王麗霞

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家庭農場主個人稟賦對政府補貼獲取的影響——基于安徽768個家庭農場的調查

王麗霞

(安徽大學經(jīng)濟學院/中國三農問題研究中心，安徽合肥 230031)

基于安徽省768個家庭農場樣本的數(shù)據(jù)，運用Probit模型實證檢驗農場主個人稟賦對家庭農場獲取政府專項補貼的影響。結果表明：在控制了與政府補貼政策直接相關的政策變量、農場的個體異質性特征變量等一系列影響因素之后，農場主個人稟賦差異是造成家庭農場的政府補貼存在差異的重要原因之一。具體而言，教育稟賦構成高層級政府補貼獲取約束，而家庭農場主具有的企業(yè)經(jīng)營經(jīng)驗、農業(yè)生產經(jīng)驗、干部經(jīng)歷能夠顯著促進地方政府補貼的獲取。

家庭農場主；個人稟賦；政府補貼；層級差異

一、問題的提出

2013年中央一號文件提出“堅持依法自愿有償?shù)脑瓌t，引導農村土地承包經(jīng)營權有序流轉，鼓勵和支持承包土地向專業(yè)大戶、家庭農場、農民合作社流轉，發(fā)展多種形式的適度規(guī)模經(jīng)營”。隨著家庭農場的快速發(fā)展，眾多文獻闡述了政府補貼對家庭農場和農業(yè)發(fā)展的影響。一種觀點認為政府補貼對家庭農場和農業(yè)發(fā)展具有明顯的促進作用[1-6]。一是能夠有效降低家庭農場建設初期土地轉入過程中的費用，促進土地流轉，擴大經(jīng)營規(guī)模，降低投資建設成本，為家庭農場直接注入現(xiàn)金流，提升償債能力，調動家庭農場主土地轉入的積極性，進而增加農民收入；二是無論耕種面積多少、是否引進新技術，農業(yè)直接補貼政策對農業(yè)勞動者的耕種行為都會起到一定的鼓勵作用；三是農業(yè)補貼政策可以縮小農村收入差距，增加土地所有者和經(jīng)營者收入。另一種觀點則認為政府補貼對農業(yè)發(fā)展的效果不明顯。Gale認為中國2004年起實施的糧食補貼政策在提高糧食產量、鼓勵農民種糧積極性等方面效果不顯著[7]。一項針對上海松江模式的研究表明，家庭農場的發(fā)展嚴重依賴于政府的財政支持，應改變直補方式，轉為以市場為導向對農產品進行補貼[8]。鄒彩芬、林萬龍、彭熠等人也認為，針對農業(yè)企業(yè)的政府補貼往往以“專項補貼”為主，未能發(fā)揮補貼的效率[9-11]。另有學者認為農業(yè)補貼政策干擾了農產品貿易自由化發(fā)展，縮減了農業(yè)產能空間及收入增長空間，并因此主張取消農業(yè)補貼，實現(xiàn)農產品貿易自由化[12]。

有關家庭農場的政府補貼研究文獻主要涉及經(jīng)營主體行為和政府行為兩方面。就經(jīng)營主體行為方面而言，尚旭東等認為農業(yè)生產的低利潤使得多數(shù)大規(guī)模農地經(jīng)營者的種糧收益主要依賴于國家種糧補貼和地方農地流轉補貼[13]，家庭農場更在意包括國家糧食種植補貼在內的各項補貼的獲取[14]，擴大土地流轉規(guī)模和種植面積的目的在于獲得更多補貼而非提升經(jīng)營效率。就政府行為方面而言，林堅等認為中國農業(yè)補貼政策尤其是糧食收購價格政策的目的并不是單純?yōu)榱宿r民增收，而是為了應對糧食生產可能出現(xiàn)的較大波動[15]。

已有文獻充分闡釋了政府補貼對家庭農場發(fā)展的積極影響，但所有分析前提均為家庭農場已經(jīng)獲得政府補貼，將農場獲得補貼過程視為純粹政策結果，而忽略了家庭農場獲得補貼過程存在的非政策隨機因素，尤其是農場主個人因素對補貼獲取的作用。政府補貼的實際覆蓋范圍有限，補貼存在著較大的地區(qū)差異和類型差異?！栋不辙r村發(fā)展報告2015》指出，家庭農場補貼的發(fā)放具有顯著的差異性[16]。即使對于同一地區(qū)、政策條件類似的家庭農場，是否獲得政府補貼情況以及獲得補貼數(shù)額均存在差異，甚至補貼來源的政府層級亦存在很大差別。這表明符合政策條件并非獲得政府補貼的充分條件。基于此，筆者擬從家庭農場自身出發(fā)，分析農場主個人稟賦在獲取政府尤其是不同層級政府的家庭農場直接補貼中的作用及差異。

