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关键词：农业补贴;户籍制度;城镇化;经济发展;收入差距
中图分类号：
收稿日期：2020-11-28
作者简介：陈有华（1984-），男，江西瑞昌人，华南农业大学经济管理学院副教授，广东省珠江学者，经济学博士，研究方向：农业与食物经济;张壮（1996-），本文通讯作者，男，湖北天门人，华南农业大学经济管理学院硕士研究生，研究方向：农业政策与理论、劳动经济。
基金项目：国家社会科学基金重大项目，项目编号：20&ZD117;广东省哲学社科规划项目，项目编号：GD2018CYJ01;广东省高校珠江学者岗位计划项目“食物经济与管理”，项目编号：GDUPS2019;广东省自然科学基金项目，项目编号：2021A1515011960。
一、问题的提出
受到新马尔萨斯学派学者布朗的影响，中国学者在农业发展问题上，过度强调了粮食自给自足的问题，而忽视农业发展路径与生产力发展的问题[1]。相应地，农业补贴政策在中国受到了高度重视。据统计，中国农业补贴金额从2004年到2014年实现超过10倍的增长，中国农户所得到补贴占到了收入的3%左右[2]。强有力的农业补贴政策保证了中国粮食的安全，2004年到2015年间，中国粮食实现了“十二”连增。但是，农业补贴的推动作用能否持续，能否持续促进公平，改善效率呢？
将农业补贴放在城乡二元结构的特殊背景下进行考察，可发现其政策效果存在着极强的不确定性。第一，农业产值占比低，而农村人口多的现实，决定了农户人均的补贴不可能太多，形成激励不可能太大[3]。第二，非农收入是农民收入的主要来源，农业补贴造成了劳动力在第一产业的滞留，实际上干扰了产业发展的客观规律，间接减少了农民的收入[4]。第三，即便农业补贴的持续扩张实现了生产的强大激励，但依靠单一要素强投入的方式也必然要面临边际报酬递减的结局，农民的增收依旧面临困境[1]。
理论上讲，城镇化能成为解决农业补贴困境，实现帕累托改进的最佳方式。首先，通过城镇化实现农业人口向非农人口的转移。这样，具有增收潜力的农户最大限度地提高了自身收入，同时也利于将其人力资本优势转化成第二产业与第三产业的增长动力。其次，没有转移的农户，由于农业从事人数的下降，他们获得的补贴也会相应地增加，形成的生产积极性更高;同时，农村人口的减少，也将伴随着土地的规模化与集约化程度的加强。
上述推论首先在中国的宏观数据层面上得到了支持。从中国农村的宏观数据上看，中国的农业财政支出占总财政支出的比重平均在10%左右（如图1），这说明农业补贴政策的持续性。2000年之后的粮食单产增长率则逐渐趋于0，而中国农用化肥要素施用量增长率多数年份在粮食单产增长率之上，即投资的增长率已经高于了产出的增长率，说明单位土地上中国粮食增产能力可能已经饱和;尽管粮食增产能力有限，但1990年到2016年，第一产业人员占总就业人数比重与乡村人口占总人口的比重依旧较高（由图2可知），这说明中国农村劳动力的流转相对滞缓。
造成农村劳动力流转滞缓主要的原因在于，中国存在强大的户籍制度约束[5-6]。该制度将农村人口的社会福利与保障（如住房、教育、医疗、养老等）严格排除在体制之外，是造成中国城乡二元结构的根本原因。当前户籍制度约束已经成为农民增收的桎梏，图3表明，工资性收入成为当前农民收入的主要来源，占到了40%左右，经营性收入占到了30%左右。从2013年到2017年，农户收入来源的占比构成基本没有发生任何变化，这说明中国农户的增收方式是稳定的、单一的、僵化的。
反映到宏观经济层面上，户籍约束则成为当前中国收入差距扩大与经济增长滞缓的重要因素②。一方面，中国城乡收入差距的“剪刀口”在2008年之后有所抑制，但是还存在很大的改进空间;另一方面，人均GDP的增长已从2007年的20%以上回落到2012年后的10%以下，人均GDP的增长进入了相对滞缓的阶段。另外，从产业结构上看，第二产业与第三产业是国民经济的支柱，占到整体经济的份额约为95%，第一产业的比重占到的份额稳定为5%左右，2014年之后，第三产业的贡献率超过第二产业的贡献率，成为贡献率最大的行业。与之对应，中国也经历了一场劳动力的产业转移，第一产业从业人员开始逐步下降，第三产业从业人数显著上升。但是，第一产业从业人数同第二产业人数基本一致，这与两大产业分支所起的实际贡献率完全不对等。在某种程度上讲，户籍制度导致农村剩余劳动力的流动性约束，从整体上影响了中国的农业发展与工业化进程。
上述观点或推论在本文实证部分得到强化：（1）在户籍制度成本存在的情况下，农业补贴依然能够促进收入公平，但是效果的大小取决于城镇化水平;农业补贴会抑制经济发展，但是当城镇化水平极高的情况下这种影响会消失。（2） 农业补贴之所以抑制经济发展，是因为其增收效应已经进入临界点，无论其与第一产业交互，还是与第二产业交互，都无法显著促进经济发展。（3）在户籍制度成本不存在的情况下，农业补贴能够兼顾公平与效率，并且城镇化从中可以起到很好的调节作用。
二、文献述评与理论分析
为了保证国家的粮食安全，绝大多数国家都在不同程度上实施了农业补贴政策，但农业补贴在经济发展中的作用一直备受争议[9]。反对者出于效率的考虑，强调农业补贴的政治利益[10-11]与市场扭曲[12];支持者基于公平的考虑，重视发挥农业补贴对农业生产弱势地位的改善作用[13]。但农业补贴如何兼顧公平与效率的问题较少有人进行深入。
农业补贴会缩小城乡收入差距吗？该问题从两个相反的角度进行分析：（1）农业补贴可以成为农户收入的直接来源，可以调动农户生产积极性，提高农民、农村的收入 [2，14-16]，缩小城乡收入差距。（2）农业补贴对农户的吸引，可能构成城镇化的强大阻力[17]，农民自愿失去进城务工的机会，这样可能造成占农户收入里最大份额的非农收入丢失，从这个角度上讲，农业补贴又对农村的实际收入增长没有实质性作用[18]。 农业补贴会提升国家的经济发展水平吗？一般意义而言，在第一产业相对于第二产业处于弱势地位的时候，农业补贴就会加大[19]。但是这种保护也可能导致劳动力的第一产业与第二产业劳动力的争夺，以至于阻碍经济的发展。因此，一个普遍的经验事实是，当一国的农业劳动力比例下降到6%-8%或者农业产值比重下降到4%的时候，农业保护水平才会开始，相比之下，中国的农业补贴可能开始得过早[1]。但这也并非是金科玉律。即便在临界点之后，也有国家继续实行农业保护政策（如日本）。Hayami（1988）[19]与Anderson & Hayami（1986）[20]的研究就是建议在临界点水平发生之后继续加强农业补贴，以提高缺乏农业比较优势的国家的生产效率。事实证明，他们所提的这种观点在许多国家得到了经验数据的验证。
有学者抨击了中国的农业补贴政策。如林毅夫（2003）[4]认为，中国政府需要实行的是农村税费减免，加强农村基础设施建设，拓宽农户非农收入的增长途径，而不是加强农业补贴。也有不少研究表明，中国的农业补贴政策对经济增长的贡献并不明显。蔡昉和王美艳（2016）[1]的经验研究表明，中国农业生产已经出现了资本边际报酬递减，而劳动边际报酬递增的现象。高鸣和宋洪远（2015，2017）[2-3]的研究也表明，中国粮食生产存在明显的效率损失，依靠资本替代劳动的方式已经行不通了。上述经验事实表明，依靠农业补贴维持的单一要素强投入的方式，已经无法促进中国农业产量的继续抬升，甚至可能诱发由此产生的外部性，即环境污染与土地贫瘠化的雙重危机 [13]。当前，中国农业发展迫切需要进行规模化变革[21]，否则依靠资本要素强投入的农业发展将走向终结[22]。但也正如林毅夫（2003）[4]所说，一旦中国实行农业补贴，那么就不再存在取消的可能性。
如何能够通过某种途径，保证农业补贴政策的有效性，研究自然地想到了城镇化。当然，需要注意的是，本文所讲的城镇化不是农业人口向非农人口的强制政策干预所导致的虚假“城镇化”，而是一个自由流动的过程。虚假“城镇化”可能表现为两个方面：（1）尽管允许农村户籍人口向城市户籍转变，或是实行了统一居民身份改革，但是城市户籍所享受的社会保障与福利，原农村户籍者无法享受。（2）农村人进城之后，身份的变更，只是在统计上缩小了城乡差距，实质上农民不仅会面临失去农业补贴的风险，而且面临失去土地承包经营权的风险，更面临极高市民化成本的考验。城镇化推进一定是尊重市场规律的流动，是农户自愿的流动行为。为了实现这样的自然流动，政府需要加强财政投入，推进市民化进程，加强乡村基础设施建设，推进城乡一体化进程。这是本文研究的一个关键假设。
为了进一步说明农业补贴的效果，研究构建了基本的理论模型。
根据Shen（2009）[23]、沈凌和田国强（2009）[24]的研究，研究假定：（1）一个经济中的平均财富为VV>0，由农村人r与城市人u进行分配，其中农村人分得的财富数量为Ar，城市人分得的财富数量为Au。（2）该经济体中，农村人占比为β，则城市人占比为1-β，β由户籍制度加以决定，0<β<1。（3）该经济体中，农村人的收入占比为d，d可以由国家的转移支付政策（如农业补贴）发生伸缩，0<d<1。可以计算得到城市人分得的财富数量Au：
