规模经营补贴与粮食量质安全来自规模经营农户的证据许 庆 陆钰凤 章 元内容提要: 中国作为人口大国既要追求粮食总产量的稳定上升和农民增收，又要降低化肥和农药的使用以促进粮食生产的高质量发展 为了提升粮食安全和促进农户增收，中国 年试点粮食规模经营补贴并逐步推广，但现有文献对这一政策的效果尚未做出全面评估 基于 年全国农村固定观察点调查数据，本文利用三重差分法研究发现该政策具有双面效果: 它提高了粮食亩产量劳动生产率种粮收入和种粮利润，但却导致规模经营户更多地使用化肥和农药，这是因为补贴缓解了农户的信贷约束并提高了他们的要素投入积极性 基于全国地表水水质数据和空气成分数据的进一步研究发现，补贴政策显著提高了粮食作物生长季节的水源中氨氮以及空气中的二氧化氮含量，这为规模经营补贴导致规模经营户多用化肥提供了有力证据 本文揭示了规模经营补贴政策的增产增收正面效果以及多用化肥和农药的负面效果，为优化农业规模经营补贴政策促进粮食安全的数量和质量双提升提供了重要启示关键词: 规模经营补贴 信贷约束 粮食安全 数量 质量权衡许庆，上海财经大学财经研究所上海财经大学城乡发展研究院，邮政编码: ，电子信箱:; 陆钰凤，中国人民大学农业与农村发展学院，邮政编码: ，电子信箱: ; 章元( 通讯作者) ，复旦大学中国社会主义市场经济研究中心，邮政编码: ，电子信箱: 本研究得到国家社会科学基金重大项目( ) 国家自然科学基金面上项目( ) ，以及上海财经大学创新团队支持计划( ) 上海财经大学国家地方重大战略问题研究项目( ) 的资助 作者感谢匿名审稿专家的宝贵意见，但文责自负另外， 年农业部还颁布了到 年化肥使用量零增长行动方案和到 年农药使用量零增长行动方案一引 言中国作为人口大国不仅要确保粮食数量的稳定供给，而且要满足人们对粮食质量日益增长的需求，这对中国的粮食种植和农业政策提出了越来越高的要求 习近平总书记曾指出: 中国人的饭碗任何时候都要牢牢端在自己手上，我们的饭碗应该主要装中国粮 然而，中国却是世界上使用化肥和农药最多的国家之一 一方面，化肥中的氮素损失导致水体和空气污染( ， )另一方面，农药的大量使用会危及食品安全以及环境保护 根据 中国与全球食物政策报告，当前中国农业面源污染有五大来源，其中化肥和农药分别排在第二和第三位 化肥和农药的滥用还导致基础地力下降 因此，中国近年来大力推进化肥和农药减量化并加快农业绿色发展方式转型 例如， 年中央一号文件就提出: 在重视粮食数量的同时，更加注重品质和质量安全;在保障当期供给的同时，更加注重农业可持续发展 在上述背景下，中国的农业政策设计就面临更大的挑战，政策目标既要追求粮食总产量和粮食安全的提升，又要降低农业污染以提高粮食生产质量进入 世纪后，中国开始实施工业反哺农业城市支持农村，逐步建立符合 规则的农业补贴政策体系( 程国强， ; 程国强和朱满德， ) 同时，随着大量农村劳动力转移进入城年第 期市，中国农业开始逐渐具备适度规模化经营的条件 规模经营具有劳动生产率高 技术水平高亩均成本低化肥和农药使用量少等众多优点，也是我国农业走向现代化的必由之路( 胡小平， ;李谷成等， ; 许庆等， ; 蔡昉和王美艳， ; 唐轲等， ; ， ; 张露和罗必良，; ， ) 因此， 年财政部农业部在安徽山东湖南四川和浙江等 个省份开展农业三项补贴改革试点，将农作物良种补贴种粮农民直接补贴农资综合补贴等三项补贴合并为农业支持保护补贴，并区分为地力补贴和规模经营补贴，政策目标调整为保护耕地地力和促进粮食适度规模经营 其中，地力补贴的对象原则上为拥有耕地承包权的种地农民，规模经营补贴的对象重点向种粮大户家庭农场农民合作社和农业社会化服务组织等新型经营主体倾斜 也就是说，规模经营补贴的目的就在于大力培育新型农业经营主体，加快转变农业发展方式，提高农业生产率，促进粮食生产和农业可持续发展 在总结试点经验基础上， 年在全国范围内推广了农业三项补贴改革 尽管该政策在中国已经实施多年，且政府用于规模经营补贴的支出较大，但遗憾的是学术界对它的效果的全面评价却还很少既然规模经营补贴的目标是为了实现规模经营的各种优点，一个需要回答的重要问题是: 规模经营补贴是否实现了政策设计的全部初衷? 