二、理論分析與模型構建

政府補貼是由財政安排專項資金向經(jīng)營主體提供的無償轉移支付[17]，其目的在于促使補貼對象發(fā)揮更高的經(jīng)濟效應和社會效應[18]。政府的家庭農場補貼經(jīng)濟效應包括提升農場經(jīng)營效率、促進技術進步、提高規(guī)模效率等，社會效應則包括保障糧食安全、促進土地規(guī)?；N植、防止土地拋荒及農村空心化等。家庭農場所獲補貼往往來自于不同層級政府，主要包括：國家補貼、省級補貼、市級補貼和縣鄉(xiāng)級補貼。國家補貼主要是由中央財政和農業(yè)部直接發(fā)放的補貼，其政策要求具有整體范圍上的指導性和統(tǒng)一性，補貼形式和補貼額度具有一致性；其他各級補貼則是由各層級地方政府根據(jù)各地的實際發(fā)展需要發(fā)放的補貼，具體補貼政策要求和具體的補貼形式及額度均存在較大差異。政府和補貼對象之間存在著信息不對稱[19]，這些信息主要包括發(fā)展?jié)摿?、盈利能力和生產技術等決定家庭農場經(jīng)濟效益的因素。鑒于農業(yè)的弱質性導致的農業(yè)經(jīng)濟效益普遍較低，基于經(jīng)濟效應和社會效應的綜合考慮，政府針對家庭農場制定的補貼政策往往傾向于具有更高社會效益的農場?？紤]到國家糧食安全因素，種植規(guī)模較大、以糧食種植為主的農場社會效應更明顯，從而更易獲得政府補貼。

作為以家庭成員為主要勞動力的新型農業(yè)經(jīng)營主體，家庭農場社會效應的發(fā)揮在很大程度上取決于農場主個人的判斷能力和決策能力。這種判斷能力和決策能力往往建立在家庭農場主個人稟賦之上，包括先天的要素稟賦和后天的經(jīng)歷及經(jīng)驗，如年齡、性別、受教育程度、從業(yè)經(jīng)歷等，各種稟賦(尤其是通過后天努力獲得的稟賦特性)的線性作用或者交互作用均可能影響家庭農場對政府補貼的獲取。人力資本理論指出，人力資本同時具有的要素功能和外部性功能會以不同的形式影響人的行為，人力資本水平不同的農場主存在的個人稟賦差異會對農場社會效應的發(fā)揮效果產生不同的影響，進而影響到補貼的獲取。受教育程度較高的農場主雖然獲取資源的能力更強，但同時也掌握著更高的生產技術，在經(jīng)營策略上往往從技術和效益的綜合角度出發(fā)而傾向于更多地種植經(jīng)濟作物，然而這與政府期望通過補貼糧食作物以獲得更高的社會效益的出發(fā)點相悖，因此農場主受教育程度高未必能夠提高補貼的獲取概率。而具有農業(yè)生產經(jīng)驗和企業(yè)主經(jīng)驗的農場主，管理經(jīng)驗、資源調度整合能力和抗風險能力更高，其農場生產的多樣化特征更明顯、規(guī)模化程度更高，從而示范效應更好，更易獲得政府補貼。

經(jīng)營主體的政治身份及其與政府的聯(lián)系也可能是其具有良好發(fā)展前景和社會聲譽的一種顯示信號[20]，與政府具有聯(lián)系的農場主，可能通過非生產性尋租爭取到更多補貼[21]。中國的分權改革使地方政府具有很強的經(jīng)濟自主權和財政支配權，在缺乏明確的法律制度約束和規(guī)范地方政府的補貼支出的情況下，經(jīng)營主體的尋租即成為可能。如果經(jīng)營者與政府具有一定的政治聯(lián)系，就可以利用其社會資本與政府部門進行更為有效的“溝通”[22]，從而更有可能獲得相關部門制定的補貼政策的認可。作為新型經(jīng)營主體，家庭農場主具有的政治身份，例如干部經(jīng)歷和黨員身份等亦會有助于農場獲得補貼。因此家庭農場主具有的個人稟賦中的政治特征會影響政府補貼的獲取。