Ar=dVβAr+1-βAu=V→Au=1-dβ1-βV
根据假定，研究可以基本勾画出该经济体中反映收入分配情况的洛伦兹曲线（如图4）。
纵轴从0到1表示收入从低到高进行排列后的百分比，横轴从0到1表示与纵轴对应的人口所占百分比。上三角形AOB的面积表示不平等的面积，大三角形ABC面积表示完全不平等的面积，两个三角形的面积之比可以计算得到基尼系数：
Gini=SAOBSABC=1-12dβ+121-d+d1-β1×1×12=β1-d
推论1：通过基尼系数的计算，可知农业补贴的强化，可以降低收入分配差距，但农村人口比重会抑制该效应，因此，城镇化能够强化农业补贴的公平效应。
使用陆铭等（2019）[10]提出的空间均衡思想，即人口区域流动的均衡状态是，各个区域的人均产出相等。考虑流动成本C后，该模型可以表示为：
ArL-Lu=AuLu-Cβ，d，Lu
其中，C=Cβ，d，Lu， 并且Cβ>0，Cd>0，CLu>0，C因为城市人口Lu而扩大管理成本，因为β而扩大户籍制度成本，因为d而扩大农业补贴制度成本，户籍制度与农业补贴制度都能够抑制农村剩余劳动力的流动。研究考虑两种情况：
（1）存在制度成本，人口的流动只能依靠户籍规定，即：
L=Lu+LrβL=LrdVL-Lu=1-dβ1-βLuV-Cβ，d，Lu
为放松参数约束，令C（β，d，Lu）=L（dβ-1），解得：
Vd=-β/βdβ-1211-β2+dβdβ-12<0
推论2：存在制度成本的情况下，农业补贴一定会抑制经济发展，但是这种负向影响会随着城镇化的深入得以改善。如当城镇化水平1-β→1时，农业补贴对经济的抑制作用就会消失。
（2）不存在制度成本，此时只存在管理成本，人口的流动不依靠户籍规定，即：
dVL-Lu=1-dβ1-βLuV-CLu
解得：
V=CLu1-dβ1-βLu-dL-Lu
令ωd=1-dβ1-βLu-dL-Lu，则ωdd=-β1-βLu-1L-Lu<0。
解得Vd=-CLuωddω2d>0，2Vdβ=-Vd1-β2Lu>0
推论3：不存在制度成本时，农业补贴的增加会增加国民收入，而且这种影响仍然可以通过城镇化得到强化。 推论1到推论3都说明，要发挥农业补贴的公平效应与效率效应，就必须深入推进城市进程与户籍制度变革，避免农业补贴政策的负外部性对经济造成长久的抑制效应。
三、实证研究分析
（一）数据来源与变量选择
本文研究所使用的数据来自《中国统计年鉴》与《中国农村统计年鉴》公布的2007年—2018年中国31省（含4个直辖市）的宏观经济与农业发展指标相关指标。（1）经济发展水平（lpergdp），相比国民生产总值，使用人均国民生产总值作为经济发展的指标，扣除了人口因素，以便能够更为全面地反映经济发展的状况。（2）城乡收入差距（Tai）， 区别于钟宁桦（2011）[25]，蔡昉（2003）[18]等人使用城乡收入比的做法，本研究使用泰尔指数作为城乡收入差距的度量指标。具体原因如下：（a）较基尼系数而言，泰尔指数更容易计算;（b）泰尔指数具有完全可分解性质，可以从城市内部不均等、农村内部不均等以及城乡三个差异衡量社会的不均等[26];（c）泰尔指数与其他经济指标具有高度的相关性[27]。泰尔指数的具体计算公式如下：
Theil=∑2i=1IiIlnIiIPiP
其中，I表示城乡收入总额，Ii表示城市或农村的收入，P表示城乡人口总和，Pi表示城市或农村的人口数，i=1表示城市，i=2表示农村。（3）农业补贴（agri），这里农业补贴在《中国统计年鉴》中缺失较为严重，因此使用不同省份财政用于农、林、水的支出占当年财政预算总支出的比作为衡量指标。这样做既可以消除时间趋势，同时又体现了不同省市对农业补贴的重视程度，这与陆铭等人（2004）[28]的指标选取具有一致性。（4）城镇化水平，城市人口占城鄉总人口的比重。（5）人力资本水平（lhighsch），选取省市对应年份的高中毕业生人数度量人力资本水平，陈斌开等（2009）[29]的研究表明，基础教育能够有效地缩小城乡差距。（6）对外贸易（rexport）程度，将进出口总额换算成人民币单位，然后除以国民生产总值作为衡量指标。（7）第一产业比重（intri1），用于衡量农业发展程度。（8）第二产业比重（intri2），用于衡量工业化程度。（9）产业结构（struc），按照钟宁桦（2011）[25]的做法，用第三产业比重除以第二产业比重。（10）城乡收入差额（lgap），用城市可支配收入减去农村可支配收入，然后取对数。
如图5，将主要变量在时间轴上展示出来。可知农业财政支出占比约为10%左右，近几年该比例有所上扬，这同国家统计局所公布的数据大抵一致;中国的城镇化水平处于直线上升的状态，到2019年，我的城镇化水平达到了60%左右，这也符合中国统计事实，也有不少人指出这样的城镇化水平是被高估了③，但是为了测量变量的方便，大多数研究还是应用城乡常住人口比作为衡量指标;第一产业GDP占比与第二产业GDP占比同中国统计局数据具有一致性;中国的泰尔指数下降幅度明显，特别是2013年之后，泰尔指数更是下降到了10%以下，这说明自2013开始的精准扶贫政策具有明显的效果。
考虑到变量的时间趋势对回归结果造成的潜在影响，研究对所有变量都进行了平稳性检验。表1的结果表明，所有变量都通过了面板单位根检验，即所有变量不包含单位根，可以直接进行平稳性面板回归分析。
（二）内生性问题讨论
使用固定效应模型与带工具变量的固定模型讨论本研究可能存在的内生性问题：
首先，使用双向固定效应模型：
yit=xitβ+Citη+ui+λt+εit
这里的yit为人均GDP和泰尔指数，xit为农业补贴，β为其对应系数向量，Cit为控制变量，η为其对应系数向量， ui为个体固定效应，λt为时间固定效应，εit为个体扰动项。进行组内去均值后：
Δyit=Δxitβ+ΔCitη+Δεit
时间效应与个体固定效应被消除，此时考虑到农业补贴可能受到人均GDP与泰尔指数的反向影响，同样使用固定效应模型，有：
Δxit=Δyitγ+ΔPitψ+Δ∈it
联立Δyit与Δxit后，再根据ΔCit与ΔPit的外生性，Δεit与Δ∈it的正态性，可得：
CovΔyit，Δεit=EΔyitΔεit-EΔεitEΔyit=ψEΔ∈itΔεit+ηEΔεit21-ηψ≠0
可知存在着内生性问题，此时使用最小二乘法进行估计：（1）使用工具变量zit对xit进行辅助回归Δxit=θΔzit+φΔcit+uit，得到拟合值Δit;（2）Δyit对Δit以及控制变量回归后，得到了2SLS统计量η2SLS;（3）当n→SymboleB@
时，2SLS统计量具有渐进正态性质，满足有效工具变量条件时，Eη2SLS-η=0，但此时使用两部最优GMM方法更能适应扰动项异方差与截面相关的问题。（4）在工具变量条件满足后，使用Hausman检验内生性问题，其原假设是，使用工具变量后的系数同使用前的系数不存在显著差异。
本文的重点任务是识别农业补贴对效率与公平的影响。研究需要考虑的内生性主要来自双向因果。因为模型中，为缓解控制扰动项中与被解释变量的相关性，研究已经控制了能够控制的相关经济指标，研究更为关心的是经济发展水平与地区城乡收入差距会不会反向影响农业补贴力度。为了排查论文的内生性问题，研究做了两步工作。
第一，用面板回归考察了经济发展与城乡收入差距对农业补贴的影响，结果是影响系数均没有在5%或1%的显著性水平下显著，可以认为经济发展与城乡收入差距对农业补贴没有影响。
第二，用农业补贴每两年的均值作为工具变量，用以表征农业补贴的惯性。用该变量作为表征的原因在于，农业补贴政策尽管是国家规定，但是地方依旧有一定的调整权力，因此过去的支持惯性在一定程度表示当地对农业的重视程度，同时研究将农业补贴在时间上进行平均，也体现了重视程度的变化过程，农业补贴惯性对经济发展与城乡收入差距的重要影响已无需多言，即工具变量的内生性条件是满足的。而与此同时，农业补贴的惯性作为一种政策倾向，一定会受到经济形势的冲击。但幸运的是，研究控制了经济形势指标，同时也将个体决策等人为特征，使用固定效应模型予以消除。此时农业补贴惯性对经济发展与城乡收入差距的影响只能通过农业补贴作为唯一的通道，即工具变量的外生性条件也是满足的。 研究的内生性问题检验与识别结构如表2所示。使用两部最优GMM方法估计使用工具变量后的结果，同时使用Hausman检验标准考察本研究的内生性隐患。两部最优GMM方法中，过度识别的Anderson LM统计量在1%的显著性水平上拒绝了原假设，即认为工具变量不存在识别不足的问题，弱工具变量检验的Cragg-Donald Wald统计量远远大于16.38（Stock-Yogo weak ID test critical values： 10% maximal IV size），即研究选择的工具变量不存在弱工具变量的问题。但是， Hausman检验的结果表明，使用工具变量回归的结果与普通面板OLS回归的结果没有显著的差异，即本文不存在内生性问题。此时，为了得到更有效率的估计量，应该选择面板OLS模型。
