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农业补贴政策效应评估:激励效应与财富效应
来源:一起赢论文网     日期:2018-05-01     浏览数:177     【 字体:

 2016.12-17-农业补贴政策效应评估:激励效应与财富效应李江一内容提要:利用2011年与2013年中国家庭金融调查面板数据,本文从农业生产和消费两个角度对农业补贴政策效应进行了评估。研究发现,尽管当前农业补贴已演变成对农户的一项收入补贴,但它仍具显著提高农业产出的激励效应,且完全通过影响农业投入来影响农业产出。进一步的分析发现,农业补贴对不同农业要素投入具有差异化影响,它并未激励农户增加自有劳动供给,但显著提高了农户雇佣劳动力的概率,增加了农业机械的使用,特别是影响了化肥、种子、农药等要素的投入。对农业补贴政策的影响机制进行分析后发现,当前农业补贴不具有缓解农户信贷约束或通过改变农户风险偏好而促进农业生产的作用,但若在实施农业补贴的同时促进农业规模化经营或降低务农机会成本或将补贴向粮食主产区倾斜可提高其政策效果。研究还发现,农业补贴具有促进农户消费的财富效应,但这一效应低于其产生的激励效应。关键词:农业补贴激励效应财富效应消费一、引言农业补贴是当今世界许多国家和地区,尤其是发达国家和地区普遍采取的旨在保护和发展农业的重要政策。农业补贴可划分为挂钩补贴(coupledsubsidy)和脱钩补贴(decoupledsubsidy),脱钩补贴是指对农民的转移支付与他当期决定生产什么不相关,而只与其基期的产品种类、面积和单产有关;挂钩补贴则相反。早期的农业补贴以挂钩补贴为主,比如价格补贴,但挂钩补贴容易扭曲市场价格信号,造成市场供求的不平衡、贸易和市场竞争的不公平以及对自然资源的不合理使用和浪费使用(陈飞等,2010),因而当前西方发达国家主要采取脱钩农业补贴政策①。自2002年以来,为适应WTO农业谈判需要,中国逐步取消了对农业的价格补贴,形成了以粮食生产直接补贴(简称“粮食直补”)、良种补贴、农机具购置补贴、农业生产资料综合直接补贴为主的农业直接补贴政策。农业“四项补贴”是挂钩补贴和脱钩补贴的结合②,其好处在于,在尽可能降低补贴对农业生产造成扭曲的前提下,提高农民种粮收入,调动农民种粮积极性,保障国家粮食安全。然而,农业直接补贴的支付方式是将补贴款直接打入农户的银行账户,一旦农户获得补贴,政府就难以监督补贴的用途,农户既可以将其用于粮食生产,也可以用于生活消费。在后一种情况下,农业补贴演变成对农民的收入补贴。因此,农业补贴既可能产生促进农业生产的激励效应,也可能①以美国和欧盟为例。美国农业补贴政策大致可以划分为三个不同的阶段:19331995年以价格补贴为主导,此时,政府补贴直接与市场价格挂钩;19962001年以收入补贴为主导,此时,政府补贴与当年市场价格脱钩,直接计入农民收入构成中;2002年开始实施以收入补贴与价格补贴并行的政策,此时,政府补贴的种类和方式根据实际情况而定(冯继康,2007)。欧盟从2003年开始逐步以直接收入补贴取代价格补贴。②比如,绝大多数地区粮食直补按农业计税面积发放,这种方法和粮食生产及粮食销售不挂钩,属于脱钩补贴。农机具购置补贴与农业生产挂钩,属于挂钩补贴。农业补贴政策效应评估:激励效应与财富效应-18-产生刺激消费的财富效应。穆月英(2009)指出,对一项农业政策进行分析评价时,不仅要考虑其对生产的影响,而且要考虑其对消费的影响。以往研究侧重于评估农业补贴对农业生产的影响,忽视了其对其它经济活动的影响。鉴于此,本文利用由中国家庭金融调查(ChinaHouseholdFinancialSurveyCHFS2011年和2013年数据构成的面板数据,从农业生产和消费两个角度分析农业补贴的政策效果。具体来讲,本文将从以下几个方面展开分析:第一,农业补贴是否产生促进农业生产的激励效应?若是,它如何激励农民从事农业生产?第二,农业补贴是否具有刺激消费的财富效应?若是,农业补贴的激励效应和财富效应孰大孰小?对这些问题的回答有助于更加全面地评估农业补贴的政策效果,从而为完善政策提供决策参考。与以往研究不同,本文采用面板固定效应(fixedeffect)模型分析农业补贴的政策效果,可避免不随时间变化的非观测家庭异质性导致的内生性问题,从而得到更加一致可信的研究结论。本文剩余部分的结构安排如下:第二部分对相关文献进行回顾梳理;第三部分是数据来源、变量说明与描述性统计;第四部分介绍本文的研究方法与模型设定;第五、第六部分分别是模型估计结果分析和稳健性检验;第七部分是结论与政策启示。二、文献回顾农业补贴政策效果既关乎当前农业发展又关乎未来农业政策调整,因此,评估农业补贴政策效果具有重要的理论和实践意义。西方发达国家启动农业补贴政策较早,与此相关的研究非常丰富,其中最重要和备受关注的是对农业补贴与农业生产之间关系的考察。理论研究表明,尽管脱钩补贴与农业生产无关,但仍可通过三条渠道影响农业生产,即风险偏好、信贷约束、劳动力转移(BhaskarandBeghin2009)。Hennessy1998)的理论研究发现,脱钩补贴可通过降低农户的绝对风险规避程度来促进农业生产。然而,实证研究却发现,农业补贴通过这一机制促进农业生产的效应相当微弱。例如,Just2011)发现,除非农业补贴能够大幅提高农户财富水平,否则就难以通过改变农户的风险偏好来促进农业生产。缓解农户信贷约束是农业补贴对农业生产的另一重要影响机制。基于美国农业资源管理调查(AgriculturalResourceManagementSurveyARMS19982001年的微观数据,GoodwinandMishra2006)发现,农业补贴有利于降低受到严重信贷约束农户的土地闲置面积。即使无法直接缓解信贷约束,农业补贴仍可通过促进土地增值,进而增加抵押品供给来缓解农户信贷约束(Roeetal.2002)。Robertsetal.2003)和Kirwan2009)均发现了农业补贴资本化为土地租金的证据。除了上述两种影响机制外,许多学者从劳动分配的角度解释农业脱钩补贴对农业生产的影响,但未取得一致结论。一方面,农业补贴使农户获得一笔额外的财富,从而降低其休闲的机会成本,进而降低农业或非农业的劳动供给;另一方面,农业补贴可能提高农业生产率(ZhuandLansink2010Rizovetal.2013Sébastien2013),进而降低农业劳动供给的边际回报,使农户更倾向于选择非农行业。