换言之，我们不仅需要知道它对提升粮食安全以及农户收入是否有积极作用，还要知道它对化肥和农药的使用产生了什么样的影响 回答上述问题对于全面揭示规模经营补贴的效果和影响机制并优化我国农业补贴政策体系，具有重要的理论和现实意义 为此，本文基于 年全国农村固定观察点调查数据，采用三重差分法识别规模经营补贴对粮食生产的因果效应 结果发现: 规模经营补贴有助于缓解农户信贷约束，使其增加生产投资进而提高农业生产率和种粮利润 但是，规模经营补贴也产生了意料之外的结果: 导致规模经营户更多地使用化肥和农药 基于全国地表水水质数据和空气成分数据的进一步研究发现，补贴政策显著提高了水源中的氨氮以及空气中的二氧化氮含量，这为规模经营补贴导致规模经营户多用化肥提供了有力证据 在中国近年来大力推进化肥和农药减量化加快农业绿色发展方式转型的背景下，本文的研究结果意味着中国的粮食生产补贴政策还有进一步优化的空间本文剩余部分安排如下: 第二节进行文献综述并提出理论假说，第三节介绍数据来源和实证策略，第四节检验规模经营补贴对粮食生产的影响，第五节进一步提供基于全国地表水水质和空气成分数据的证据，第六节是机制检验，第七节总结全文并提出优化规模经营补贴政策的建议二文献综述与理论假说( 一) 文献综述与本文较为相关的主要有以下几支文献 一支文献是关于规模经营补贴的效果分析 由于规模经营补贴政策从 年开始试点并逐渐推广，国内只有极少数文献开展了初步研究 例如，张应良和文婷( ) 研究发现，以现金直接补贴形式发放的规模经营补贴整体上不能提高种粮大户经营规模，但对于面积大于 亩的较大规模经营户，提高现金直接补贴标准能够促进其经营面积进一步扩大 许庆等( ) 研究发现，农业支持保护补贴显著扩大了规模农户的粮食播种面积还有研究考察了农业三项补贴改革的效果，用农户获得的补贴数量来度量农业三项补贴改革的力度，研究发现此次改革总体上促进了粮食适度规模经营( 许庆等， ) ，也提高了规模农户的土地转入规模( 杨青等， )第二支文献关注其他各类农业补贴政策对农业生产投入和产出的影响 例如，方松海和王为农( ) 发现农业补贴具有边际激励效果，提高了农民种粮积极性 ( ) 研究表明，农许 庆等: 规模经营补贴与粮食量质安全例如， 年中央财政安排农业生产发展资金 亿元，其中规模经营补贴资金 亿元业补贴通过缓解流动性约束进而促使农民扩大粮食种植面积，他们认为在中国大多数粮食主产区，特别是经济欠发达的西北和西南省份，农民更有可能面临流动性约束，而实施粮食补贴有助于缓解这些农民的资金难题进而促进粮食生产 但是黄少安等( ) 认为，补贴通过刺激农民扩大粮食播种面积从而增加粮食产量的作用只是表现在政策实施初期，这一效果会随着时间推移快速递减甚至消失在生产投入方面，有研究发现农业补贴改变了要素投入的数量和结构，增加了农业机械的使用，特别是影响了化肥种子农药农膜的投入( 李江一， ) 农业补贴对资本投入有显著的正向影响，并且这种影响存在地区差异 相对于非贫困地区，农业补贴对贫困地区资本投入的正向影响更大，这表明农业补贴可以缓解贫困地区农户的资金短缺难题，使其改善生产条件从而获得更高的生产效率( 王欧和杨进， ) 还有研究发现，农资综合补贴和化肥价格干预政策导致化肥要素市场扭曲，这对化肥农业面源污染物排放有显著的激发作用( 葛继红和周曙东， ) 但是黄季焜等( ) 的研究却发现，中国大规模粮食补贴对粮食生产和农资投入皆没有显著作用 基于国外的研究也发现政府补贴有利于通过缓解信贷约束而促进农户投资，例如( ) 基于爱尔兰数据证实了直接补贴会通过改变农业收入的风险状况来减少信贷约束，从而影响农业投资，这对于面临更大融资约束的农场影响更大 还有对非洲农户的研究发现，在私营部门相对不活跃的贫困地区，政府补贴有助于刺激化肥需求( ， )在粮食产出方面，很多研究发现投入补贴提高了玉米的单产( ， ;， ) ， ( ) 的研究还发现投入补贴不仅提高了玉米的单产，还大大缩小了贫富差距和降低了贫困 要素补贴使得粮食种植面积谷物种植面积非谷物种植面积谷物产量和谷物土地单产均明显增加，因此对维持生计家庭的粮食安全和福利产生积极影响( ， ) 高鸣等( ) 发现农业补贴有助于减少粮食生产效率损失，朱满德等( ) 则发现农业补贴有助于提高玉米的全要素生产率 同时，高鸣等( ) 高鸣和宋洪远( ) 研究显示，粮食直接补贴对小麦生产技术效率和全要素生产率的影响在不同收入不同规模的农户之间存在差异( ) 的研究发现，欧盟共同农业政策中的直接补贴对农业全要素生产率有积极影响 也有研究显示，共同农业政策能够促进农业劳动生产率的增长( ， )第三支文献关注农业补贴政策对于生产与生态的综合效应，但研究结论并不一致 例如，针对马拉维和坦桑尼亚的研究发现，农业投入补贴促进了化肥 良种和其他可持续性技术推广结合使用，有助于提高化肥利用效率实现可持续性目标( ， ; ， ) 但是，基于特定作物品种的化肥投入补贴对种植结构有显著影响，进而可能对土壤肥力等产生负面效应例如，针对马拉维的研究发现，化肥投入补贴增加了补贴作物( 玉米和烟草) 的种植面积，减少了豆类作物种植，从而对土壤肥力有潜在的负面影响( ， ) ( ) 对赞比亚的研究发现，玉米肥料补贴计划降低了休耕以及玉米与其他作物间作的可能性和程度，随着时间的推移，该补贴导致同一块土地上玉米的连续种植增加总体而言，大多数研究发现农业补贴政策有助于提高农户的种粮积极性，因此有助于提升粮食产量 