其实，没有检测到内生性问题是完全符合现实情况的，在中国，农业补贴的量化制度是由国家政策发布后，获得农业补贴的农户可以直接在储蓄账户领取[31]，省级层面操作的空间比较有限。
（三）农业补贴对经济发展的影响
使用Koenker（2004）[32]所推广的面板分位数回归模型：
Qyitτxit=αi+xitβτ+eit
其中t为时间维度，i为个体维度，αi为不随时间变化的个体固定效应项，τ表示分位点，xit为自变量向量，eit为个体随机扰动项，Qyit为对应分位点τ的子样本因变量向量。
Koenker（2004）[32]认为个体固定效应项需要与因变量的条件分位数相对应，为了更好地估计分位数方程，应将传统的高斯惩罚项替换为∑ni=1αi，以便具有更优良性质的算法与统计特征。即：
minα，β{∑qk=1∑Tt=1∑Ni=1wkρτkyit-αi-xTitβτk+λ∑ni=1αi}
其中ρτu=uτ-Iu<0表示线性分段分位数损失函数，I*表示指示函数，条件成立时取1，不成立时取0;权重wk控制q分位数τ1，τ2……τq对参数的αi估计值的相关影响，λ为调整系数。当λ=0时，得固定效应模型的估计;当0<λ<SymboleB@
时，得到的是固定效应的惩罚估计;当λ→SymboleB@
时，个体效应不存在。为了获得更为精确的系数与更为稳健的标准误，本文的参数估计使用Markov Chain Monte Carlo（MCMC）方法进行。
使用分位数回归估计农业补贴对经济发展的影响（如表3）。很明显可以看出，农业补贴对经济水平处在各个分位点的省份均具有显著的负向影响，即农业补贴的经济推动作用违背了补贴政策的初衷，农业补贴成为抑制经济发展的一个重要原因。相比农业补贴，城镇化水平对经济发展的贡献较为均匀，城镇化水平的影响系数大概平均在2.5左右。高中教育质量对经济发展的影响系数为负，这与预期相反，可能是因为更高的人力资本要求导致的。对外贸易程度对高分位点省份的正向影响总体大于中低分位点的省份，也是造成人均GDP省级分布不均匀的重要原因。
（四）农业补贴对城乡收入差距的影响
使用分位数回归估计农业补贴对城乡收入差距的影响（如表4）。可知农业补贴对缓解城乡收入差距的影响很大，总体而言，泰尔指数越高的地区，系数的绝对值越来越大，农业补贴的抑制效应越来越强。相比农业补贴，城镇化的抑制作用对20%-60%分位点的省份影响较为相对稳定，系数约为1.1左右，但是對较高分位点省份的抑制作用相对更小。高中教育质量对缓解城乡收入差距作用也很明显，泰尔指数越高的地区，系数的绝对值越来越大，抑制效应越来越强，经济发展水平也有同样的效果，这同陈斌开（2009）的结论具有一致性。对外贸易程度与产业结构都加剧了城乡收入差距。
（五）机制分析
根据前面的分析，研究已经了解到农业补贴可以明显地抑制贫富差异，但是农业补贴却又明显地拉大了经济发展差距。
首先，解释农业补贴为何缓解了城乡收入差距。表5的回归表明，农业补贴对收入有着刺激作用，但同时也对城镇化产生了抑制的作用，而且对农民可支配收入的刺激作用大于了对城镇化的抑制作用。回顾理论分析部分所讲的两种相反的机制，研究认为，尽管农业补贴既促进农民的增收⑤，但同时也阻碍了城镇化⑥，即前面所说的机制都是成立的，但是很明显的是，农业补贴的增收效应明显大于了对城镇化的阻碍作用，即综合效应而言，农业补贴是通过促进农民增收而缩小了城乡差距。尽管相关研究表明农业补贴阻碍了城镇化的进程，但是中国城镇化的根本阻碍在于户籍制度的约束。原因在于：（1）农业补贴相对农民获得的非农收入而言，显得微不足道，非农收入已经成为农户收入的主要来源，理性的农民不会为了农业补贴而放弃可观的非农收入支持⑦。（2）那些不愿意进行城镇化的农民，主要是考虑到城镇化后的成本太大，缺乏社会保障支撑⑧，同时加上对土地安全性的考虑，畏惧自给自足的生活状态被打破。尽管农业补贴能够成为农户城镇化的阻碍，但是这种阻碍力量相对过小，政府更需要做的是深化户籍制度改革，实现城乡基本公共服务的均等化，推进城镇化进程，调动农业补贴与城镇化对繁荣与稳定经济的积极作用。
不过，也需要指出的是，根据研究对农业补贴年度增收效应的估计（如表6），相比2007年，农业补贴所维持的收入增长效应在2013年之后已经变得非常显著，但是也不得不指出的是，这种增长效应已经收敛，基本固定为0.9-1.0左右。预计中国农业补贴的收入效应可能已经达到最高点，未来极有可能回落。因为中国的作物单产已经稳定，生产效率在短期间也不太可能提升，实现农村收入增长，只能依靠城镇化促进劳动力流转，获得更多的非农收入支持。 其次，解释为什么农业补贴抑制经济发展。根据中国统计局数据，尽管第一产业的GDP贡献率明显小于第二产业在GDP贡献率，但是它们却占有基本相同的产业从业人员，即产业贡献与从业人员数量严重不匹配。表5的结果表明，农业补贴显著了抑制了第二产业的发展，但同时又刺激了第一产业的发展，即说明农业补贴也是造成产业贡献与从业人员数量严重不匹配的重要原因。潜在的机理是，农业补贴确实造成了农业与非农产业劳动力的争夺，最终抑制了经济的发展。
（六）如何走出农业补贴困境？
1.实施农业补贴与城镇化并进的政策
已有部分研究表明农业补贴会产生第一产业吸引力，抑制劳动力的流转，抑制城镇化的进程（Huang et al.，2020），该结论在本文研究中同样得到了证明（如表5）。而本文通过在原定方程中加入城镇化与农业补贴的交互项，通过实证再次说明，城镇化途径能够有效地保证农业补贴实现经济发展与稳定的双重目标（如表7）。
根据Panel 1可知，城镇化与农业补贴的交互项拉动了中等分位数水平的经济发展水平，同时对低分数水平的省份作用要大于高分数水平的省份。交互项不仅对各个分位数水平上的人均GDP都有显著的促进作用，而且起到维持区域发展协调的功能，即大力拉动中等发展水平省份的经济发展水平，调节高度发展省份与欠发达省份之间的经济发展差距。根据Panel 2可知，城镇化与农业补贴的交互项可以十分显著地抑制城乡收入差距，而且城乡收入差距越严重的省份，抑制效应越强。
2.考虑产业结构后的政策调整
钟宁桦（2011）研究表明，农村工业化对经济发展的贡献已经微乎其微，依靠城市工业化才能真正促进中国经济发展。而表5的回归结果已经充分说明了农业补贴导致了中国产业贡献与从业人员比例的失衡，研究通过加入在原本回归的基础上，加入农业补贴与第一产业比重、第三产业比重的交互项，继续验证了这种观点。表8的Panel 1-Panel 4回归结果表明，农业补贴与第一产业比重的交互、农业补贴与第二产业比重的交互，都不能够有效缓解城乡收入差距问题，而且可能还会继续抑制经济发展，这在大多分数水平上的省份都得到了充分的验证。以往中国的经验事实已经也表明了区域经济发展差异的客观现实。
是否农业补贴抑制经济发展、扩大城乡收入差距的命运不可避免呢？根据研究前面的分析，城镇化会是实现农业补贴绩效的有效途径。研究假定，城镇化、工业化与农业补贴可以同时推进，为此，研究在保留原本两两交互的基础上，加入城镇化、工业化与农业补贴交互项，Panel 5与Panel 6的回归结果表明，三种政策同时执行至少惠及了处于20%至80%分位点的省份的经济发展（这比农业補贴与城镇化同时进行的效果更好）。这说明，在保持农业补贴的基础上，深入推进城镇化与工业化是改变农业补贴绩效扭曲、实现帕累托改进的重要手段。
四、结论与建议
户籍制度约束下，农村剩余劳动力无法实现正常流转，农业补贴的作用可能会被稀释，最终无法实现增效率与促公平的双重目标。基于31省（包括直辖市）2007—2018年的面板数据的实证研究，本研究认为，农业补贴能够保证缓解省际内部的城乡差异，但是农业补贴不仅不能促进人均GDP的增长，甚至还会扩大省际间的差异，这意味着农业补贴存在明显的效率损失。另一方面，农业补贴刺激了第一产业的发展，但是也抑制了第二产业发展，并且通过这种方式带来的增收效应已达最大值的临界阶段，即便之后有再大的农业补贴支出，也难以实现更大的效应。
但本文的研究也为解决农业补贴困境提供了新的思路。在城镇化的强力拉动下，农业补贴能够兼顾公平与效率，在城镇化与工业化的双重推进下，农业补贴能够最大限度地实现公平与效率的统一。本研究具有积极的现实意义：政策制定者既要看到中国粮食问题的重要性，也要看到资本边际递减与农民增收的困境，以及农业规模化的需要。最强有力的措施就是，实行有效的城镇化与工业化，维持农业补贴，通过改变分子来提升农业补贴的生产激励作用，通过土地的规模化经营提升农业补贴的增产增收功能，以缩小城乡差距，提高经济发展水平。
注释：
① 本研究图1、图2与图3的所使用的数据均来自《中国统计年鉴》与《中国农村统计年鉴》。