基于不同时间或不同地区数据的实证研究发现,农业补贴既有降低非农业劳动供给或增加农业劳动供给的效应(Serraetal.2005Ahearnetal.2006Nordin2014;),又有促进非农业劳动供给或抑制农业劳动供给的效应(HennessyandRehman2008PetrickandZier2011)。KeyandRoberts2009)从一个新的角度解释了农业补贴可能增加农业劳动供给。他们认为,对于农户而言,从事农业生产不仅可创造直接的经济收入,还可带来精神上的满足(nonpecuniarybenefit)。他们的研究通过在传统的效用函数中引入从事农业生产的非物质效用,从理论上证明了农业补贴可农业补贴政策效应评估:激励效应与财富效应-19-降低非农业劳动收入的边际效用,从而促进农户参与农业生产,并利用美国农户层面的微观数据提供了从事农业生产会产生非物质效用的证据。尽管学者们一致同意农业脱钩补贴实质上已经演变成对农户的一项收入补贴,但很少有研究深入分析农业补贴对其它经济活动的影响,农户是否将农业补贴用于非农业用途是一个重要的研究话题。GoodwinandMishra2005)基于美国农业统计局(NationalAgriculturalStatisticsServiceNASS2002年与2003年调查数据的研究发现,农户仅将67.86%的补贴用于农业生产,且主要用于农业生产性投入;在非农业用途中,补贴主要被用于家庭日常生活支出。Whitaker2009)是目前为数不多的检验农业补贴是否影响农户消费的文章。他的研究发现,不同类型的补贴收入对农户消费的影响存在显著差异,其中,农户获得的脱钩补贴对消费的边际影响最大,而贷款差价补贴和环境保护激励项目补贴对农户消费无显著影响。由于数据的限制,国内学者对农业补贴政策效应的研究大都基于宏观数据或局部调查数据,且研究结论争论较大。一些学者发现,农业补贴有助于促进农业生产或提高农民收入(钟甫宁等,2008;曹光乔等,2010;陈飞等,2010;星焱、胡小平,2013;王鸥、杨进,2014;朱满德等,2015;吕炜等,2015;周振等,2016),但仅有少数学者分析了农业补贴影响农业生产的机制。钟甫宁等(2008)认为,当前农民的角色已逐步分化为土地拥有者、劳动参与者和资本拥有者三种类型,农业补贴政策将对不同收入来源的农业参与者产生差异化的影响。他们基于江苏省实地调查数据的研究发现,农业税减免和粮食直接补贴政策提高了土地所有者的收入,但对劳动和资本的价格影响不大。王鸥、杨进(2014)基于2011年和2012年农业部全国农村固定观察点数据的实证研究发现,农业补贴对农户粮食产量、粮食播种面积和资本投入均产生了显著的正向影响,对贫困地区农户粮食生产的正向影响更大。这一发现提供了农业补贴可以缓解贫困地区农户所面临的生产资金短缺进而提高农业生产效率的证据。钟春平等(2013)基于安徽省岳西县实地调查数据的研究发现,农业补贴政策增加了农业总产出,但这种效应比较小,且总产出增加的原因不在于耕种面积的增加,而在于单位面积产量的增加。进一步来说,单位面积产量增加的原因不在于技术水平的提高,而在于劳动、化肥等要素投入的少量增加。吕炜等(2015)发现,农机具购置补贴具有转移劳动力的作用;而周振等(2016)发现农机具购置补贴并不是通过转移劳动力来影响农业产出的。另一些研究认为,农业补贴尤其是当前实施的粮食直接补贴存在很多问题。例如,补贴过于分散,补贴标准低,补贴方式和补贴环节不完善、缺乏激励,补贴缺乏稳定的增长机制等(方松海、王为农,2009),因此,农业补贴很难对农业生产产生激励效应(马彦丽、杨云,2005;王姣、肖海峰,2006;刘克春,2010;黄季焜等,2011;张淑杰、孙天华,2012;高鸣等,2016)。综上所述,国外学者对农业补贴政策效应的研究为本文的分析提供了很好的借鉴,但国内学者对农业补贴政策效应的研究还存在诸多不足。首先,绝大多数研究是基于局部调查数据的个案分析,研究结论难以推及全国。其次,基于微观调查数据的分析大都采用截面数据并使用OLS估计方法,这不可避免地存在由遗漏变量导致的内生性问题,比如难以测量的土地质量、地形等因素可能同时影响补贴标准和农业产出,进而导致遗漏变量偏误。再次,即使是那些发现农业补贴促进农业生产的研究,也没有很好地解释其中的影响机制,农业补贴改变农户风险偏好或缓解农户信贷约束的机制是否存在,并无确凿的证据。CHFS直接询问了农户的风险偏好与信贷约束情况,从而为检验这两种机制提供了可能。最后,更重要的是,当前研究忽视了农业直接补贴作为一项收入补贴可能产生的其它经济效应,农户是否将农业补贴用于其它用途仍是未解之谜。当然,本文的一个不足是无法区分不同类型补贴的差异化影响,但是,很多农户实际上并不能区分各项补贴的具体金额(方松农业补贴政策效应评估:激励效应与财富效应-20-海、王为农,2009;黄季焜等,2011;王鸥、杨进,2014)。这在一定程度上表明,农户的决策行为受各分项补贴影响的可能性较小。本文的贡献在于,在尽可能克服以上不足的前提下,为农业补贴的政策效应提供更全面的评估。三、数据来源、变量与描述统计(一)数据来源本文所用数据来源于中国家庭金融调查2011年与2013年的两轮调查。CHFS采用分层、三阶段与规模大小成比例(PPS)的现代抽样技术,利用先进的计算机辅助调查系统(CAPI)记录问卷回答。2011年,CHFS在全国除西藏、新疆、内蒙古、宁夏、福建、海南和港澳台地区外25个省(自治区、直辖市)的81个县(区、市)、320个行政村(居委会)选取了8438户家庭样本进行访问。2013年,CHFS对这8438户家庭进行了追访,并将调查样本扩充至除西藏、新疆和港澳台地区外的28143户家庭,其中,追访成功的家庭户为6846个,追访成功率81.13%。调查信息包括样本家庭基本人口统计特征、主观态度(比如风险偏好程度)、金融和非金融资产、负债、支出与收入、社会保障与保险等。特别地,CHFS问卷详细记录了农户的承包土地面积、从事农业生产的人数、平均每人的劳动供给时间、农业投入成本、机械购入情况、农业生产毛收入、消费支出等信息。基于本文研究目标,本文采用的样本为追访成功的家庭构成的面板数据。(二)变量、数据处理与描述统计本文关注的重点是农业生产和家庭消费。首先,对农业生产的度量包括对农业投入与农业产出的度量,其中,农业投入包括劳动投入、农业机械投入与其它要素投入(比如化肥、种子等),本文选取家庭成员自有劳动供给、是否雇佣劳动力、农业机械投入以及农业生产总成本共4个变量来衡量农业投入。事实上,农业生产总成本包括雇佣劳动力成本、农业机械投入成本与化肥等其它要素投入成本①,然而,CHFS并未单独统计化肥等其它要素投入成本,但本文可在控制前两项成本的条件下考察农业补贴对化肥等其它要素投入成本的影响。