但是，国内现有文献在实证中往往采用农户获得的补贴数量( 如亩均补贴补贴总额) 来度量农业补贴政策，因而面临内生性问题的困扰，仅有部分研究利用工具变量法识别农业补贴的政策效应( 高鸣等， ， ; 高鸣和宋洪远， ; 许庆等， ， ; 张应良和文婷， ; 杨青等，) 同时，值得注意的是，规模经营补贴是针对于规模户的一揽子支持计划，包括贷款贴息直接补贴技术推广等形式的支持，因此，仅采用农户获得的补贴数量还不能准确度量规模经营补贴针对 年开始试点的农业三项补贴改革的少数研究也没有进一步将其细分为规模经营补贴和地力补贴并展开研究 最后，国内现有研究往往只关注农业补贴对种粮面积农资投入或生产率等年第 期单一维度的影响，全面评价补贴政策对投入要素产出效果和环境影响的研究较少，对于补贴是否导致农户多用化肥从而增加农业污染，少数文献并未达成一致结论 因此，本文将基于全国代表性农户数据地表水水质数据和空气成分数据展开进一步的研究( 二) 规模经营补贴的困境: 粮食安全数量 质量的权衡理论上，农业补贴必然会影响农民的生产决策( ， ) ，在要素稀缺的情况下，它通过影响生产者的理性决策进而作用于农业生产( ， ) 前面讨论的众多文献表明，农业补贴会提高农户( 尤其是面临资金约束的农户) 的生产投入积极性，进而影响粮食产量和利润同样的逻辑，中国 年开始实施的规模经营补贴也理应能够促进农户的投入积极性并提升粮食产量和种植利润但本文更为关心的一个问题是: 规模经营补贴是否能够推动规模农户改变投入决策，在实现粮食增产的同时，也能减少使用化肥和农药，从而实现粮食增产农户增收和农业污染下降的双赢结果? 有研究显示，扩大经营规模有助于降低化肥和农药的施用量( ， ; ， ; 高晶晶等， ; 高晶晶和史清华， ; 张露和罗必良， ; 刘晓燕等， ; ， ) 其背后的影响机制主要有两个 一是要素投入组合决策改变 农业生产中机械灌溉设施等固定成本投入不随经营规模增加而变化，即单位土地上的平均固定成本会随规模增加而降低，因此扩大经营规模会促使农户多用机械少用化肥和农药，同时机械的使用也有助于提高化肥和农药的利用效率 而当经营规模较小时，农民增加化肥和农药的投入比增加固定投资更容易，这被认为是小农户多用化肥和农药的一个重要原因( ， ) 二是经营者素质提升 相对于小农户，规模农户通常在农资购买方面有更强的信息获取甄别能力，可以降低购买到假冒伪劣肥料和农药的可能性 同时，规模农户采用新技术的能力和意愿更强 以测土配方施肥技术为例，土地经营规模每增加 亩，农场应用该技术的概率平均提高 ( 夏雯雯等， ) 一项最近的研究乐观地认为，如果中国 的地区都实现了规模化经营( 亩以上) ，那么农田加权平均的氮肥投入量将减少 农田总氮投入量降低 氮素利用率增加 ，同时，还不会显著降低作物产量，因而能够实现粮食安全和环境保护的双赢目标( ， )但能否基于上述研究推论得出规模经营补贴会促使规模经营户少用化肥和农药? 本文认为，尽管规模经营有可能少用化肥和农药，但由于补贴政策而刺激出来的规模经营却可能会多用化肥和农药 原因在于: 首先，与前面文献论述的逻辑相同，补贴有助于缓解资金约束，这会刺激规模户多投入生产要素，其中自然包括化肥和农药; 其次，规模经营补贴有其特殊性，按照政策规定，只有经营面积达到了一定规模以后，农户才可以获得政府提供的补贴支持，特别是信贷方面的支持 由于中国各地规定的规模经营的面积大多是小农户的几倍甚至十倍以上，因此想要扩大规模的农户可能更容易面临资金缺口和信贷约束 据调查， 的家庭农场大户的合作社和 的龙头企业面临经营资金缺口问题，比普通农户分别高出 个 个和个百分点; 同时，新型农业经营主体的经营资金缺口主要来自土地租金农机具等固定资产许 庆等: 规模经营补贴与粮食量质安全不同地方实施的规模经营补贴内容有所不同，我们结合网上搜集的资料统计分析发现，大部分地方实施的是信贷支持例如， 年，中央财政每年安排相关资金支持农业适度规模经营，主要用于各级农担公司的注资 截至 年底，全国农担体系资本金总额 亿元 同时，中央财政对各地政策性担保业务给予持续性支持 参见光明网中央财政支持全国农担体系取得重要阶段性成效， :年中办国办印发的关于引导农村土地经营权有序流转发展农业适度规模经营的意见确定的规则是: 对土地经营规模相当于当地户均承包地面积 倍务农收入相当于当地二三产业务工收入的，应当给予重点扶持 基于本文使用的年全国农村固定观察点调查数据，假设 亩以上为规模经营户，则规模经营户的平均经营面积为 亩，而小农户的平均经营面积为 亩，前者几乎是后者的 倍投资和化肥农药等流动性资金这三个方面 在规模户面临资金缺口和信贷约束的情况下，规模经营补贴有可能通过缓解他们面临的信贷约束而增加要素投入 