② Sicular et al.（2007）[7]认为城乡收入差异中将近77%的贡献来自于户籍制度约束，万海远和李实（2013）[8]的研究表明，即使是户籍制度所造成的职业选择歧视，也能解释城乡收入差异3.5%的贡献。
③ 比如陶然与徐志刚（2005）[30]认为，官方统计的城镇化率中还包括失地的农民以及在城市流转工作超过6年的农村户口劳动力。
④ “m_V”意味着变量V按省份进行平均，m_lpergdp的坐标在右轴展示，其余所有变量都在左轴展示。
⑤ 农业补贴对农村可支配收入具有正向影响效应，但该系数并不显著，这与陈飞（2016）[33]、周振（2016）[34]基于农户的微观证据的结论一致，只有显著性有所不同，这可能是由于本研究的小样本导致的。
⑥ 尽管该系数不显著，但这与Huang et al（2020）[17]的结论具有一致性，只是他们使用的是县级面板数据，所以在标准误上略有差异。他们认为，研究发现，农业补贴使中国每年农业劳动力外流减少了68万人（95%的置信区间为0.67-0.69），约为抽样期间观察到的每年农村向城市移民总数的5.7%。但是这相比中国的流动人口规模2.4亿，折算出的系数为0.0028，也接近本文估计的系数0.002。
⑦ 由于现代工业的生产效率与单位工资要高于农业部门，所以劳动力自然地从传统农业部分流向工业部门[35]，即便存在失业风险，只要预期收入高于农业经营活动的收入，这个过程也会持续[36]。 ⑧ 尽管当前很多中小城市已经放开了户口限制，但是大城市的户口限制依旧严格。但小城市并非是农民工的主要迁徙地，另外其提供的公共服务也十分有限。
参考文献：
[1] 蔡昉，王美艳.从穷人经济到规模经济——发展阶段变化对中国农业提出的挑战[J].经济研究，2016，51（5）：14-26.
[2] 高鸣，宋洪远，Michael Carter.补贴减少了粮食生产效率损失吗？——基于动态资产贫困理论的分析[J].管理世界，2017（9）：85-100.
[3] 高鸣，宋洪远.生产率视角下的中国粮食经济增长要素分析[J].中国人口科学，2015（1）：59-69，127.
[4] 林毅夫.中国现阶段究竟要不要增加农业补贴？[J].现代商贸工业，2003（10）：4-6.
[5] 蔡昉，都阳，王美艳.户籍制度与劳动力市场保护[J].经济研究，2001（12）：41-49，91.
[6] 欧阳慧.新一轮户籍制度改革实践中的落户困境与突破[J].经济纵横，2020（9）：57-62.
[7] Sicular T，Yue X M & Gustafsson B，et al.The Urban-Rural Income Gap and Inequality in China[J].Review of Income and Wealth，2007，53（1），93-126.
[8] 万海远，李实.户籍歧视对城乡收入差距的影响[J].经济研究，2013，48（9）：43-55.
[9] Anderson K & Swinnen J.How distorted have agricultural incentives become in Europe’s transition economies？ [J].Eastern European Economics，2010，48，79-109.
[10]陆铭，李鹏飞，钟辉勇.发展与平衡的新时代——新中国70年的空间政治经济学[J].管理世界，2019，35（10）：11-23，63，219.
[11]Anderson K，Rausser G & Swinnen J.Political economy of public policies： Insights from distortions to agricultural and food market[J].Journal of Economic Literature，2013，51，423-477.
[12]Graddy-Lovelace G & Diamond A.From supply management to agricultural subsidies-and back again？ The US Farm Bill & agrarian（in）viability[J].Journal of Rural Studies，2017，50，70-83.
[13]Chen Y H，Wen X W&Wang B，et al.Agricultural pollution and regulation： how to subsidize agriculture？ [J].Journal of Cleaner Production，2017，164：258-264.
[14]黃少安，郭冬梅，吴江.种粮直接补贴政策效应评估[J].中国农村经济，2019（1）：17-31.
[15]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[J].经济研究，2010，45（11）：101-114，140.
[16]程国强，朱满德.中国工业化中期阶段的农业补贴制度与政策选择[J].管理世界，2012（1）：9-20.
[17]Huang K X，Yan W S &Huang J K.Agricultural subsidies retard urbanisation in China[J].Australian Journal of Agricultural and Resource Economics，2020，59：1-20. [18]蔡昉.城乡收入差距与制度变革的临界点[J].中国社会科学，2003（5）：16-25，205.
[19]Hayami Y.Japanese Agriculture Under Siege： The Political Economy of Agricultural Policies[M].New York： St.Martin′s Press，1988.
[20]Anderson K & Hayami Y.The Political Economy of Agricultural Protection[M].Sydney： Allen &Unwin，1986.
[21]张露，罗必良.小农生产如何融入现代农业发展轨道？——来自中国小麦主产区的经验证据[J].经济研究，2018，53（12）：144-160.
[22]骆永民，樊丽明.宏观税负约束下的间接税比重与城乡收入差距[J].经济研究，2019，54（11）：37-53.
[23]Shen L.，Urban-rural Disparity： the Demand Analysis [J].Journal of Developing Areas，2009，43（1）：87-107.
[24]沈凌，田国强.贫富差别、城市化与经济增长——一个基于需求因素的经济学分析[J].经济研究，2009，44（1）：17-29.
[25]钟宁桦.农村工业化还能走多远？[J].经济研究，2011，46（1）：18-27，56.
[26]万广华.不平等的度量与分解[J].经济学（季刊），2009，8（1）：347-368.
[27]Shorrocks A F.& Wan G H.Spatial Decomposition of Inequality[J].Journal of Economic Geography，2005，5（1）：59-82.
[28]陆铭，陈钊.城市化、城市倾向的经济政策与城乡收入差距[J].经济研究，2004（6）：50-58.
[29]陈斌开，杨依山，许伟.中国城镇居民劳动收入差距演变及其原因：1990—2005[J].经济研究，2009，44（12）：30-42.
[30]陶然，徐志刚.城市化、农地制度与迁移人口社会保障——一个转轨中发展的大国视角与政策选择[J].经济研究，2005（12）：45-56.
[31]李江一.农业补贴政策效应评估：激励效应与财富效应[J].中国农村经济，2016（12）：17-32.
[32]Koenker，R.Quantile Regression for Longitudinal Data [J].Journal of Multivariate Analysis，2004，91（1）：74-89.
[33]陈飞.农户生产投入选择行为及其收入效应研究[J].财经问题研究，2016（9）：113-122.
[34]周振，张琛，彭超，等.农业机械化与农民收入：来自农机具购置补贴政策的证据[J].中国农村经济，2016（2）：68-82.
[35]Lewis W A.Economic Development with Unlimited Supplies of Labor[J].The Manchester School，1954，22（2）：139～191.
[36]夏怡然，陆铭.城市间的“孟母三迁”——公共服务影响劳动力流向的经验研究[J].管理世界，2015（10）：78-90.