具体而言,家庭成员自有劳动供给等于参与农业劳动的家庭劳动力数乘以平均每个劳动力每年的劳动月数;是否雇佣劳动力为虚拟变量,若家庭雇佣了外部劳动力,取值为1,否则取值为0;农业机械投入为家庭自报的农业机械总价值。CHFS未直接询问农户的农业产出,本文以农户从事农业生产获得的毛收入来衡量其农业产出②。其次是对家庭消费的度量。CHFS数据非常详细地记录了样本家庭的各类消费情况,包括食品衣着、居住(指与居住有关的支出,包括住房、水、电、燃料方面的支出)、耐用品、住房装修维修、教育、医疗保健等消费类别。本文从食品衣着、耐用品、住房装修维修、教育支出4个方面考察农业补贴对不同类型消费的影响③。其中,食品消费数据来源于CHFS中的问题“您家去年平均一个月的伙食费是多少,包括在外就餐?”,对于存在消费自产食品的家庭,CHFS还询问了“如果将去年平均一个月您家消费的那部分自己生产的农产品拿到市场上出售的话,按去年平均价格能卖多少钱?”。上述两部分消费总额便是月食品消费总支出。衣着消费数据来源于问题“去年,您家所有家庭成员购买衣物共花了多少钱?”。鉴于食品和衣着都属于日常消费,本文将食品和衣着支出合并进行分析。住房装修维修支出数据来源于问题“去年,您家住房装修、维修或扩建花费多少钱?”。耐①这里假定农户没有租地成本。根据CHFS2013年数据,租入土地的农户比例仅为10%,其中,约26%是零租金,该变量仅在2013年调查中询问。后文将提供剔除租入土地样本后的稳健性分析。②毛收入通常指扣除成本前的收入。③家庭居住类支出与农业补贴无显著联系,而且CHFS2011年与2013年的两轮调查中对家庭医疗费用的统计口径不一致,因此,本文没有分析农业补贴对这两类消费的影响。农业补贴政策效应评估:激励效应与财富效应-21-用品消费支出包括电视、洗衣机、手机、电脑等商品支出,但不包括购买交通工具的支出。教育支出涉及职培训、上学、上兴趣班、留学等。本文的关键解释变量是农业补贴金额,该变量来源于问卷中的问题“去年,您家从事农业生产经营是否获得了补贴?”,对于获得补贴的家庭,则继续询问了具体的补贴金额。由于农业补贴实行普惠式的补贴方式,基本上所有农民都能享受到这种补贴(Huangetal.2013)。另一方面,根据林万龙、茹玉(2014)的统计分析,国家投入的农业生产直接补贴从2003年的106亿元增加到2012年的1680亿元,10年间增长了约15倍。在这样的背景下,分析农业补贴强度的变化对农民经济活动的影响更具现实意义。因此,本文去除了没有农业补贴或补贴金额为零的样本。本文在回归分析中还需要控制一些可能影响农业生产或消费的变量。这些控制变量包括农户承包土地面积、债务与金融资产比值(对数)、家庭总人数、家庭成员中劳动力占比①、是否为风险规避型农户、家庭农业生产类型、从事农业生产的机会成本、农村居民人均粮食播种面积和人均粮食产量。其中,承包土地面积为农户自报的农用土地面积,由于粮食直补、良种补贴、农业生产资料综合直接补贴均与承包土地面积相关,因此,本文去除了承包土地面积为零的样本;债务与金融资产比是常用于衡量家庭受到的流动性约束程度的指标;是否为风险规避型农户由受访者的投资态度确定②,若受访者仅愿意投资低风险、低回报或不愿意承担任何风险的项目,则该样本农户为风险规避型,取值为1,否则取值为0;农业生产类型包括粮食作物、经济作物、林业、畜牧业、渔业生产5种类型,该题目答案为多选项,根据该题目可以生成5个哑变量来控制农业补贴对不同农业生产者的差异化影响;从事农业生产的机会成本采用城镇居民人均可支配收入与农民人均纯收入(地级市层面)的比值来度量,农业生产机会成本会影响农户未来的农业决策,因此,该变量取滞后一期值;农村居民人均粮食播种面积和人均粮食产量为各地级市粮食播种面积和粮食产量与农业人口的比值③,这两个变量可能影响未来的补贴标准,因此也取滞后一期值。为排除物价变动的影响,本文根据各省(区、市)农业生产资料价格指数,将农业机械投入、农业生产总成本换算成2010年值,其余以货币度量的变量均按照各省(区、市)居民消费价格指数(CPI)换算为2010年值。在实际回归时,为减小极端值的干扰,本文对补贴金额、承包土地面积、农村居民人均粮食播种面积和人均粮食产量以及家庭各类消费支出均作对数化处理,对于其中取值为0的情况,采取的方法是先加1再取对数。表1报告了相关变量的定义与描述性统计。可以发现,户均承包土地面积约为7亩,这与王鸥、杨进(2014)和李文明等(2015)的调查结果比较一致。数据还显示,从2011年到2013年,农业劳动投入和农业机械投入均有所下降,但农业生产总成本明显增加,这可能是由于其它要素投入显著增加的缘故,比如化肥等,与此同时,农业生产毛收入增加了约38%。从消费来看,从2011年到2013年,农户总消费几乎没有变化,但本文列出的各分项消费支出均有不同程度的增加④。本文的核心变量——户均农业补贴金额从2010年的520.56元上升到2012年的602.26元,增长了约16%。从农业生产类型来看,样本中94%的农户种植了粮食作物,约47%的农户种植了经济作物,从事畜牧业和渔业生产的农户较少。①劳动力是指家庭中16周岁以上60周岁以下的男性和16周岁以上55周岁以下的女性。②CHFS调查的受访者为家庭中最了解财务状况的成员。③农业人口的计算公式为:农业人口=各地级市年末人口×(1-各省城镇化率)。目前统计年鉴只公布了各省份的城镇化率数据,暂未公布各地级市的城镇化率数据。各地级市年末人口数据来源于《中国区域统计年鉴2010》和《中国区域统计年鉴2012》,各省城镇化率数据来源于《中国统计年鉴2010》与《中国统计年鉴2012》。④这可能是由于农户医疗支出下降的缘故,因为在两轮调查期间,受访者及配偶中健康人数呈增加趋势。