最后，由于规模经营者的投资多，相比主要为自己生产口粮的自给自足小农户而言会更加追求种植利润，而化肥则可以在短期内带来更高的粮食产量并增加利润，因此规模户也更有动机多用化肥实际上，我们可以从地方实践中找到规模经营补贴导致多用化肥和农药的证据 例如，湖南韶山市 年粮食适度规模经营财政贴息贷款浙江绍兴市上虞区 年粮食生产贷款贴息的公示显示，有相当一部分经营主体的贷款是用于购买化肥和农药等农资 针对合作社的生产性借款用途的调查发现，用途由高到低分别是: 购买化肥饲料农膜等生产资料，基础设施建设和购买机械设备 因此，本文认为规模经营补贴通过缓解信贷约束来促使规模经营户增加化肥和农药等要素投入综上所述，本文提出理论假说认为，中国 年开始试点和推广的粮食规模经营补贴政策会带来正负两方面的效应 该政策缓解了农户面临的信贷约束，激发了农户的要素投入积极性，因而带来粮食增产和农户增收的正面效果，但受补贴的规模户会更多使用化肥和农药，并带来环境污染的负面效应 换言之，我们认为该补贴政策面临着粮食安全的数量 质量权衡三数据来源与实证策略( 一) 数据来源本文使用的第一个数据为 年全国农村固定观察点农户样本( 以下简称固定观察点数据) ，主要用来考察规模经营补贴对农户粮食生产的影响 该数据由农业农村部在全国范围内连续跟踪并采用记账式获得，覆盖约 个农户 多个行政村，样本分布在除港澳台以外的 个省份 调查内容涵盖了农户家庭的土地禀赋与利用固定资产生产经营投入与产出收入与支出以及家庭成员的性别年龄受教育情况健康状况和就业等多方面详细信息，具有调查范围广样本量大调查内容丰富等优势第二个数据为 年全国主要流域重点断面水质周度数据，主要用来考察规模经营补贴是否导致规模经营户多用化肥进而提高了水源中氨氮含量 该数据是根据中国环境监测总站官方网站发布的全国主要流域重点断面水质自动监测周报而整理得到 该周报汇报了全国主要水系重点断面自动监测站点每周的水质状况，包括 值溶解氧( ) 氨氮( ) 等指标，监测站点数量由 年的 个增加至 年的 个 由于化肥主要通过地表径流或雨水淋溶流入水体进而影响水质，尤其是氮素损失严重导致水体和空气污染等环境问题( ， ) ; 同时，由于中国南北方粮食种植作物地理环境和气候条件存在差异，南方种水稻时的化肥可能会流入地表水并改变水质，而北方种植小麦玉米的地区河流不多，且灌溉多用地下水，使用的氮肥不太可能随地表水进入河流，氨氮挥发进入大气会影响空气成分 因此，本文剔除了海河流域黄河流域等较为干旱缺水的水系以及湖泊类水系，最终保留珠江流域海南岛内河流浙闽河流长江流域淮河流域辽河流域松花江流域共七大水系的样本年第 期经济日报社中国经济趋势研究院新型农业经营主体课题组， : 新型农业经营主体信贷规模有所提升，经济日报月 日第 版参见: : ， :经济日报社中国经济趋势研究院新型农业经营主体课题组， : 新型农业经营主体信贷规模有所提升，经济日报月 日第 版资料来源: :第三个数据为 年 月至 年 月全国各区县二氧化氮浓度月度数据，主要用它来考察规模经营补贴是否导致规模经营户多用化肥进而提高了空气中二氧化氮浓度 该数据是根据中国环境监测总站官方网站的全国城市空气质量实时发布平台日度更新而处理得到，该平台提供了自 年 月 日以来全国 多个站点每小时的实时空气质量数据，包括空气质量指数浓度二氧化氮等指标( 二) 识别策略与模型设置基于 年开展农业三项补贴改革试点并逐步推广这一政策冲击以及对规模经营户的定义，本文利用三重差分法识别规模经营补贴对粮食生产以及水质和空气成分的影响首先，为了检验规模经营补贴对农户粮食生产的影响，本文设定如下模型:( )其中，表示农户，表示年份 表示农户粮食生产投入和产出情况，其中前者是指粮食亩均化肥费 农药费 机械费 种子费 灌溉费，后者是指粮食亩均产量 劳均产量 亩均收入 亩均利润表示农业三项补贴改革，如果农户所在省份在年实施了农业三项补贴改革，取值为，否则为 年财政部农业部在安徽山东湖南四川和浙江等 个省份开展农业三项补贴改革试点，将农作物良种补贴种粮农民直接补贴农资综合补贴等三项补贴合并为农业支持保护补贴，并区分为地力补贴和规模经营补贴，政策目标调整为保护耕地地力和促进粮食适度规模经营其中，地力补贴的对象原则上为拥有耕地承包权的种地农民，规模经营补贴的对象重点向种粮大户家庭农场农民合作社和农业社会化服务组织等新型经营主体倾斜 在总结试点经验基础上，年在全国范围内推广农业三项补贴改革 在补贴资金分配上，地力补贴资金由原来的农作物良种补贴种粮农民直接补贴 的农资综合补贴构成，规模经营补贴资金由原来的 的农资综合补贴种粮大户补贴试点资金三项补贴增量资金构成 也就是说，农业三项补贴改革后，一方面继续对 