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
（責任编辑：郑州）
中图分类号：
收稿日期：2020-11-28
作者简介：陈有华（1984-），男，江西瑞昌人，华南农业大学经济管理学院副教授，广东省珠江学者，经济学博士，研究方向：农业与食物经济;张壮（1996-），本文通讯作者，男，湖北天门人，华南农业大学经济管理学院硕士研究生，研究方向：农业政策与理论、劳动经济。
基金项目：国家社会科学基金重大项目，项目编号：20&ZD117;广东省哲学社科规划项目，项目编号：GD2018CYJ01;广东省高校珠江学者岗位计划项目“食物经济与管理”，项目编号：GDUPS2019;广东省自然科学基金项目，项目编号：2021A1515011960。
一、问题的提出
受到新马尔萨斯学派学者布朗的影响，中国学者在农业发展问题上，过度强调了粮食自给自足的问题，而忽视农业发展路径与生产力发展的问题[1]。相应地，农业补贴政策在中国受到了高度重视。据统计，中国农业补贴金额从2004年到2014年实现超过10倍的增长，中国农户所得到补贴占到了收入的3%左右[2]。强有力的农业补贴政策保证了中国粮食的安全，2004年到2015年间，中国粮食实现了“十二”连增。但是，农业补贴的推动作用能否持续，能否持续促进公平，改善效率呢？
将农业补贴放在城乡二元结构的特殊背景下进行考察，可发现其政策效果存在着极强的不确定性。第一，农业产值占比低，而农村人口多的现实，决定了农户人均的补贴不可能太多，形成激励不可能太大[3]。第二，非农收入是农民收入的主要来源，农业补贴造成了劳动力在第一产业的滞留，实际上干扰了产业发展的客观规律，间接减少了农民的收入[4]。第三，即便农业补贴的持续扩张实现了生产的强大激励，但依靠单一要素强投入的方式也必然要面临边际报酬递减的结局，农民的增收依旧面临困境[1]。
理论上讲，城镇化能成为解决农业补贴困境，实现帕累托改进的最佳方式。首先，通过城镇化实现农业人口向非农人口的转移。这样，具有增收潜力的农户最大限度地提高了自身收入，同时也利于将其人力资本优势转化成第二产业与第三产业的增长动力。其次，没有转移的农户，由于农业从事人数的下降，他们获得的补贴也会相应地增加，形成的生产积极性更高;同时，农村人口的减少，也将伴随着土地的规模化与集约化程度的加强。
上述推论首先在中国的宏观数据层面上得到了支持。从中国农村的宏观数据上看，中国的农业财政支出占总财政支出的比重平均在10%左右（如图1），这说明农业补贴政策的持续性。2000年之后的粮食单产增长率则逐渐趋于0，而中国农用化肥要素施用量增长率多数年份在粮食单产增长率之上，即投资的增长率已经高于了产出的增长率，说明单位土地上中国粮食增产能力可能已经饱和;尽管粮食增产能力有限，但1990年到2016年，第一产业人员占总就业人数比重与乡村人口占总人口的比重依旧较高（由图2可知），这说明中国农村劳动力的流转相对滞缓。
造成农村劳动力流转滞缓主要的原因在于，中国存在强大的户籍制度约束[5-6]。该制度将农村人口的社会福利与保障（如住房、教育、医疗、养老等）严格排除在体制之外，是造成中国城乡二元结构的根本原因。当前户籍制度约束已经成为农民增收的桎梏，图3表明，工资性收入成为当前农民收入的主要来源，占到了40%左右，经营性收入占到了30%左右。从2013年到2017年，农户收入来源的占比构成基本没有发生任何变化，这说明中国农户的增收方式是稳定的、单一的、僵化的。
反映到宏观经济层面上，户籍约束则成为当前中国收入差距扩大与经济增长滞缓的重要因素②。一方面，中国城乡收入差距的“剪刀口”在2008年之后有所抑制，但是还存在很大的改进空间;另一方面，人均GDP的增长已从2007年的20%以上回落到2012年后的10%以下，人均GDP的增长进入了相对滞缓的阶段。另外，从产业结构上看，第二产业与第三产业是国民经济的支柱，占到整体经济的份额约为95%，第一产业的比重占到的份额稳定为5%左右，2014年之后，第三产业的贡献率超过第二产业的贡献率，成为贡献率最大的行业。与之对应，中国也经历了一场劳动力的产业转移，第一产业从业人员开始逐步下降，第三产业从业人数显著上升。但是，第一产业从业人数同第二产业人数基本一致，这与两大产业分支所起的实际贡献率完全不对等。在某种程度上讲，户籍制度导致农村剩余劳动力的流动性约束，从整体上影响了中国的农业发展与工业化进程。
上述观点或推论在本文实证部分得到强化：（1）在户籍制度成本存在的情况下，农业补贴依然能够促进收入公平，但是效果的大小取决于城镇化水平;农业补贴会抑制经济发展，但是当城镇化水平极高的情况下这种影响会消失。（2） 农业补贴之所以抑制经济发展，是因为其增收效应已经进入临界点，无论其与第一产业交互，还是与第二产业交互，都无法显著促进经济发展。（3）在户籍制度成本不存在的情况下，农业补贴能够兼顾公平与效率，并且城镇化从中可以起到很好的调节作用。
二、文献述评与理论分析
为了保证国家的粮食安全，绝大多数国家都在不同程度上实施了农业补贴政策，但农业补贴在经济发展中的作用一直备受争议[9]。反对者出于效率的考虑，强调农业补贴的政治利益[10-11]与市场扭曲[12];支持者基于公平的考虑，重视发挥农业补贴对农业生产弱势地位的改善作用[13]。但农业补贴如何兼顧公平与效率的问题较少有人进行深入。
农业补贴会缩小城乡收入差距吗？该问题从两个相反的角度进行分析：（1）农业补贴可以成为农户收入的直接来源，可以调动农户生产积极性，提高农民、农村的收入 [2，14-16]，缩小城乡收入差距。（2）农业补贴对农户的吸引，可能构成城镇化的强大阻力[17]，农民自愿失去进城务工的机会，这样可能造成占农户收入里最大份额的非农收入丢失，从这个角度上讲，农业补贴又对农村的实际收入增长没有实质性作用[18]。 农业补贴会提升国家的经济发展水平吗？一般意义而言，在第一产业相对于第二产业处于弱势地位的时候，农业补贴就会加大[19]。但是这种保护也可能导致劳动力的第一产业与第二产业劳动力的争夺，以至于阻碍经济的发展。因此，一个普遍的经验事实是，当一国的农业劳动力比例下降到6%-8%或者农业产值比重下降到4%的时候，农业保护水平才会开始，相比之下，中国的农业补贴可能开始得过早[1]。但这也并非是金科玉律。即便在临界点之后，也有国家继续实行农业保护政策（如日本）。Hayami（1988）[19]与Anderson & Hayami（1986）[20]的研究就是建议在临界点水平发生之后继续加强农业补贴，以提高缺乏农业比较优势的国家的生产效率。事实证明，他们所提的这种观点在许多国家得到了经验数据的验证。
有学者抨击了中国的农业补贴政策。如林毅夫（2003）[4]认为，中国政府需要实行的是农村税费减免，加强农村基础设施建设，拓宽农户非农收入的增长途径，而不是加强农业补贴。也有不少研究表明，中国的农业补贴政策对经济增长的贡献并不明显。蔡昉和王美艳（2016）[1]的经验研究表明，中国农业生产已经出现了资本边际报酬递减，而劳动边际报酬递增的现象。高鸣和宋洪远（2015，2017）[2-3]的研究也表明，中国粮食生产存在明显的效率损失，依靠资本替代劳动的方式已经行不通了。上述经验事实表明，依靠农业补贴维持的单一要素强投入的方式，已经无法促进中国农业产量的继续抬升，甚至可能诱发由此产生的外部性，即环境污染与土地贫瘠化的雙重危机 [13]。当前，中国农业发展迫切需要进行规模化变革[21]，否则依靠资本要素强投入的农业发展将走向终结[22]。但也正如林毅夫（2003）[4]所说，一旦中国实行农业补贴，那么就不再存在取消的可能性。
如何能够通过某种途径，保证农业补贴政策的有效性，研究自然地想到了城镇化。当然，需要注意的是，本文所讲的城镇化不是农业人口向非农人口的强制政策干预所导致的虚假“城镇化”，而是一个自由流动的过程。虚假“城镇化”可能表现为两个方面：（1）尽管允许农村户籍人口向城市户籍转变，或是实行了统一居民身份改革，但是城市户籍所享受的社会保障与福利，原农村户籍者无法享受。（2）农村人进城之后，身份的变更，只是在统计上缩小了城乡差距，实质上农民不仅会面临失去农业补贴的风险，而且面临失去土地承包经营权的风险，更面临极高市民化成本的考验。城镇化推进一定是尊重市场规律的流动，是农户自愿的流动行为。为了实现这样的自然流动，政府需要加强财政投入，推进市民化进程，加强乡村基础设施建设，推进城乡一体化进程。这是本文研究的一个关键假设。
为了进一步说明农业补贴的效果，研究构建了基本的理论模型。
根据Shen（2009）[23]、沈凌和田国强（2009）[24]的研究，研究假定：（1）一个经济中的平均财富为VV>0，由农村人r与城市人u进行分配，其中农村人分得的财富数量为Ar，城市人分得的财富数量为Au。（2）该经济体中，农村人占比为β，则城市人占比为1-β，β由户籍制度加以决定，0<β<1。（3）该经济体中，农村人的收入占比为d，d可以由国家的转移支付政策（如农业补贴）发生伸缩，0<d<1。可以计算得到城市人分得的财富数量Au：