农业补贴政策效应评估:激励效应与财富效应-22-1 变量定义及描述性统计变量及其含义2011年调查结果 2013年调查结果均值 标准差 均值 标准差被解释变量从事农业生产的家庭成员数(人) 2.06 0.84 1.99 0.84平均每人每年从事农业生产的月数(月) 6.77 3.48 6.18 3.50是否雇佣劳动力;是=1,否=0 0.14 0.35 0.10 0.30农业机械投入(元) 2082.83 13455.20 1876.81 8502.75农业生产总成本(元) 4658.68 18819.88 5446.58 25566.61农业生产毛收入(元) 9565.41 11489.11 13242.99 32764.43总消费(元) 27424.68 56262.82 26032.98 27258.72耐用品支出(元) 581.92 2194.83 640.58 1876.49住房装修维修支出(元) 3276.35 16528.11 3589.62 18388.41食品衣着支出(元) 8401.40 8871.39 10354.95 9804.76教育支出(元) 2322.63 5341.37 2913.64 6107.21解释变量农业补贴金额(元) 520.56 581.09 602.26 754.02承包土地面积(平方米) 4908.11 9528.88 4675.34 6013.85债务与金融资产比(对数) -2.73 6.02 -4.62 5.73家庭总人数(人) 4.13 1.62 4.24 1.74劳动力占比(劳动力人口占家庭总人口比例) 0.64 0.31 0.61 0.31是否风险规避型农户;是=1,否=0 0.67 0.47 0.73 0.45是否从事粮食作物生产;是=1,否=0 0.94 0.24 0.94 0.24是否从事经济作物生产;是=1,否=0 0.47 0.50 0.36 0.48是否从事林业生产;是=1,否=0 0.03 0.17 0.02 0.15是否从事畜牧业生产;是=1,否=0 0.14 0.35 0.11 0.31是否从事渔业生产;是=1,否=0 0.02 0.12 0.01 0.12城乡收入差距 2.81 0.56 2.66 0.53人均粮食播种面积(粮食播种面积与农业人口比)(公顷/人) 0.19 0.10 0.20 0.12人均粮食产量(粮食产量与农业人口比)(吨/人) 1.09 0.69 1.23 0.97样本量 1417 1417注:①除城乡收入差距、人均粮食播种面积和人均粮食产量外,其余数据为笔者根据CHFS2011年与2013年数据整理而得;②城乡收入差距、人均粮食播种面积和人均粮食产量根据《中国区域统计年鉴2010》、《中国区域统计年鉴2012》数据整理而来。四、研究方法与计量模型设定本文研究面临遗漏变量和联立相关导致的内生性问题。首先,遗漏与农业补贴相关的变量可能导致遗漏变量偏误,比如难以测量的土地质量、地形等,这些变量既可能影响补贴标准,又可能同农业补贴政策效应评估:激励效应与财富效应-23-时影响农业生产决策,进而导致模型估计产生偏误。其次,尽管绝大多数地区农业补贴按照农业税计税面积或农业税计税常年产量或家庭承包土地面积发放,但仍有一些地方开始试点按照粮食播种面积或粮食产量进行补贴①,后两种补贴标准随时间而变化,这可能导致农户为了获得更高额度补贴而增加农业投入,即当前农业投入或产量的增加并非由于农业补贴所致,而是受到获得更高补贴预期的影响(Adamsetal.2001),由此将导致农业补贴和农业生产投入互为因果关系。针对这两类内生性问题,本文拟采取如下方法予以缓解:第一,本文拟采用面板固定效应(fixedeffect)模型进行估计,固定效应模型可以缓解不随时间变化的非观测个体异质性导致的内生性问题;第二,尽可能控制可能导致内生性问题的遗漏变量,这些变量包括家庭承包土地面积、地级市层面的农村居民人均粮食播种面积和人均粮食产量等;第三,剔除可能引起内生性问题的样本进行稳健性检验,比如,在按粮食播种面积或粮食产量进行补贴的省份,一些农户可能为了获得农业补贴而租入土地,本文将在剔除租入土地的样本农户后重新检验估计结果的稳健性。本文基本的计量模型设定如下:'0 1 13( )it it it i ity Lnsubsidy X d c u b b d = + +G + + + (1)(1)式中,ity 表示农业要素投入或农业产出, ( )itLnsubsidy 表示农业补贴的对数,itX是控制变量向量,下标i表示家庭,下标t表示时间。此外,模型还控制了时间固定效应13d(基期为2011年)、个体固定效应icitu是误差项。为考察农户是否将农业补贴用于其它用途,本文进一步估计了农业补贴对消费的影响,模型设定如下:'0 1 13( ) ( )it it it i itLnconsump Lnsubsidy X d c u g g j = + +P + + + (2)(2)式中, ( ) Lnconsump表示家庭总消费或各分类的对数,其余变量与(1)式中的设定相同。五、模型估计结果及分析(一)农业补贴与农业要素投入表2报告了农业补贴影响农业要素投入的固定效应模型估计结果。方程(1)~(3)的被解释变量分别为家庭成员自有劳动供给、是否雇佣劳动力、农业机械投入。可以发现,农业补贴并没有激励农户增加自有劳动供给,但显著提高了农户雇佣劳动力的概率、增加了农业机械使用。在其它因素不变的前提下,农业补贴每提高1%,农户雇佣劳动力的概率将显著增加0.026个百分点,农业机械投入将显著增加0.366%。方程(4)估计了农业补贴对农业生产总成本的影响,结果显示,农业补贴每增加1%,农业投入总成本将显著增加0.163%。假若农业补贴仅通过影响雇佣劳动力和机械投入来影响总成本,那么,在控制了这两项成本后,农业补贴对总成本的影响应不显著。方程(5)在方程(4)的基础上对是否雇佣劳动力和农业机械投入进行了控制,结果显示,农业补贴仍在1%的水平上显著影响农业投入总成本。这表明,农业补贴主要通过影响雇佣劳动力和农业机械以外的要素投入来影响总成本,比如化肥、种子、农药等。由此可见,农业补贴对农户增加农业投入具有显著的激励效应,但对不同农业要素投入具有差①笔者在尽力搜集各省的农业补贴方式后发现,2013年以前,绝大多数省份农业补贴仍按照农业税计税面积或农业税计税常年产量或农户承包的耕地面积发放,比如四川省、安徽省、湖南省、黑龙江省、河北省沧州市和藁城市、宁夏回族自治区、吉林省梅河口市、辽宁省、江西省宜丰县,但也有一些省份按照粮食播种面积或粮食产量进行补贴,比如甘肃省、山东省、湖北省、山西省。其它省份的补贴方式由于资料有限而难以核实。相关资料可向笔者索取。农业补贴政策效应评估:激励效应与财富效应-24-异化的影响,农业补贴并未激励家庭成员增加自有劳动供给,但显著提高了农户雇佣劳动力的概率、农业机械的使用以及化肥、种子、农药等要素的投入,且以影响化肥、种子、农药等要素投入为主。这一结论与朱满德等(2015)的研究结果一致。