亿多拥有承包地的农民给予补贴，基本保持了农业补贴政策的连续性，另一方面，加大对新型经营主体的扶持力度，体现了谁多种粮食，就优先支持谁表示规模经营户，如果农户为规模经营户，取值为，否则为 为了验证研究结果的稳健性，后文实证研究中会对规模经营户采取宽口径和窄口径两种定义 宽口径的第一个标准为亩，原因在于: 根据世界银行的标准，小农户是指经营耕地面积在 公顷( 亩) 以下的农户，同时现有农业三项补贴改革政策文本规定规模经营的下限是 亩 另外两个宽口径标准分别为 亩和 亩 尽管如此，考虑到中国不同区域的农业经营条件千差万别，将规模经营户定义在 亩亩 亩也依然在一定程度上忽视了地区间差异，因此有必要因地制宜定义规模经营户标准实际上， 年中办国办印发的关于引导农村土地经营权有序流转发展农业适度规模经营的意见已经提出: 现阶段，对土地经营规模相当于当地户均承包地面积 倍务农收入相当于当地二三产业务工收入的，应当给予重点扶持 该政策文件发布后，很多地区陆续根据本地实际情况规定了规模经营标准 另外， 年开展农业三项补贴改革试点后，部分地区的相关政策文本中也明确规定了粮食规模经营标准 因此，根据各地区官方公布资料，我们整理了浙江山东湖南四川吉林天津江西广西重庆江苏陕西和山西等 个省份的粮食规模经营标准，即窄口许 庆等: 规模经营补贴与粮食量质安全资料来源: :粮食作物包括小麦水稻玉米大豆薯类和其他粮食作物 限于指标的可获得性，本文采用粮食种植中投入的固定资产折旧及修理费来表征机械费参见关于调整完善农业三项补贴政策的指导意见( 财农 号) 关于全面推开农业三项补贴改革工作的通知财农 号径的规模经营户标准综上所述，三重差分是指改革前和改革后改革省份和非改革省份( 在模型中用 表示) ，以及规模经营户和非规模经营户( 在模型中用 表示) ，本文利用三重差分项( ) 表征规模经营补贴，重点关注三重差分项的系数为控制变量，包括家庭耕地面积劳动力数量劳动力转移比例种植结构，以及户主年龄文化程度农业技术培训健康状况 其中，耕地面积是指经村组确定由本家庭经营的耕地面积，劳动力转移比例是指本乡镇内非农就业时间与本乡镇外从业时间大于 天的劳动力数量占家庭劳动力数量的比例 考虑到种植不同作物品种的投入产出存在明显差异，例如豆类作物由于具有固氮功能而对化肥投入相对要低，本文将小麦水稻玉米大豆薯类占粮食播种面积的比例分别纳入模型 为了使数据具有可比性，利用农业生产资料价格指数对货币类变量进行平减，并且所有被解释变量家庭耕地面积以对数形式进入模型 另外，模型还控制了家庭固定效应( ) 年份固定效应( ) 城市与年份交互固定效应( )然后，我们还将上述模型应用于水质和空气质量监测数据，利用农业三项补贴改革与粮食生长季节构造三重差分( ) ，以考察规模经营补贴导致被补贴户多用化肥是否会体现在地表水和空气成分的变化上:( )其中，表示监测站点，表示周 表示地表水中的氨氮含量， 表示农业三项补贴改革表示粮食生长季节( 是， 否) ，本文根据不同水系的水稻种植情况，分为 类来对粮食生长季节加以定义 三重差分是指改革前和改革后改革省份和非改革省份( 在模型中用 表示) ，以及粮食生长季节和非粮食生长季节( 在模型中用 表示) ，本文重点关注三重差分项( ) 的系数 另外，模型还控制了监测站点固定效应( ) 年份固定效应( ) 水系与年份交互固定效应( ) 城市与年份交互固定效应( )( )其中，表示区县，表示月 表示空气中的二氧化氮浓度， 表示农业三项补贴改革表示粮食生长季节( 是， 否) ，本文综合考虑不同地区的粮食种植情况，分为 类来对粮食生长季节加以定义 三重差分是指改革前和改革后 改革省份和非改革省份( 在模型中用表示) ，以及粮食生长季节和非粮食生长季节( 在模型中用 表示) ，本文重点关注三重差分项( ) 的系数 另外，模型还控制了区县固定效应( ) 年份固定效应( ) 区县与年份交互固定效应( )四规模经营补贴对粮食生产的影响( 一) 基准回归表 报告了规模经营补贴对粮食生产率和收入利润的影响 从回归结果可以看出，正如本文年第 期限于篇幅而没有列出各地区规模经营户标准，对此感兴趣的读者可以向作者索取农业生产资料价格指数数据来源于历年 中国统计年鉴这里需要说明的是，尽管交互项( ) 无法区分规模经营补贴和地力补贴，但地力补贴理论上有助于减少( 至少不可能显著增加) 化肥的施用，所以，只要该交互项的系数显著为正，就可以推断这一定是因为规模经营补贴导致多用化肥进而导致水源中氨氮含量和空气中二氧化氮浓度上升限于篇幅而没有列出不同水系粮食生长季节的划分，对此感兴趣的读者可以向作者索取限于篇幅而没有列出不同地区粮食生长季节的划分，对此感兴趣的读者可以向作者索取的理论假说所预期的，中国的规模经营补贴显著提高了粮食亩均产量劳均产量亩均收入和亩均利润表 规模经营补贴对粮食产出效果的影响变量 亩均产量 劳均产量 亩均收入 