Ar=dVβAr+1-βAu=V→Au=1-dβ1-βV
根据假定，研究可以基本勾画出该经济体中反映收入分配情况的洛伦兹曲线（如图4）。
纵轴从0到1表示收入从低到高进行排列后的百分比，横轴从0到1表示与纵轴对应的人口所占百分比。上三角形AOB的面积表示不平等的面积，大三角形ABC面积表示完全不平等的面积，两个三角形的面积之比可以计算得到基尼系数：
Gini=SAOBSABC=1-12dβ+121-d+d1-β1×1×12=β1-d
推论1：通过基尼系数的计算，可知农业补贴的强化，可以降低收入分配差距，但农村人口比重会抑制该效应，因此，城镇化能够强化农业补贴的公平效应。
使用陆铭等（2019）[10]提出的空间均衡思想，即人口区域流动的均衡状态是，各个区域的人均产出相等。考虑流动成本C后，该模型可以表示为：
ArL-Lu=AuLu-Cβ，d，Lu
其中，C=Cβ，d，Lu， 并且Cβ>0，Cd>0，CLu>0，C因为城市人口Lu而扩大管理成本，因为β而扩大户籍制度成本，因为d而扩大农业补贴制度成本，户籍制度与农业补贴制度都能够抑制农村剩余劳动力的流动。研究考虑两种情况：
（1）存在制度成本，人口的流动只能依靠户籍规定，即：
L=Lu+LrβL=LrdVL-Lu=1-dβ1-βLuV-Cβ，d，Lu
为放松参数约束，令C（β，d，Lu）=L（dβ-1），解得：
Vd=-β/βdβ-1211-β2+dβdβ-12<0
推论2：存在制度成本的情况下，农业补贴一定会抑制经济发展，但是这种负向影响会随着城镇化的深入得以改善。如当城镇化水平1-β→1时，农业补贴对经济的抑制作用就会消失。
（2）不存在制度成本，此时只存在管理成本，人口的流动不依靠户籍规定，即：
dVL-Lu=1-dβ1-βLuV-CLu
解得：
V=CLu1-dβ1-βLu-dL-Lu
令ωd=1-dβ1-βLu-dL-Lu，则ωdd=-β1-βLu-1L-Lu<0。
解得Vd=-CLuωddω2d>0，2Vdβ=-Vd1-β2Lu>0
推论3：不存在制度成本时，农业补贴的增加会增加国民收入，而且这种影响仍然可以通过城镇化得到强化。 推论1到推论3都说明，要发挥农业补贴的公平效应与效率效应，就必须深入推进城市进程与户籍制度变革，避免农业补贴政策的负外部性对经济造成长久的抑制效应。
三、实证研究分析
（一）数据来源与变量选择
本文研究所使用的数据来自《中国统计年鉴》与《中国农村统计年鉴》公布的2007年—2018年中国31省（含4个直辖市）的宏观经济与农业发展指标相关指标。（1）经济发展水平（lpergdp），相比国民生产总值，使用人均国民生产总值作为经济发展的指标，扣除了人口因素，以便能够更为全面地反映经济发展的状况。（2）城乡收入差距（Tai）， 区别于钟宁桦（2011）[25]，蔡昉（2003）[18]等人使用城乡收入比的做法，本研究使用泰尔指数作为城乡收入差距的度量指标。具体原因如下：（a）较基尼系数而言，泰尔指数更容易计算;（b）泰尔指数具有完全可分解性质，可以从城市内部不均等、农村内部不均等以及城乡三个差异衡量社会的不均等[26];（c）泰尔指数与其他经济指标具有高度的相关性[27]。泰尔指数的具体计算公式如下：
Theil=∑2i=1IiIlnIiIPiP
其中，I表示城乡收入总额，Ii表示城市或农村的收入，P表示城乡人口总和，Pi表示城市或农村的人口数，i=1表示城市，i=2表示农村。（3）农业补贴（agri），这里农业补贴在《中国统计年鉴》中缺失较为严重，因此使用不同省份财政用于农、林、水的支出占当年财政预算总支出的比作为衡量指标。这样做既可以消除时间趋势，同时又体现了不同省市对农业补贴的重视程度，这与陆铭等人（2004）[28]的指标选取具有一致性。（4）城镇化水平，城市人口占城鄉总人口的比重。（5）人力资本水平（lhighsch），选取省市对应年份的高中毕业生人数度量人力资本水平，陈斌开等（2009）[29]的研究表明，基础教育能够有效地缩小城乡差距。（6）对外贸易（rexport）程度，将进出口总额换算成人民币单位，然后除以国民生产总值作为衡量指标。（7）第一产业比重（intri1），用于衡量农业发展程度。（8）第二产业比重（intri2），用于衡量工业化程度。（9）产业结构（struc），按照钟宁桦（2011）[25]的做法，用第三产业比重除以第二产业比重。（10）城乡收入差额（lgap），用城市可支配收入减去农村可支配收入，然后取对数。
如图5，将主要变量在时间轴上展示出来。可知农业财政支出占比约为10%左右，近几年该比例有所上扬，这同国家统计局所公布的数据大抵一致;中国的城镇化水平处于直线上升的状态，到2019年，我的城镇化水平达到了60%左右，这也符合中国统计事实，也有不少人指出这样的城镇化水平是被高估了③，但是为了测量变量的方便，大多数研究还是应用城乡常住人口比作为衡量指标;第一产业GDP占比与第二产业GDP占比同中国统计局数据具有一致性;中国的泰尔指数下降幅度明显，特别是2013年之后，泰尔指数更是下降到了10%以下，这说明自2013开始的精准扶贫政策具有明显的效果。
考虑到变量的时间趋势对回归结果造成的潜在影响，研究对所有变量都进行了平稳性检验。表1的结果表明，所有变量都通过了面板单位根检验，即所有变量不包含单位根，可以直接进行平稳性面板回归分析。
（二）内生性问题讨论
使用固定效应模型与带工具变量的固定模型讨论本研究可能存在的内生性问题：
首先，使用双向固定效应模型：
yit=xitβ+Citη+ui+λt+εit
这里的yit为人均GDP和泰尔指数，xit为农业补贴，β为其对应系数向量，Cit为控制变量，η为其对应系数向量， ui为个体固定效应，λt为时间固定效应，εit为个体扰动项。进行组内去均值后：
Δyit=Δxitβ+ΔCitη+Δεit
时间效应与个体固定效应被消除，此时考虑到农业补贴可能受到人均GDP与泰尔指数的反向影响，同样使用固定效应模型，有：
Δxit=Δyitγ+ΔPitψ+Δ∈it
联立Δyit与Δxit后，再根据ΔCit与ΔPit的外生性，Δεit与Δ∈it的正态性，可得：
CovΔyit，Δεit=EΔyitΔεit-EΔεitEΔyit=ψEΔ∈itΔεit+ηEΔεit21-ηψ≠0
可知存在着内生性问题，此时使用最小二乘法进行估计：（1）使用工具变量zit对xit进行辅助回归Δxit=θΔzit+φΔcit+uit，得到拟合值Δit;（2）Δyit对Δit以及控制变量回归后，得到了2SLS统计量η2SLS;（3）当n→SymboleB@
时，2SLS统计量具有渐进正态性质，满足有效工具变量条件时，Eη2SLS-η=0，但此时使用两部最优GMM方法更能适应扰动项异方差与截面相关的问题。（4）在工具变量条件满足后，使用Hausman检验内生性问题，其原假设是，使用工具变量后的系数同使用前的系数不存在显著差异。
本文的重点任务是识别农业补贴对效率与公平的影响。研究需要考虑的内生性主要来自双向因果。因为模型中，为缓解控制扰动项中与被解释变量的相关性，研究已经控制了能够控制的相关经济指标，研究更为关心的是经济发展水平与地区城乡收入差距会不会反向影响农业补贴力度。为了排查论文的内生性问题，研究做了两步工作。
第一，用面板回归考察了经济发展与城乡收入差距对农业补贴的影响，结果是影响系数均没有在5%或1%的显著性水平下显著，可以认为经济发展与城乡收入差距对农业补贴没有影响。
第二，用农业补贴每两年的均值作为工具变量，用以表征农业补贴的惯性。用该变量作为表征的原因在于，农业补贴政策尽管是国家规定，但是地方依旧有一定的调整权力，因此过去的支持惯性在一定程度表示当地对农业的重视程度，同时研究将农业补贴在时间上进行平均，也体现了重视程度的变化过程，农业补贴惯性对经济发展与城乡收入差距的重要影响已无需多言，即工具变量的内生性条件是满足的。而与此同时，农业补贴的惯性作为一种政策倾向，一定会受到经济形势的冲击。但幸运的是，研究控制了经济形势指标，同时也将个体决策等人为特征，使用固定效应模型予以消除。此时农业补贴惯性对经济发展与城乡收入差距的影响只能通过农业补贴作为唯一的通道，即工具变量的外生性条件也是满足的。 研究的内生性问题检验与识别结构如表2所示。使用两部最优GMM方法估计使用工具变量后的结果，同时使用Hausman检验标准考察本研究的内生性隐患。两部最优GMM方法中，过度识别的Anderson LM统计量在1%的显著性水平上拒绝了原假设，即认为工具变量不存在识别不足的问题，弱工具变量检验的Cragg-Donald Wald统计量远远大于16.38（Stock-Yogo weak ID test critical values： 10% maximal IV size），即研究选择的工具变量不存在弱工具变量的问题。但是， Hausman检验的结果表明，使用工具变量回归的结果与普通面板OLS回归的结果没有显著的差异，即本文不存在内生性问题。此时，为了得到更有效率的估计量，应该选择面板OLS模型。