表2 农业补贴对农业要素投入影响的模型估计结果方程(1)家庭成员自有劳供给方程(2)是否雇佣劳动力方程(3)农业机械投入(对数)方程(4)农业生产总成本(对数)方程(5)农业生产总成本(对数)农业补贴金额(对数) -0.093 0.026*0.366***0.163***0.144***0.352) (0.014) (0.125) (0.051) (0.050)承包土地面积(对数) 0.333 0.019 0.338*0.255***0.238***0.492) (0.017) (0.193) (0.061) (0.060)人均粮食播种面积(对数) 3.344 0.185 -2.700 -0.860 -0.8034.714) (0.188) (1.700) (0.602) (0.602)人均粮食产量(对数) 1.331 0.160 2.389*0.765*0.6443.414) (0.132) (1.230) (0.415) (0.414)债务与金融资产比(对数) 0.108***-0.000 -0.005 -0.002 -0.0020.041) (0.002) (0.016) (0.005) (0.005)家庭总人数 1.071***0.004 0.104*0.033 0.0280.207) (0.005) (0.061) (0.024) (0.024)劳动力占比 2.461*-0.007 0.634 0.127 0.1061.301) (0.046) (0.476) (0.160) (0.155)是否风险规避型农户 -0.130 -0.003 -0.011 -0.100 -0.0990.482) (0.019) (0.176) (0.065) (0.064)城乡收入差距 4.208 -0.295***0.356 -0.381 -0.3292.722) (0.114) (1.136) (0.383) (0.382)农业机械投入(对数) — — — — 0.036***— — — — (0.009)是否雇佣劳动力 — — — — 0.218**— — — — (0.091)农业生产类型 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制时间固定效应 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制常数项 -43.041*-2.221**-5.744 4.657 5.348*23.874) (0.973) (9.693) (3.057) (3.067)样本量 2834 2834 2834 2834 2834R20.070 0.028 0.041 0.081 0.096F5.822 3.221 4.143 5.394 5.626注:①所有模型均采用固定效应估计,括号里的数字是异方差稳健标准误;②农业生产类型为是否从事粮食作物、经济作物、林业、畜牧业、渔业生产共5个哑变量;③******分别表示在1%5%10%的统计水平上显著。下同。农业补贴政策效应评估:激励效应与财富效应-25-(二)农业补贴与农业产出既然农业补贴对农业投入具有显著影响,那么,农业补贴引致的农业投入增加是否转化为农业产出了呢?表3报告了农业补贴影响农业产出的估计结果。方程(6)的估计结果显示,在不控制农业生产总成本的情形下,农业补贴在5%的水平上显著正向影响农业生产毛收入。方程(7)进一步控制了农业生产总成本,结果显示,农业补贴变得不再显著,且农业生产总成本在1%的水平上显著正向影响农业生产毛收入。根据BaronandKenny1986)提出的验证中介效应(mediatingeffect)的三个标准①可知,在农业补贴影响农业产出的过程中,农业生产成本对农业补贴具有完全中介效应,即农业补贴完全通过农业投入来影响农业产出。那么,究竟哪种农业投入的中介效应更强?方程(8)在方程(6)的基础上进一步控制了是否雇佣劳动力变量。可以发现,雇佣劳动力对农业生产毛收入无显著影响,且农业补贴仍在5%的水平上显著影响农业生产毛收入,该系数与方程(6)中该变量的估计系数无显著差别(邹至庄检验的p值为0.209),可见,雇佣劳动力几乎没有中介效应。方程(9)在方程(8)的基础上进一步加入了农业机械投入,该变量在1%的水平上显著正向影响农业生产毛收入,且农业补贴仅在10%的水平上显著影响农业生产毛收入,农业补贴的估计系数有一定幅度下降,该系数与方程(6)和方程(8)中相同变量的估计结果存在显著差异,邹至庄检验结果的p值分别为0.0050.015。这表明,农业机械投入具有微弱的中介效应。方程(10)在方程(9)的基础上加入了农业生产总成本变量,在控制雇佣劳动力与农业机械投入的条件下,农业生产总成本仍在1%的水平上显著正向影响农业生产毛收入;同时,农业补贴变量不再显著且估计系数大幅下降。这表明,除雇佣劳动力与农业机械投入外,化肥、种子、农药等要素投入成本对农业补贴影响农业生产具有较强的中介效应。综上,在农业补贴影响农业产出的过程中,农业生产成本在农业补贴与农业生产之间具有完全中介效应,但不同要素投入的中介效应具有明显差异。其中,雇佣劳动力几乎无中介效应,农业机械投入具有微弱的中介效应,除上述两种要素投入外的其它要素投入具有较强的中介效应,比如化肥、种子、农药等。这一结论与钟春平等(2013)的研究结果基本一致。表3 农业补贴对农业产出影响的估计结果方程(6)农业生产毛收入(对数)方程(7)农业生产毛收入(对数)方程(8)农业生产毛收入(对数)方程(9)农业生产毛收入(对数)方程(10)农业生产毛收入(对数)农业补贴金额(对数) 0.199**0.126 0.191**0.159*0.0990.094) (0.091) (0.094) (0.094) (0.091)承包土地面积(对数) 0.265*0.150 0.259*0.229*0.1290.136) (0.134) (0.136) (0.132) (0.131)人均粮食播种面积(对数) -1.649 -1.263 -1.702 -1.453 -1.1151.150) (1.133) (1.141) (1.129) (1.117)人均粮食产量(对数) 0.898 0.555 0.852 0.644 0.3720.760) (0.737) (0.757) (0.751) (0.732)①判定中介效应的三个标准为:第一,中介变量对自变量回归,自变量达到显著的水平。第二,因变量对自变量回归,自变量也达到显著的水平。第三,因变量同时对中介变量和自变量回归。如果中介变量达到显著的水平,自变量回归系数减小且自变量达到显著的水平,则中介变量起部分中介作用;若自变量回归系数减小但自变量没有达到显著的水平,则中介变量起完全中介作用。