亩均利润三项补贴改革规模户 ( ) ( ) ( ) ( )规模户( ) ( ) ( ) ( )控制变量家庭固定效应年份固定效应城市 年份固定效应观测数组内注: ( ) 分别表示在 水平上显著; ( ) 括号内为省级层面聚类标准误; ( ) 由于三项补贴改革变量与固定效应存在高度共线性，因此回归中没有纳入三项补贴改革变量 下表全同表 报告了规模经营补贴对粮食生产的各种要素投入的影响，结果显示，规模经营补贴显著增加了化肥农药机械种子灌溉投入 这些结果与本文的理论假说也保持一致 上述回归结果表明，规模经营补贴起到了提高农业生产率从而有助于保障国家粮食安全的作用 同时，虽然规模经营户要素投入增加导致成本上升，但粮食亩产量也显著提高，规模经营户依然有正的利润，这对于提高规模经营户种粮积极性有重要意义 然而，正如本文理论假说所推断的粮食安全 数量质量权衡，规模经营补贴也导致化肥和农药的投入增加，这不利于粮食安全的质量提升和农业的绿色高质量发展表 规模经营补贴对粮食生产投入的影响变量 化肥 农药 机械 种子 灌溉三项补贴改革规模户 ( ) ( ) ( ) ( ) ( )规模户( ) ( ) ( ) ( ) ( )控制变量家庭固定效应年份固定效应城市 年份固定效应观测数组内( 二) 稳健性检验平行趋势检验根据 ( ) ，在回归模型中控制地区趋势，允许政策在不同地区有不同的变许 庆等: 规模经营补贴与粮食量质安全另外，本文也对农膜和机械服务费等投入进行了回归，但在绝大多数方程中都不显著，因此本文没有报告它们的回归结果，对此感兴趣的读者可以向作者索取限于篇幅而没有汇报稳健性检验结果，对此感兴趣的读者可以向作者索取化轨迹，可以起到放松平行趋势假设的作用，这为双重差分回归模型给出的估计值是否具有因果解释提供了一个重要的检查手段 本文在基准模型中控制了城市与年份交互固定效应，正是基于如下考虑: 在补贴政策的实际执行中，有的地区是全省统一标准，而有的地区则是由各地级市或者区县根据本地实际制定标准 在此基础上，我们进一步加入规模户与年份交互固定效应，控制规模户趋势 结果显示，规模经营补贴依然显著提高了粮食亩均产量亩均收入和亩均利润，以及亩均化肥费机械费和灌溉费，这说明本文的主要研究结果不会因为趋势而改变 同时，我们也采用事件研究法进行检验，结果显示满足平行趋势要求安慰剂检验( ) 构造虚假的政策时点 利用反事实方法构造虚假的农业三项补贴改革时点，如果系数依然显著，那么就意味着上述生产效应可能是源于其他因素，而非规模经营补贴的作用 我们的做法是: 保留 年数据，定义 年在安徽山东湖南四川和浙江等 个省份开展农业三项补贴改革试点，并假定 年在全国推广，然后继续进行回归 结果显示，在虚假的政策时点下，规模经营补贴在所有的模型中都不显著，这表明前面发现的效果确实来自我们关心的规模经营补贴政策，而非其他因素 ( ) 随机分配政策冲击 为了进一步验证前面发现的效果确实来自规模经营补贴政策，而不是其他未观测因素所导致，我们对规模经营补贴( 三项补贴改革与规模经营户的交互项) 随机抽取 次进行安慰剂检验，查看系数是否与基准估计结果存在显著差异 从结果来看，模拟的回归系数服从正态分布且均值接近为 这说明未观测因素不会对基准结果产生影响，这也进一步说明处理组和对照组之间满足平行趋势要求重新定义规模经营户( ) 采用宽口径重新定义规模经营户 根据前面的讨论，世界银行规模户标准以及农业三项补贴改革政策文本规定规模经营的下限是 亩，此基础上，我们重新定义宽口径的规模经营户，将标准分别提升到 亩和 亩后进行回归 结果显示，规模经营补贴依然显著促进亩均产量和亩均收入，且系数也明显增加，但是对于劳动生产率和亩均利润的作用不再显著 投入成本增加的幅度可能大于粮食亩产量提高所带来的收入增加，从而抑制了规模经营户种粮利润的提升 在要素投入方面，对于化肥农药机械投入，规模经营补贴的系数依然显著为正 特别地，对于化肥，规模经营补贴的系数随着规模经营户的标准扩大而变大，规模经营补贴导致化肥投入扩张的趋势十分明显 ( ) 采用窄口径重新定义规模经营户 尽管分别考虑了 亩 亩 亩宽口径标准进行稳健性检验，但对全国采用同一规模户标准仍然忽略了各地区条件差异 根据前面的讨论，我们保留浙江山东湖南四川吉林天津江西广西重庆江苏陕西和山西等 个省份农户样本，利用窄口径重新定义规模经营户后继续进行检验 回归结果表明，规模经营补贴的系数显著性与符号依然比较稳健，这进一步为前面回归结果的可信性提供了证据，即本文的结论不会随着规模经营户的划分标准变化而改变重新定义农业三项补贴改革试点地区根据关于调整完善农业三项补贴政策的指导意见( 财农 号) ， 年财政部农业部选择安徽山东湖南四川和浙江等 个省开展农业三项补贴改革试点，同时提出其他地区也可根据本地实际开展试点 