一般理論分析表明，農場主基于個人稟賦，或通過調整經(jīng)營策略適應政府的補貼政策，或通過加強與政府部門的聯(lián)系獲得認可，以此增加補貼獲取的可能性。除此之外，補貼政策條款及農場的個體特征同樣對家庭農場的政府補貼獲取起著重要作用，本研究將二者作為控制變量加以分析。政策因素方面，主要包括年平均土地流轉租金、流轉期限、作物種植類型等。地方政府制定補貼政策的目的是解決日益嚴重的農地拋荒問題，促進土地流轉，并鼓勵糧食種植。針對規(guī)?；a經(jīng)營主體的扶持政策往往以農場能夠承擔的土地流轉情況為主要依據(jù)。例如安徽省合肥市制定的獎補政策要求“單個業(yè)主受讓土地在200畝以上，流轉租金在每年500元/畝以上，從事糧食作物生產，且流轉期滿5年”。另外，不同地區(qū)由于資源稟賦不同和家庭農場發(fā)展規(guī)模差異，地方政府制定的專項資金補貼政策要求亦有所區(qū)別。農場個體差異方面，注冊資本、家庭成員數(shù)、年平均季節(jié)工需求、是否加入合作社、年人均純收入等均對家庭經(jīng)營績效有一定影響[23]，作為農場經(jīng)營的綜合考核結果，亦可能對補貼獲取產生影響。

基于上述分析，筆者選取的農場主個人稟賦變量包括農場主受教育程度、企業(yè)經(jīng)營經(jīng)驗、農業(yè)生產經(jīng)驗、干部經(jīng)歷?？刂谱兞堪ㄅc政府補貼政策直接相關的政策變量和農場的個體異質性特征變量，政策變量包括種植糧食、種植規(guī)模、土地流轉租金和期限；農場的個體異質性特征變量包括農場主的家庭成員數(shù)、年人均純收入和農場的注冊資本、季節(jié)工需求、加入合作社等可能影響農場經(jīng)營狀況的變量。

農場主個人稟賦在不同層級政府補貼獲取中的作用可能不同，因此，本研究首先將所有樣本混合進行基本分析，再根據(jù)補貼層級將樣本分類處理?？紤]到樣本數(shù)量和計量結果的準確性，在分類處理中將獲得國家級補貼和省級補貼的樣本合并(以下簡稱為高層級政府補貼)，獲得市級補貼和縣鄉(xiāng)級補貼的樣本合并(以下簡稱為市縣鄉(xiāng)補貼)。這樣處理的另一個理由是，國家補貼一般由中央財政直接撥到各省，由省級政府統(tǒng)籌安排并予以資金配套，因此與省級補貼具有很多共同特征，而市縣鄉(xiāng)補貼政策一般隨地方資源稟賦而定，地域性特點更強，可以合并討論。

本研究以家庭農場是否獲得政府專項補貼為被解釋變量，因此可采用二元離散模型進行實證估計。具體計量模型如下：

在模型的選擇上，考慮到影響補貼獲取的因素可能存在一些與解釋變量相互影響的不可觀測變量，導致內生性問題，使得估計結果有偏，而Probit模型可以很好地規(guī)避這類問題帶來的影響，因此本研究選擇Probit模型予以分析，同時輔以OLS估計和Logit模型對模型穩(wěn)健性予以考察。

三、數(shù)據(jù)來源及其計量結果分析

1．數(shù)據(jù)說明與特征描述

本研究數(shù)據(jù)來自2016年8月筆者所在課題組對安徽省家庭農場發(fā)展經(jīng)營狀況進行的專題調查。為保證樣本的代表性，本次實地調查涉及安徽省18個縣(區(qū))50個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的82個行政村，家庭農場有效樣本為768個。調查地既包含平原地區(qū)，也包含山地和丘陵地區(qū)，涵蓋了各種地形地貌和農業(yè)種植環(huán)境。

從補貼的范圍看，獲得補貼的農場數(shù)量為346個，占比僅為45.05%，未超過半數(shù)；從補貼數(shù)額看，補貼額度最少為60元/公頃，最高則達到了15 000元/公頃，其中部分補貼為一次性補貼。表1刻畫了獲得補貼農場和未獲得補貼農場的農場主個人稟賦差異。

從家庭農場主個人稟賦看，兩類農場中具有顯著差異的指標主要是農場主具有的經(jīng)驗，獲得補貼農場的農場主中具有企業(yè)經(jīng)營經(jīng)驗、干部經(jīng)歷、農業(yè)生產經(jīng)驗者的所占比例均顯著高于無補貼農場，而受教育程度卻低于后者，但其差異并不顯著，且農場主受教育程度普遍較低，僅為10.032年，仍以初中、高中及中專學歷為主；另外數(shù)據(jù)還表明具有農業(yè)生產經(jīng)驗的農場主也僅為32.31%，超過六成的農場主曾從事的職業(yè)與農業(yè)毫無關聯(lián)，這在一定程度上表明多數(shù)家庭農場經(jīng)營啟動資金來源于工商資本。從農場特征看，獲得補貼農場的種植規(guī)模、注冊資本、加入合作社者占比、種植糧食者占比、土地流轉期限高于無補貼農場，其他變量均低于后者，具有顯著差異的是種植規(guī)模、流轉期限、種植糧食者占比。超過7成的家庭農場仍以糧食種植為主。