农业补贴政策效应评估:激励效应与财富效应-26-(续表3)债务与金融资产比(对数) -0.008 -0.007 -0.007 -0.007 -0.0060.011) (0.011) (0.011) (0.011) (0.011)家庭总人数 0.014 -0.000 0.013 0.004 -0.0080.047) (0.044) (0.047) (0.046) (0.044)劳动力占比 0.334 0.277 0.336 0.279 0.2340.323) (0.309) (0.322) (0.318) (0.306)是否风险规避型农户 0.016 0.061 0.017 0.018 0.0600.124) (0.119) (0.123) (0.122) (0.118)城乡收入差距 -2.009***-1.838**-1.923***-1.966***-1.827**0.731) (0.737) (0.727) (0.722) (0.728)农业生产总成本(对数) — 0.448***— — 0.422***— (0.077) — — (0.077)是否雇佣劳动力 — — 0.289 0.253 0.161— — (0.180) (0.181) (0.174)农业机械投入(对数) — — — 0.090***0.074***— — — (0.019) (0.019)农业生产类型 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制时间固定效应 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制常数项 14.201**12.113**14.843***15.278***13.024**5.548) (5.479) (5.541) (5.498) (5.439)样本量 2834 2834 2834 2834 2834R20.060 0.105 0.062 0.077 0.116F5.039 6.582 4.884 5.623 6.764(三)农业补贴影响农业投入的机制至此,本文已发现,农业补贴完全通过影响农业投入来影响农业产出。那么,一个自然的问题便是,如何调节农业补贴以使其产生最大的激励效应?这实质上是回答农业补贴补给谁更有效的问题。经典的研究认为,农业补贴可通过改变农户风险偏好或缓解信贷约束来促进农业投入(BhaskarandBeghin2009)。本文首先对这两条影响渠道进行检验,其次考察农业补贴的激励效应在不同种植面积样本、不同务农机会成本样本以及粮食主产区与非主产区样本之间的差异。表4报告了农业补贴对农业投入的差异化影响的估计结果,主要关注的是交叉项系数。方程(11)的估计结果显示,农业补贴金额对风险规避型农户农业投入的边际影响高于非风险规避型农户,但交叉项系数在统计上并不显著。方程(12)检验了农业补贴是否能缓解农户信贷约束。“信贷约束”是指农户从事农业生产是否受到信贷约束,若受到了信贷约束,该变量取值为1,否则取值为0。参照现有研究(例如朱喜、李子奈,2006),信贷约束是指“需要贷款但没申请”或“申请被拒绝”的家庭①。根据GoodwinandMishra2006)的研究,若农业补贴能缓解农户从事农业生产受到的信贷①CHFS询问了样本家庭从事农业生产经营活动是否仍有尚未还清的银行借款。对于目前没有银行借款的家庭,则进一步询问“为什么没有贷款”,具体包括4个选项:不需要、需要但没申请、申请被拒绝、以前有银行贷款但已还清。农业补贴政策效应评估:激励效应与财富效应-27-约束,则受到信贷约束的农户应将更多的补贴用于农业投入。方程(12)的交叉项系数显示,农业补贴金额对农业投入的边际影响在受到信贷约束农户与不受信贷约束农户之间不存在显著差异。这表明,当前农业补贴不具有通过缓解农户信贷约束而促进农业生产的作用。方程(13)~(15)的估计结果显示,通过促进农业规模化经营或降低务农机会成本或将补贴向粮食主产区倾斜,均可提高农业补贴的效果。特别地,在粮食非主产区,农业补贴无任何激励效应,在未来的政策调整中可适当考虑如何激励粮食非主产区农户从事农业生产。综上,当前农业补贴不具有通过改变农户风险偏好或缓解农户信贷约束而促进农业生产投入的效果,这可能是当前农业补贴相对于农业生产成本而言金额较小的缘故。但是,在实施农业补贴的同时,促进农业规模化经营或降低务农机会成本或将补贴向粮食主产区倾斜,可提高农业补贴的效果。表4 农业补贴影响农业投入机制的估计结果方程(11)农业生产总成本(对数)方程(12)农业生产总成本(对数)方程(13)农业生产总成本(对数)方程(14)农业生产总成本(对数)方程(15)农业生产总成本(对数)农业补贴金额(对数) 0.129*0.173***-0.311 0.576**-0.0330.076) (0.054) (0.293) (0.236) (0.090)农业补贴金额(对数)×是否风险规避型农户0.054 — — — —(0.069) — — — —农业补贴金额(对数)×信贷约束 — -0.072 — — —— (0.060) — — —农业补贴金额(对数)×承包土地面积(对数)— — 0.059*— —— — (0.034) — —农业补贴金额(对数)×城乡收入差距— — — -0.151*—— — — (0.087) —农业补贴金额(对数)×粮食主产区— — — — 0.266**— — — — (0.109)控制变量 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制时间固定效应 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制常数项 4.875 4.732 7.361**2.310 4.2413.119) (3.070) (3.525) (3.467) (3.093)样本量 2834 2834 2834 2834 2834R20.082 0.085 0.083 0.084 0.086F5.080 4.991 5.463 5.584 5.422注:①方程(12)中的控制变量除包括前文提到的控制变量外,还包括“从事农业生产是否受到信贷约束”哑变量。其余方程中的控制变量与前文相同。限于篇幅,未汇报控制变量的估计结果。②“粮食主产区”为哑变量,若样本农户属于吉林、黑龙江、辽宁、山东、河北、河南、江西、湖北、湖南、江苏、安徽、四川共12个省份,取值为1,否则取值为0。农业补贴政策效应评估:激励效应与财富效应-28-(四)进一步的研究:激励效应还是财富效应?为全面评估农业补贴的政策效果,本文进一步从消费的角度予以考察。消费经济理论表明,额外收入会对受流动性约束的消费者产生促进消费的财富效应。因此,本节重点分析农业补贴的财富效应是否存在,并对其与激励效应进行比较。