通过搜集政府部门的公开资料，我们发现河南省 年也印发了河南省调整完善 年农业三项补贴政策实施方案( 豫财农 号) 因此，我们重新定义农业三项补贴改革试点地区，将安徽山东湖南四川浙江和河南等 省视为 年开展农业三项补贴改革试点的省份，其他省份则于 年推开改革，然后继续进行回归 结果显示，规模经营补年第 期范子英和彭飞( ) 也采用了 ( ) 的这种做法来检验三重差分的平行趋势假设贴的系数显著性和作用程度依然较为稳健剔除同期其他政策干扰考虑到 年前后有其他的农业政策也发生了变化，比如从 年开始，东北地区和内蒙古将玉米临时收储政策调整为生产者补贴政策， 年起将大豆目标价格补贴改为生产者补贴，同时，针对近年来东北黑土地变薄变瘦变硬的问题，政府陆续发布了针对黑土地保护的文件，这些政策变化也可能会对农户的粮食生产行为产生影响 对此，本文从两个方面进行稳健性考虑: 首先，如前所述，基准模型纳入城市与年份交互固定效应，允许不同地区有不同的变化轨迹，包括政策调整气候变化等 其次，在此基础上，我们进一步剔除辽宁吉林黑龙江和内蒙古等 省的农户样本之后重新进行回归，结果显示，规模经营补贴政策依然显著提高了粮食产出和种粮利润以及生产要素投入，与前面的结果保持一致考察规模经营补贴对三大谷物生产的影响粮食有广义和狭义之分，广义的粮食包括水稻小麦玉米豆类薯类以及杂粮等作物，狭义的粮食通常指谷物，在中国往往特指中国人的主要口粮: 水稻小麦和玉米 同时，从各地规模经营补贴政策文件的表述来看，补贴品种主要是指水稻小麦玉米三大谷物 因此，接下来我们缩小粮食作物范围，考察规模经营补贴对于小麦水稻和玉米三大谷物生产的影响 结果显示，规模经营补贴的系数依然显著为正，这进一步验证了上述研究结论的稳健性考察规模经营补贴对化肥施用量的影响前文的研究结果显示，规模经营补贴促使规模户的亩均化肥费投入显著增加，揭示出规模经营补贴面临粮食安全的数量 质量权衡 为了验证该结果的稳健性，我们继续考察补贴政策对于化肥施用量的影响 化肥施用量是指单位粮食播种面积上所施用的化肥数量 利用固定观察点数据提供的购买化肥数量( 实物量) 与购买化肥金额，计算出农户实际购买化肥的价格，并结合粮食生产所投入的化肥费求出化肥施用量 在此基础上，考虑到施用化肥种类的差异可能会对结果产生干扰，固定观察点数据中没有给出农户施用化肥的种类，但列出了购买不同种类化肥的信息，包括尿素磷酸二铵碳酸氢铵过磷酸钙钾肥复合肥与其他化肥等七大类 因此，我们采取的做法是: 分别将农户是否购买尿素磷酸二铵碳酸氢铵过磷酸钙钾肥复合肥纳入模型，用来控制化肥种类因素的影响 回归结果显示，规模经营补贴的系数依然显著为正，而且随着规模增加而变大，这进一步表明规模经营补贴导致化肥施用增加五规模经营补贴与多用化肥: 来自水质和空气成分的证据( 一) 规模经营补贴对地表水氨氮含量的影响前文基准回归和一系列稳健性检验结果显示，规模经营补贴使得规模户多用化肥 为了进一步验证该结果的可靠性，本文基于 年全国主要流域重点断面水质周度数据，采用三重差分法继续检验，规模经营补贴刺激了化肥施用是否也体现在地表水水质中 表 汇报了针对地表水中氨氮含量的基准回归结果 结果显示，规模经营补贴显著提高了地表水中的氨氮含量，这表明规模经营补贴政策的效果确实如本文理论假说所预测的那样，刺激了规模户多用化肥并在粮食生长季节的地表水质中得到了体现表 规模经营补贴对地表水中氨氮含量和空气中二氧化氮浓度的影响变量 氨氮 二氧化氮三项补贴改革 粮食生长季节( ) ( )许 庆等: 规模经营补贴与粮食量质安全续表变量 氨氮 二氧化氮粮食生长季节( ) ( )常数项( ) ( )监测站点固定效应年份固定效应水系 年份固定效应城市 年份固定效应区县固定效应区县 年份固定效应观测数组内我们还进行如下稳健性检验: 第一，平行趋势检验 基准模型控制了水系与年份交互固定效应城市与年份交互固定效应，考虑到各水系包括众多河流，例如长江水系包括赤水河嘉陵江汉江等河流，本文改为控制河流与年份交互固定效应，从而更细致地控制趋势因素 结果显示，交互项系数依然显著，说明本文研究结果不会受到趋势的影响 另外，本文也采用事件研究法进行检验，结果显示满足平行趋势要求 第二，安慰剂检验 从两个维度进行检验: ( ) 构造虚假的政策时点 保留 年数据，定义 年在安徽山东湖南四川和浙江等 个省份开展农业三项补贴改革试点， 年在全国范围内推开改革，构造虚假的农业三项补贴改革时点 结果显示，在虚假的政策时点下，规模经营补贴系数不显著，这表明地表水中氨氮含量的显著上升确实来自规模经营补贴政策的实施而非其他因素 ( ) 随机分配政策冲击 对规模经营补贴( 三项补贴改革与粮食生长季节的交互项) 随机抽取 次进行安慰剂检验，查看系数是否与基准估计结果存在显著差异 