qū)環(huán)境指數(shù)呈5%顯著性正相關(guān)，與主產(chǎn)區(qū)呈不顯著正相關(guān)，而全國(guó)范圍呈1%顯著正相關(guān)，說明增加補(bǔ)貼可以促使農(nóng)戶增加化肥施用量，惡化程度累積性增強(qiáng)。該結(jié)果在[24]研究中也得到了驗(yàn)證。二是勞動(dòng)力投入與環(huán)境指數(shù)呈顯著的反向關(guān)系，資本投入在非主產(chǎn)區(qū)可以顯著提高環(huán)境指數(shù)。第1、5列可知?jiǎng)趧?dòng)力投入對(duì)環(huán)境指數(shù)在兩個(gè)分區(qū)均呈1%顯著性負(fù)相關(guān)，且非主產(chǎn)區(qū)的相關(guān)系數(shù)略高，說明勞動(dòng)力投入與化肥要素投入存在替代關(guān)系，即化肥施用量的增加可以減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)勞動(dòng)力的需求。三是補(bǔ)貼政策加強(qiáng)了主產(chǎn)區(qū)勞動(dòng)力投入對(duì)環(huán)境指數(shù)的作用力，補(bǔ)貼前后資本投入對(duì)環(huán)境指數(shù)影響變化不大。第2、6列和第3、7列分別引入了補(bǔ)貼與勞動(dòng)力投入交互項(xiàng)和補(bǔ)貼與資本投入交互項(xiàng)。結(jié)果顯示在主產(chǎn)區(qū)補(bǔ)貼和勞動(dòng)力投入交互項(xiàng)為減弱型交互項(xiàng)，表示補(bǔ)貼后，勞動(dòng)力投入每增加1個(gè)百分點(diǎn)，環(huán)境指數(shù)會(huì)降低0.654個(gè)百分點(diǎn)。補(bǔ)貼與資本投入的交互項(xiàng)系數(shù)不顯著，說明補(bǔ)貼政策沒有使資本投入對(duì)環(huán)境指數(shù)的影響發(fā)生變化。四是由第4、8列可知，在主產(chǎn)區(qū)中部地區(qū)對(duì)環(huán)境指數(shù)的影響最大，其后依次是東部地區(qū)、西部地區(qū)；在非主產(chǎn)區(qū)中部地區(qū)對(duì)環(huán)境指數(shù)的影響最大，其后依次是西部地區(qū)、東部地區(qū)。

表4 復(fù)種指數(shù)回歸結(jié)果

注：表中東部啞變量(East)、中部啞變量(Central)選用混合效應(yīng)，其他模型經(jīng)過Hausman檢驗(yàn)，p值均遠(yuǎn)小于0.005，故都選擇了固定效應(yīng)模型

上述分析可驗(yàn)證假設(shè)4部分成立，激勵(lì)政策促進(jìn)了非主產(chǎn)區(qū)化肥用量，而補(bǔ)貼政策使得化肥施用量增加，在主產(chǎn)區(qū)補(bǔ)貼政策使得勞動(dòng)力投入對(duì)環(huán)境指數(shù)的影響變大，在非主產(chǎn)區(qū)作用不顯著。

表5 環(huán)境指數(shù)回歸結(jié)果

注：表中東部啞變量(East)、中部啞變量(Central)選用混合效應(yīng)，其他模型經(jīng)過Hausman檢驗(yàn)，p值均遠(yuǎn)小于0.005，故都選擇了固定效應(yīng)模型

四、結(jié)論與政策啟示

根據(jù)要素稟賦、政策傾斜對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)轉(zhuǎn)型中機(jī)械化指數(shù)、種植結(jié)構(gòu)指數(shù)、復(fù)種指數(shù)和環(huán)境指數(shù)影響的實(shí)證結(jié)果分析，得到以下主要結(jié)論。各地區(qū)分時(shí)期存在要素稟賦差異性，政策傾斜使得要素再配置，進(jìn)而加快農(nóng)業(yè)生產(chǎn)轉(zhuǎn)型，激勵(lì)政策對(duì)主產(chǎn)區(qū)的效果明顯；政策傾斜提高了機(jī)械化指數(shù)，發(fā)現(xiàn)機(jī)械與勞動(dòng)力投入存在替代關(guān)系，投資可以刺激機(jī)械化水平提升，而補(bǔ)貼政策增強(qiáng)了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力和資本投入對(duì)機(jī)械化水平的作用；激勵(lì)政策能夠增加糧食作物種植面積，但在主產(chǎn)區(qū)補(bǔ)貼政策弱化了勞動(dòng)力對(duì)種植結(jié)構(gòu)調(diào)整作用，在非主產(chǎn)區(qū)強(qiáng)化了投資的效果；激勵(lì)政策能夠提高復(fù)種指數(shù)，資本投入對(duì)復(fù)種指數(shù)影響不大，勞動(dòng)力投入與復(fù)種指數(shù)負(fù)相關(guān)，而補(bǔ)貼可以強(qiáng)化這兩個(gè)作用力；激勵(lì)政策促進(jìn)了非主產(chǎn)區(qū)增加化肥施用量，而補(bǔ)貼對(duì)全部范圍具有促進(jìn)效果，補(bǔ)貼還使得勞動(dòng)力與化肥要素間的替代關(guān)系得到強(qiáng)化。

為加快農(nóng)業(yè)生產(chǎn)轉(zhuǎn)型，需要從要素配置和政策支持方面入手。第一，繼續(xù)增強(qiáng)對(duì)農(nóng)業(yè)主產(chǎn)區(qū)的激勵(lì)政策，提高農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策標(biāo)準(zhǔn)。按糧食生產(chǎn)情況對(duì)全國(guó)進(jìn)行劃區(qū)，優(yōu)化發(fā)展布局，大幅提高產(chǎn)量大縣獎(jiǎng)勵(lì)標(biāo)準(zhǔn)，加大主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)投資、稅收減免、低息貸款等庇古政策，制定按品種區(qū)分的補(bǔ)貼政策，提高生產(chǎn)性補(bǔ)貼(農(nóng)機(jī)購(gòu)置補(bǔ)貼、良種補(bǔ)貼等)標(biāo)準(zhǔn)。第二，通過政策傾斜宏觀調(diào)控農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素再配置。運(yùn)用機(jī)械、化肥等技術(shù)提升來彌補(bǔ)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移帶來的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)損失，在確權(quán)情況下加快農(nóng)地流轉(zhuǎn)。第三，依據(jù)農(nóng)業(yè)分區(qū)結(jié)合制度和市場(chǎng)合理安排種植結(jié)構(gòu)和復(fù)種指數(shù)。為保證主糧安全和多元化需求，需要發(fā)揮政策支持作用，包括激勵(lì)政策、補(bǔ)貼政策、最低收購(gòu)價(jià)等措施，以避免“市場(chǎng)失靈”。第四，治理化肥面源污染，改善農(nóng)業(yè)環(huán)境。在糧食安全得到保障的情況下，考慮農(nóng)業(yè)保護(hù)對(duì)環(huán)境的負(fù)面效應(yīng)，可適度降低農(nóng)業(yè)保護(hù)力度，或?qū)嵤o公害化種植補(bǔ)貼政策，包括全面推廣測(cè)土配方、實(shí)施有機(jī)肥補(bǔ)貼、實(shí)施秸稈還田及種養(yǎng)結(jié)合等措施。