表5报告了农业补贴影响消费的固定效应模型估计结果。控制变量除了前文分析中采纳的变量外还包括了农业生产毛收入、非农业收入,这样可以排除农业补贴通过提高农业收入对消费产生的间接影响。所有估计中剔除了食品衣着消费支出为0的样本,因此,回归分析中的样本数与前文略有不同。方程(16)~(20)分别估计了农业补贴对总消费、耐用品支出、住房装修维修支出、食品衣着支出、教育支出的影响。可以发现,在其它因素不变的前提下,农业补贴每提高1%,消费总额将增加0.069%,且该变量在5%的水平上显著。从对不同消费的影响来看,农业补贴主要促进了住房装修维修支出和教育支出的显著增加,农业补贴每提高1%,可使住房装修维修支出和教育支出分别增加0.340%0.261%。可见,农户确实将农业补贴用于非农业用途,农业补贴具有显著的财富效应,但这一效应低于农业补贴的激励效应,检验表5中方程(16)与表2中方程(4)农业补贴变量的估计系数是否存在显著差异,其p值为0.095,即农业补贴的激励效应与财富效应在统计上具有显著差异。本文研究表明,农户的消费可能受到流动性约束,且受流动性约束较严重的是住房装修维修支出和教育支出。因此,未来在政策调整中可考虑适当补贴农村住房改造和进一步加大对农村教育的财政投入,由此可降低其它经济活动对农业补贴用于农业生产所造成的挤出。表5 农业补贴对消费影响的估计结果方程(16)总消费(对数)方程(17)耐用品支出(对数)方程(18)住房装修维修支出(对数)方程(19)食品衣着支出(对数)方程(20)教育支出(对数)农业补贴金额(对数) 0.069**0.217 0.340**0.015 0.261**0.033) (0.138) (0.141) (0.036) (0.125)农业生产毛收入(对数) 0.001 0.041 -0.008 0.015 0.0160.011) (0.043) (0.044) (0.011) (0.038)非农业收入(对数) 0.031***0.026 0.073**0.034***0.0140.007) (0.026) (0.030) (0.007) (0.025)承包土地面积(对数) 0.063 -0.036 0.137 0.047 -0.1470.044) (0.188) (0.179) (0.042) (0.166)人均粮食播种面积(对数) -0.527 -0.413 0.848 -0.219 -2.0580.463) (1.874) (1.948) (0.533) (1.771)人均粮食产量(对数) 0.541*-0.912 -0.709 -0.032 0.7990.314) (1.254) (1.269) (0.380) (1.130)债务与金融资产比(对数) 0.015***0.018 0.056***0.000 -0.0090.004) (0.017) (0.018) (0.004) (0.016)家庭总人数 0.078***0.019 -0.057 0.088***0.551***0.017) (0.068) (0.064) (0.019) (0.070)劳动力占比 0.330***1.005**0.710 0.084 0.567农业补贴政策效应评估:激励效应与财富效应-29-(续表5)(0.117) (0.499) (0.452) (0.134) (0.465)是否风险规避型农户 -0.101**-0.104 -0.504**-0.096**0.1920.046) (0.196) (0.198) (0.047) (0.165)城乡收入差距 -0.265 0.769 -1.073 -0.532*2.619**0.280) (1.155) (1.169) (0.302) (1.081)农业生产类型 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制时间固定效应 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制常数项 7.811***8.192 0.817 10.836***0.2072.487) (9.923) (10.580) (2.657) (10.240)样本量 2798 2798 2798 2798 2798R20.091 0.021 0.031 0.104 0.080F7.404 1.822 2.470 7.985 6.247六、稳健性检验为保证估计结果的稳健性,本部分将从以下几个方面对本文基本模型的估计结果进行稳健性检验:①替换时间固定效应,控制更严格的省份—时间固定效应,这样可以控制省级层面不同年份的政策变动。②剔除租入土地的农户样本。前文提到,在农业补贴按照粮食播种面积或粮食产量发放的地区,一些农户可能为了获得更多补贴而租入土地。对于这些农户,农业投入或产出的增加只是为了获得更高的补贴,存在因果倒置的问题。因此,需要剔除这部分样本进行稳健性检验①。③剔除从事畜牧业和渔业的农户样本。由于本文使用的样本包含5种类型的农业生产者,尽管通过控制农业生产类型哑变量可在一定程度上排除农业补贴对农户从事不同农业生产经营产生的激励效应的差异,但一个不足是,5种类型的农业生产者并非完全互斥。比如,农户可同时从事粮食作物生产和畜牧业生产,此时,农业补贴不仅和承包土地面积相关,还和农户畜牧业当前产值相关,因此,需要剔除从事畜牧业和渔业的农户样本后进行稳健性检验。④剔除农业补贴金额最高与最低1%的样本,以检验前文的估计结果是否受到极端值的影响。表6报告了上述稳健性检验的结果,第一列为基本模型中的3个被解释变量——农业生产总成本、农业生产毛收入、总消费,表中的估计值表示不同模型设定或样本下,农业补贴对农业生产总成本、农业生产毛收入和总消费的边际影响。可以发现,无论是控制更严格的省份—时间固定效应,还是变换不同的样本,本文模型的估计结果均比较稳健。表6 稳健性检验结果设定(1)控制省份—时间固定效应设定(2)剔除租入土地样本设定(3)剔除从事畜牧业、渔业样本设定(4)剔除农业补贴金额最高与最低1%样本农业生产总成本(对数) 0.163***0.141**0.147***0.123***0.050) (0.058) (0.049) (0.046)农业生产毛收入(对数) 0.182*0.203*0.168*0.272***①需要说明的是,“是否租入土地”仅在2013年调查中询问,因此,被剔除的样本是指2013年有租入土地的样本。