结果显示，模拟的回归系数服从正态分布且均值接近为，这说明未观测因素几乎不会对基准结果产生影响 第三，重新定义粮食生长季节 例如考虑到 月份双抢季的影响，粮食生长季节不包含 月 结果显示，交互项系数依然显著为正 第四，剔除同期其他政策干扰 基准模型中加入了水系与年份固定效应城市与年份交互固定效应，有助于控制各水系各地方的政策变化，剔除干扰因素 在此基础上，如前所述， 年前后辽宁吉林黑龙江和内蒙古等 省的农业政策发生了较大变化，因此删除该 省样本 结果显示，交互项系数依然显著为正( 二) 规模经营补贴对空气中二氧化氮浓度的影响接下来，基于 年 月至 年 月全国各区县二氧化氮浓度月度数据，采用三重差分法，继续检验规模经营补贴导致农户多用化肥，是否也会通过挥发进入空气而改变空气成分 从表的回归结果来看，规模经营补贴也显著提高了空气中二氧化氮浓度，这进一步为规模经营补贴导致多用化肥提供了证据我们还进行如下稳健性检验: 第一，平行趋势检验 不再控制区县与年份交互固定效应，结果显示交互项系数依然显著为正，说明本文研究结果不会受到趋势的影响 第二，安慰剂检验 采用随机分配政策冲击方法，对规模经营补贴( 三项补贴改革与粮食生长季节的交互项) 随机抽取年第 期限于篇幅而没有汇报稳健性检验结果，对此感兴趣的读者可以向作者索取次进行安慰剂检验，查看系数是否与基准估计结果存在显著差异 结果显示，模拟的回归系数服从正态分布且均值接近为，这说明未观测因素几乎不会对基准回归结果产生影响 第三，重新定义粮食生长季节 例如考虑到贵州属于西南地区，且同时种植水稻小麦等多种粮食作物，对贵州粮食生长季节的定义依据由水稻生长期改为小麦生长期，以验证本文研究结论并不受上述特殊情形的干扰 回归结果显示，规模经营补贴的系数显著性与符号依然稳健 第四，剔除同期其他政策干扰 根据前面的讨论，删除辽宁吉林黑龙江和内蒙古等 省的样本继续进行回归，我们发现规模经营补贴的系数显著性与符号依然稳健六机制分析: 缓解信贷约束前文的分析表明，规模经营补贴政策主要目的就是，通过对规模经营户提供支持以缓解规模经营面临的信贷约束，从而促进粮食生产和农户增收，以及多用化肥和农药 所以，首先检验该政策是否真的有助于缓解规模经营户的信贷约束 做法是在基准模型中纳入规模经营补贴与信贷约束的交互项:( )其中， 表示信贷约束 参考 ( ) 的做法，计算所有农户的家庭经营费用占家庭总收入的比例，据此定义农户是否面临信贷约束 如果在这个比例的平均值之上，则定义为面临信贷约束， 取值为，否则取值为表 的结果显示，对于化肥费农药费机械费种子费灌溉费，交互项的系数皆显著为正，即规模经营补贴对于面临信贷约束的农户的正向作用更大，这说明政策通过缓解农户信贷约束来促进要素投入然后，从以下几个方面进行稳健性检验: ( ) 分别将家庭经营费用占家庭总收入比例的中位数 分位数 分位数之上定义为面临信贷约束; ( ) 分别将规模经营户的标准提升到亩 亩; ( ) 计算农户粮食经营费用占家庭总收入的比例作为判定面临信贷约束的依据 回归结果显示，交互项的系数显著性与符号依然稳健表 规模经营补贴对缓解信贷约束的作用变量 化肥 农药 机械 种子 灌溉三项补贴改革规模户 信贷约束 ( ) ( ) ( ) ( ) ( )规模户( ) ( ) ( ) ( ) ( )信贷约束( ) ( ) ( ) ( ) ( )控制变量家庭固定效应年份固定效应许 庆等: 规模经营补贴与粮食量质安全限于篇幅而没有汇报稳健性检验结果，对此感兴趣的读者可以向作者索取续表变量 化肥 农药 机械 种子 灌溉城市 年份固定效应观测数组内在实践中，各地方实施规模经营补贴的形式多样化，包括直接补贴信贷支持等 为了进一步验证规模经营补贴通过缓解规模户面临的信贷约束这一机制来增加要素投入，我们控制了农户获得的直接补贴金额，以提高政策效果识别精度 回归结果显示，控制直接补贴后，交互项的系数显著性与符号依然保持稳健，这为前文提出的规模经营补贴通过缓解信贷约束机制来影响规模户的粮食生产行为提供了更有力的证据表 规模经营补贴对缓解信贷约束的作用( 剔除直接补贴的干扰)变量 化肥 农药 机械 种子 灌溉三项补贴改革规模户 信贷约束 ( ) ( ) ( ) ( ) ( )规模户( ) ( ) ( ) ( ) ( )信贷约束( ) ( ) ( ) ( ) ( )直接补贴( ) ( ) ( ) ( ) ( )控制变量家庭固定效应年份固定效应城市 年份固定效应观测数组内进一步地，农户扩大对生产要素的投入，是否一定是因为缓解了信贷约束之后获得了更多的贷款呢? 为了回答这一问题，我们继续进行检验，此时被解释变量是生产性借款额 农林牧渔业生产借款额 为了使数据具有可比性，利用农业生产资料价格指数对借款额进行平减 另外，在模型中还控制了借款来源，即是否有银行和信用社等正规信贷 是否有私人借款