其实，没有检测到内生性问题是完全符合现实情况的，在中国，农业补贴的量化制度是由国家政策发布后，获得农业补贴的农户可以直接在储蓄账户领取[31]，省级层面操作的空间比较有限。
（三）农业补贴对经济发展的影响
使用Koenker（2004）[32]所推广的面板分位数回归模型：
Qyitτxit=αi+xitβτ+eit
其中t为时间维度，i为个体维度，αi为不随时间变化的个体固定效应项，τ表示分位点，xit为自变量向量，eit为个体随机扰动项，Qyit为对应分位点τ的子样本因变量向量。
Koenker（2004）[32]认为个体固定效应项需要与因变量的条件分位数相对应，为了更好地估计分位数方程，应将传统的高斯惩罚项替换为∑ni=1αi，以便具有更优良性质的算法与统计特征。即：
minα，β{∑qk=1∑Tt=1∑Ni=1wkρτkyit-αi-xTitβτk+λ∑ni=1αi}
其中ρτu=uτ-Iu<0表示线性分段分位数损失函数，I*表示指示函数，条件成立时取1，不成立时取0;权重wk控制q分位数τ1，τ2……τq对参数的αi估计值的相关影响，λ为调整系数。当λ=0时，得固定效应模型的估计;当0<λ<SymboleB@
时，得到的是固定效应的惩罚估计;当λ→SymboleB@
时，个体效应不存在。为了获得更为精确的系数与更为稳健的标准误，本文的参数估计使用Markov Chain Monte Carlo（MCMC）方法进行。
使用分位数回归估计农业补贴对经济发展的影响（如表3）。很明显可以看出，农业补贴对经济水平处在各个分位点的省份均具有显著的负向影响，即农业补贴的经济推动作用违背了补贴政策的初衷，农业补贴成为抑制经济发展的一个重要原因。相比农业补贴，城镇化水平对经济发展的贡献较为均匀，城镇化水平的影响系数大概平均在2.5左右。高中教育质量对经济发展的影响系数为负，这与预期相反，可能是因为更高的人力资本要求导致的。对外贸易程度对高分位点省份的正向影响总体大于中低分位点的省份，也是造成人均GDP省级分布不均匀的重要原因。
（四）农业补贴对城乡收入差距的影响
使用分位数回归估计农业补贴对城乡收入差距的影响（如表4）。可知农业补贴对缓解城乡收入差距的影响很大，总体而言，泰尔指数越高的地区，系数的绝对值越来越大，农业补贴的抑制效应越来越强。相比农业补贴，城镇化的抑制作用对20%-60%分位点的省份影响较为相对稳定，系数约为1.1左右，但是對较高分位点省份的抑制作用相对更小。高中教育质量对缓解城乡收入差距作用也很明显，泰尔指数越高的地区，系数的绝对值越来越大，抑制效应越来越强，经济发展水平也有同样的效果，这同陈斌开（2009）的结论具有一致性。对外贸易程度与产业结构都加剧了城乡收入差距。
（五）机制分析
根据前面的分析，研究已经了解到农业补贴可以明显地抑制贫富差异，但是农业补贴却又明显地拉大了经济发展差距。
首先，解释农业补贴为何缓解了城乡收入差距。表5的回归表明，农业补贴对收入有着刺激作用，但同时也对城镇化产生了抑制的作用，而且对农民可支配收入的刺激作用大于了对城镇化的抑制作用。回顾理论分析部分所讲的两种相反的机制，研究认为，尽管农业补贴既促进农民的增收⑤，但同时也阻碍了城镇化⑥，即前面所说的机制都是成立的，但是很明显的是，农业补贴的增收效应明显大于了对城镇化的阻碍作用，即综合效应而言，农业补贴是通过促进农民增收而缩小了城乡差距。尽管相关研究表明农业补贴阻碍了城镇化的进程，但是中国城镇化的根本阻碍在于户籍制度的约束。原因在于：（1）农业补贴相对农民获得的非农收入而言，显得微不足道，非农收入已经成为农户收入的主要来源，理性的农民不会为了农业补贴而放弃可观的非农收入支持⑦。（2）那些不愿意进行城镇化的农民，主要是考虑到城镇化后的成本太大，缺乏社会保障支撑⑧，同时加上对土地安全性的考虑，畏惧自给自足的生活状态被打破。尽管农业补贴能够成为农户城镇化的阻碍，但是这种阻碍力量相对过小，政府更需要做的是深化户籍制度改革，实现城乡基本公共服务的均等化，推进城镇化进程，调动农业补贴与城镇化对繁荣与稳定经济的积极作用。
不过，也需要指出的是，根据研究对农业补贴年度增收效应的估计（如表6），相比2007年，农业补贴所维持的收入增长效应在2013年之后已经变得非常显著，但是也不得不指出的是，这种增长效应已经收敛，基本固定为0.9-1.0左右。预计中国农业补贴的收入效应可能已经达到最高点，未来极有可能回落。因为中国的作物单产已经稳定，生产效率在短期间也不太可能提升，实现农村收入增长，只能依靠城镇化促进劳动力流转，获得更多的非农收入支持。 其次，解释为什么农业补贴抑制经济发展。根据中国统计局数据，尽管第一产业的GDP贡献率明显小于第二产业在GDP贡献率，但是它们却占有基本相同的产业从业人员，即产业贡献与从业人员数量严重不匹配。表5的结果表明，农业补贴显著了抑制了第二产业的发展，但同时又刺激了第一产业的发展，即说明农业补贴也是造成产业贡献与从业人员数量严重不匹配的重要原因。潜在的机理是，农业补贴确实造成了农业与非农产业劳动力的争夺，最终抑制了经济的发展。
（六）如何走出农业补贴困境？
1.实施农业补贴与城镇化并进的政策
已有部分研究表明农业补贴会产生第一产业吸引力，抑制劳动力的流转，抑制城镇化的进程（Huang et al.，2020），该结论在本文研究中同样得到了证明（如表5）。而本文通过在原定方程中加入城镇化与农业补贴的交互项，通过实证再次说明，城镇化途径能够有效地保证农业补贴实现经济发展与稳定的双重目标（如表7）。
根据Panel 1可知，城镇化与农业补贴的交互项拉动了中等分位数水平的经济发展水平，同时对低分数水平的省份作用要大于高分数水平的省份。交互项不仅对各个分位数水平上的人均GDP都有显著的促进作用，而且起到维持区域发展协调的功能，即大力拉动中等发展水平省份的经济发展水平，调节高度发展省份与欠发达省份之间的经济发展差距。根据Panel 2可知，城镇化与农业补贴的交互项可以十分显著地抑制城乡收入差距，而且城乡收入差距越严重的省份，抑制效应越强。
2.考虑产业结构后的政策调整
钟宁桦（2011）研究表明，农村工业化对经济发展的贡献已经微乎其微，依靠城市工业化才能真正促进中国经济发展。而表5的回归结果已经充分说明了农业补贴导致了中国产业贡献与从业人员比例的失衡，研究通过加入在原本回归的基础上，加入农业补贴与第一产业比重、第三产业比重的交互项，继续验证了这种观点。表8的Panel 1-Panel 4回归结果表明，农业补贴与第一产业比重的交互、农业补贴与第二产业比重的交互，都不能够有效缓解城乡收入差距问题，而且可能还会继续抑制经济发展，这在大多分数水平上的省份都得到了充分的验证。以往中国的经验事实已经也表明了区域经济发展差异的客观现实。
是否农业补贴抑制经济发展、扩大城乡收入差距的命运不可避免呢？根据研究前面的分析，城镇化会是实现农业补贴绩效的有效途径。研究假定，城镇化、工业化与农业补贴可以同时推进，为此，研究在保留原本两两交互的基础上，加入城镇化、工业化与农业补贴交互项，Panel 5与Panel 6的回归结果表明，三种政策同时执行至少惠及了处于20%至80%分位点的省份的经济发展（这比农业補贴与城镇化同时进行的效果更好）。这说明，在保持农业补贴的基础上，深入推进城镇化与工业化是改变农业补贴绩效扭曲、实现帕累托改进的重要手段。
四、结论与建议
户籍制度约束下，农村剩余劳动力无法实现正常流转，农业补贴的作用可能会被稀释，最终无法实现增效率与促公平的双重目标。基于31省（包括直辖市）2007—2018年的面板数据的实证研究，本研究认为，农业补贴能够保证缓解省际内部的城乡差异，但是农业补贴不仅不能促进人均GDP的增长，甚至还会扩大省际间的差异，这意味着农业补贴存在明显的效率损失。另一方面，农业补贴刺激了第一产业的发展，但是也抑制了第二产业发展，并且通过这种方式带来的增收效应已达最大值的临界阶段，即便之后有再大的农业补贴支出，也难以实现更大的效应。
但本文的研究也为解决农业补贴困境提供了新的思路。在城镇化的强力拉动下，农业补贴能够兼顾公平与效率，在城镇化与工业化的双重推进下，农业补贴能够最大限度地实现公平与效率的统一。本研究具有积极的现实意义：政策制定者既要看到中国粮食问题的重要性，也要看到资本边际递减与农民增收的困境，以及农业规模化的需要。最强有力的措施就是，实行有效的城镇化与工业化，维持农业补贴，通过改变分子来提升农业补贴的生产激励作用，通过土地的规模化经营提升农业补贴的增产增收功能，以缩小城乡差距，提高经济发展水平。
注释：
① 本研究图1、图2与图3的所使用的数据均来自《中国统计年鉴》与《中国农村统计年鉴》。
② Sicular et al.（2007）[7]认为城乡收入差异中将近77%的贡献来自于户籍制度约束，万海远和李实（2013）[8]的研究表明，即使是户籍制度所造成的职业选择歧视，也能解释城乡收入差异3.5%的贡献。