农业补贴政策效应评估:激励效应与财富效应-30-(续表6)(0.095) (0.106) (0.090) (0.105)总消费(对数) 0.064*0.078**0.065*0.083**0.033) (0.036) (0.038) (0.041)注:限于篇幅,此表没有汇报控制变量、时间固定效应和常数项的估计结果,若需要,可向笔者索取。七、结论与政策启示利用2011年与2013年中国家庭金融调查面板数据,本文考察了农业补贴是否对农业生产存在激励效应,以及是否具有促进消费的财富效应。研究发现,当前农业补贴政策具有显著的激励效应,农业补贴金额每提高1%,可使农业生产总投入增加约0.163%,可使农业生产毛收入增加约0.199%,但农业补贴对不同农业要素投入具有差异化的影响,农业补贴并未激励农户增加家庭成员自有劳动供给,但显著提高了农户雇佣劳动力的概率,促进了农业机械的使用以及化肥、种子、农药等要素的投入,且以影响化肥、种子、农药等要素投入为主。进一步分析发现,在农业补贴影响农业产出的过程中,农业投入具有完全的中介效应,但不同要素投入的中介效应具有明显差异。其中,雇佣劳动力几乎无中介效应,农业机械投入具有微弱的中介效应,除上述两种投入外的其它要素投入具有较强的中介效应,比如化肥、种子、农药等。对农业补贴政策的影响机制进行分析后本文发现,当前农业补贴不具有通过缓解信贷约束或改变农户风险偏好而促进农业生产的政策效果,但实施农业补贴的同时,促进农业规模化经营或降低务农机会成本或将补贴向粮食主产区倾斜,可提高农业补贴的效果。研究还发现,农业补贴具有促进农户消费的财富效应,农业补贴金额每提高1%,可使家庭总消费增加0.069%,但这一效应低于农业补贴的激励效应。本文研究结论对于完善当前农业补贴政策具有重要的政策含义。首先,尽管当前农业生产直接补贴政策对于促进农业生产发挥了积极作用,但农业补贴通过提高农业机械化程度来增加农业总产出的效应较小,它主要通过激励农户增加化肥、农药、种子等要素投入来提高农业总产出,大量化肥、农药的使用将造成土壤污染和土地肥力下降,这又促使农户将更多的农业补贴用于化肥、农药等要素的投入,形成恶性循环。因此,未来政策调整时需要考虑如何激励农户将农业补贴用于农业生产技术效率的提高。其次,由于农业补贴不具有通过缓解农户信贷约束而促进农业生产的效果,因此,可借鉴美国的经验,将一部分补贴资金用于贷款差额补贴(loandeficiencypayments),即当市场价格低于贷款率时,启动贷款差额补贴,反之,则不启动。这既可缓解农户信贷约束,又可引入金融机构来监管补贴的用途。最后,当前农业补贴已演变成对农户的收入补贴,迫切需要改进农业补贴标准,以增强农业补贴的指向性、精准性和实效性,比如,将农业补贴向种植大户倾斜可提高补贴的效率。事实上,2015年中央“一号文件”已明确提出,将20%的农业生产资料综合补贴存量资金用于支持粮食适度规模经营。本文研究为这一政策调整提供了证据支撑。参考文献1.曹光乔、周力、易中懿、张宗毅、韩喜秋:《农业机械购置补贴对农户购机行为的影响——基于江苏省水稻种植业的实证分析》,《中国农村经济》2010年第6期。2.陈飞、范庆泉、高铁梅:《农业政策、粮食产量与粮食生产调整能力》,《经济研究》2010年第11期。3.方松海、王为农:《成本快速上升背景下的农业补贴政策研究》,《管理世界》2009年第9期。4.冯继康:《美国农业补贴政策:历史演变与发展走势》,《中国农村经济》2007年第3期。农业补贴政策效应评估:激励效应与财富效应-31-5.高鸣、宋洪远、MichaelCarter:《粮食直接补贴对不同经营规模农户小麦生产率的影响——基于全国农村固定观察点农户数据》,《中国农村经济》2016年第8期。6.黄季焜、王晓兵、智华勇、黄珠容、ScottRozelle:《粮食直补和农资综合补贴对农业生产的影响》,《农业技术经济》2011年第1期。7.李文明、罗丹、陈洁、谢颜:《农业适度规模经营:规模效益、产出水平与生产成本——基于1552个水稻种植户的调查数据》,《中国农村经济》2015年第3期。8.林万龙、茹玉:《对2001年以来中国农民直接补贴政策体系与投入状况的初步分析》,《中国农村经济》2014年第12期。9.刘克春:《粮食生产补贴政策对农户粮食种植决策行为的影响与作用机理分析——以江西省为例》,《中国农村经济》2010年第2期。10.吕炜、张晓颖、王伟同:《农机具购置补贴、农业生产效率与农村劳动力转移》,《中国农村经济》2015年第8期。11.马彦丽、杨云:《粮食直补政策对农户种粮意愿、农民收入和生产投入的影响———个基于河北案例的实证研究》,《农业技术经济》2005年第2期。12.穆月英:《我国农业补贴政策的SCGE模型构建及模拟分析》,《数量经济技术经济研究》2009年第1期。13.王姣、肖海峰:《中国粮食直接补贴政策效果评价》,《中国农村经济》2006年第12期。14.王欧、杨进:《农业补贴对中国农户粮食生产的影响》,《中国农村经济》2014年第5期。15.星焱、胡小平:《中国新一轮粮食增产的影响因素分析:20042011年》,《中国农村经济》2013年第6期。16.张淑杰、孙天华:《农业补贴政策效率及其影响因素研究——基于河南省360户农户调研数据的实证分析》,《农业技术经济》2012年第12期。17.钟春平、陈三攀、徐长生:《结构变迁、要素相对价格及农户行为——农业补贴的理论模型与微观经验证据》,《金融研究》2013年第5期。18.钟甫宁、顾和军、纪月清:《农民角色分化与农业补贴政策的收入分配效应——江苏省农业税减免、粮食直补收入分配效应的实证研究》,《管理世界》2008年第5期。19.周振、张琛、彭超、孔祥智:《农业机械化与农民收入:来自农机具购置补贴政策的证据》,《中国农村经济》2016年第2期。20.朱满德、李辛一、程国强:《综合性收入补贴对中国玉米全要素生产率的影响分析——基于省级面板数据的DEA-Tobit两阶段法》,《中国农村经济》2015年第11期。21.朱喜、李子奈:《我国农村正式金融机构对农户的信贷配给——一个联立离散选择模型的实证分析》,《数量经济技术经济研究》2006年第3期。22.Adams,G.;Westhoff,P.;Willott,B.andYoung,R.:DoDecoupledPaymentsAffectUSCropArea?PreliminaryEvidencefrom19972000,AmericanJournalofAgriculturalEconomics,83(5):1190-1195,2001.23.Ahearn,M. 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