③ 比如陶然与徐志刚（2005）[30]认为，官方统计的城镇化率中还包括失地的农民以及在城市流转工作超过6年的农村户口劳动力。
④ “m_V”意味着变量V按省份进行平均，m_lpergdp的坐标在右轴展示，其余所有变量都在左轴展示。
⑤ 农业补贴对农村可支配收入具有正向影响效应，但该系数并不显著，这与陈飞（2016）[33]、周振（2016）[34]基于农户的微观证据的结论一致，只有显著性有所不同，这可能是由于本研究的小样本导致的。
⑥ 尽管该系数不显著，但这与Huang et al（2020）[17]的结论具有一致性，只是他们使用的是县级面板数据，所以在标准误上略有差异。他们认为，研究发现，农业补贴使中国每年农业劳动力外流减少了68万人（95%的置信区间为0.67-0.69），约为抽样期间观察到的每年农村向城市移民总数的5.7%。但是这相比中国的流动人口规模2.4亿，折算出的系数为0.0028，也接近本文估计的系数0.002。
⑦ 由于现代工业的生产效率与单位工资要高于农业部门，所以劳动力自然地从传统农业部分流向工业部门[35]，即便存在失业风险，只要预期收入高于农业经营活动的收入，这个过程也会持续[36]。 ⑧ 尽管当前很多中小城市已经放开了户口限制，但是大城市的户口限制依旧严格。但小城市并非是农民工的主要迁徙地，另外其提供的公共服务也十分有限。
参考文献：
[1] 蔡昉，王美艳.从穷人经济到规模经济——发展阶段变化对中国农业提出的挑战[J].经济研究，2016，51（5）：14-26.
[2] 高鸣，宋洪远，Michael Carter.补贴减少了粮食生产效率损失吗？——基于动态资产贫困理论的分析[J].管理世界，2017（9）：85-100.
[3] 高鸣，宋洪远.生产率视角下的中国粮食经济增长要素分析[J].中国人口科学，2015（1）：59-69，127.
[4] 林毅夫.中国现阶段究竟要不要增加农业补贴？[J].现代商贸工业，2003（10）：4-6.
[5] 蔡昉，都阳，王美艳.户籍制度与劳动力市场保护[J].经济研究，2001（12）：41-49，91.
[6] 欧阳慧.新一轮户籍制度改革实践中的落户困境与突破[J].经济纵横，2020（9）：57-62.
[7] Sicular T，Yue X M & Gustafsson B，et al.The Urban-Rural Income Gap and Inequality in China[J].Review of Income and Wealth，2007，53（1），93-126.
[8] 万海远，李实.户籍歧视对城乡收入差距的影响[J].经济研究，2013，48（9）：43-55.
[9] Anderson K & Swinnen J.How distorted have agricultural incentives become in Europe’s transition economies？ [J].Eastern European Economics，2010，48，79-109.
[10]陆铭，李鹏飞，钟辉勇.发展与平衡的新时代——新中国70年的空间政治经济学[J].管理世界，2019，35（10）：11-23，63，219.
[11]Anderson K，Rausser G & Swinnen J.Political economy of public policies： Insights from distortions to agricultural and food market[J].Journal of Economic Literature，2013，51，423-477.
[12]Graddy-Lovelace G & Diamond A.From supply management to agricultural subsidies-and back again？ The US Farm Bill & agrarian（in）viability[J].Journal of Rural Studies，2017，50，70-83.
[13]Chen Y H，Wen X W&Wang B，et al.Agricultural pollution and regulation： how to subsidize agriculture？ [J].Journal of Cleaner Production，2017，164：258-264.
[14]黃少安，郭冬梅，吴江.种粮直接补贴政策效应评估[J].中国农村经济，2019（1）：17-31.
[15]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[J].经济研究，2010，45（11）：101-114，140.
[16]程国强，朱满德.中国工业化中期阶段的农业补贴制度与政策选择[J].管理世界，2012（1）：9-20.
[17]Huang K X，Yan W S &Huang J K.Agricultural subsidies retard urbanisation in China[J].Australian Journal of Agricultural and Resource Economics，2020，59：1-20. [18]蔡昉.城乡收入差距与制度变革的临界点[J].中国社会科学，2003（5）：16-25，205.
[19]Hayami Y.Japanese Agriculture Under Siege： The Political Economy of Agricultural Policies[M].New York： St.Martin′s Press，1988.
[20]Anderson K & Hayami Y.The Political Economy of Agricultural Protection[M].Sydney： Allen &Unwin，1986.
[21]张露，罗必良.小农生产如何融入现代农业发展轨道？——来自中国小麦主产区的经验证据[J].经济研究，2018，53（12）：144-160.
[22]骆永民，樊丽明.宏观税负约束下的间接税比重与城乡收入差距[J].经济研究，2019，54（11）：37-53.
[23]Shen L.，Urban-rural Disparity： the Demand Analysis [J].Journal of Developing Areas，2009，43（1）：87-107.
[24]沈凌，田国强.贫富差别、城市化与经济增长——一个基于需求因素的经济学分析[J].经济研究，2009，44（1）：17-29.
[25]钟宁桦.农村工业化还能走多远？[J].经济研究，2011，46（1）：18-27，56.
[26]万广华.不平等的度量与分解[J].经济学（季刊），2009，8（1）：347-368.
[27]Shorrocks A F.& Wan G H.Spatial Decomposition of Inequality[J].Journal of Economic Geography，2005，5（1）：59-82.
[28]陆铭，陈钊.城市化、城市倾向的经济政策与城乡收入差距[J].经济研究，2004（6）：50-58.
[29]陈斌开，杨依山，许伟.中国城镇居民劳动收入差距演变及其原因：1990—2005[J].经济研究，2009，44（12）：30-42.
[30]陶然，徐志刚.城市化、农地制度与迁移人口社会保障——一个转轨中发展的大国视角与政策选择[J].经济研究，2005（12）：45-56.
[31]李江一.农业补贴政策效应评估：激励效应与财富效应[J].中国农村经济，2016（12）：17-32.
[32]Koenker，R.Quantile Regression for Longitudinal Data [J].Journal of Multivariate Analysis，2004，91（1）：74-89.
[33]陈飞.农户生产投入选择行为及其收入效应研究[J].财经问题研究，2016（9）：113-122.
[34]周振，张琛，彭超，等.农业机械化与农民收入：来自农机具购置补贴政策的证据[J].中国农村经济，2016（2）：68-82.
[35]Lewis W A.Economic Development with Unlimited Supplies of Labor[J].The Manchester School，1954，22（2）：139～191.
[36]夏怡然，陆铭.城市间的“孟母三迁”——公共服务影响劳动力流向的经验研究[J].管理世界，2015（10）：78-90.
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
（責任编辑：郑州）