表1　變量解釋及描述性統(tǒng)計

注：*、**、***、分別表示10%、5%和1%水平下具有顯著性差異。

表1直觀地反映了有補貼農場和無補貼農場的農場主個人稟賦差異，為分析這種差異的可能原因，筆者進一步統(tǒng)計了具有不同稟賦的農場主經(jīng)營農場的土地流轉特征和糧食種植情況差異。從表2可以看出，農場主受教育年限在糧食種植情況中表現(xiàn)出明顯差異，糧食生產型農場主受教育年限明顯低于非糧食生產型農場，但在土地流轉特征上無明顯差異，這表明受教育程度高的農場主獲得補貼概率之所以偏低可能與糧食種植情況有關，與前面的理論分析一致。而具有企業(yè)經(jīng)營經(jīng)驗和農業(yè)生產經(jīng)驗的農場主，農場土地流轉規(guī)模、流轉期限和流轉租金超過平均水平的占比更高。即具有企業(yè)經(jīng)營經(jīng)驗和農業(yè)生產經(jīng)驗的農場主獲得比例偏高可以用其對于土地流轉政策變量的影響解釋，而與作物選擇無關，但干部經(jīng)歷則難以與土地流轉、糧食生產等政策變量建立關聯(lián)。

表2　個人稟賦與農場特征的差異比較

注：60.328公頃、10.01年和10431.64元分別為獲得補貼農場的種植規(guī)模、流轉期限、年平均土地流轉租金的平均值。

2．農場主個人稟賦對政府補貼獲取的影響

為克服可能存在的異方差效應，本研究對變量中取值較大的變量，如農場規(guī)模、注冊資金和年土地流轉租金取對數(shù)后進行回歸。根據(jù)Probit模型的回歸結果(表3)，在控制了政策變量和家庭農場個體異質性變量后，受教育程度變量顯著為負，而企業(yè)經(jīng)營經(jīng)驗、干部經(jīng)歷、農業(yè)生產經(jīng)驗等變量均顯著為正。為避免回歸結果偏誤，進一步采用普通最小二乘估計和Logit模型回歸(表3)，結果與Probit模型的回歸結果一致，表明所得結果是穩(wěn)健的。

表3　個人稟賦對補貼獲取的影響

注：括號內為標準差，*、**、***、分別表示10%、5%和1%水平下具有統(tǒng)計顯著性。

實證結果表明，在控制了土地流轉租金和期限、種植糧食及其他農場特征等政策變量和農場個體異質性后，農場主受教育程度越高的農場獲得政府補貼的概率越低，而農場主具有企業(yè)經(jīng)營經(jīng)驗、農業(yè)生產經(jīng)驗和干部經(jīng)歷的農場獲得政府補貼的概率越高。本研究實證結果支持當前一些學者的結論，如余明桂等以中國民營上市公司為樣本的實證分析表明與地方政府有政治聯(lián)系的民營企業(yè)更易于獲得政府補貼，且補貼數(shù)額更多[17]；Zheng的研究表明，曾具有政府干部身份的經(jīng)營者可能是經(jīng)營主體具有良好聲譽的一種信號顯示機制，從而對其獲取補貼產生有利影響[20]。另外，擁有企業(yè)經(jīng)營經(jīng)驗和農業(yè)生產經(jīng)驗者顯然具有更廣泛的社會交往，而經(jīng)營主體是否擁有廣泛的社會資本與其能否獲取補貼緊密相連[24]。本研究的結果揭示出作為新型農業(yè)經(jīng)營主體的家庭農場亦不例外。需要指出的是，盡管農場主受教育程度越高往往意味著獲取資源的能力越強，但這類農場由于更少選擇種植糧食作物，獲取補貼的可能性卻越低。

3．農場主個人稟賦在不同層級政府補貼獲取中的作用差異

筆者運用Probit模型比較兩類層級補貼獲取的差異性，并輔以Logit模型進行穩(wěn)健性分析。實證結果見表4。

根據(jù)表4的結果，受教育程度變量在所有模型中系數(shù)均為負值，但僅在高層級政府補貼獲取模型中顯著，企業(yè)經(jīng)營經(jīng)驗、干部經(jīng)歷、農業(yè)生產經(jīng)驗等變量在所有模型中系數(shù)均為正，但僅在市縣鄉(xiāng)級補貼模型中高度顯著，Logit模型輔助回歸的結果與Probit模型符號一致，表明實證結果是穩(wěn)健的。表4反映出農場主受教育程度形成高層級補貼獲取約束，而企業(yè)經(jīng)營經(jīng)驗、干部經(jīng)歷、農業(yè)生產經(jīng)驗正向影響地方層級政府補貼獲取。這是由于高層級政府針對家庭農場制定的補貼包括兩類：一是農業(yè)生產基礎性補貼，其補貼對象主要為糧食生產家庭；二是家庭農場專項補貼政策。前者的實施以是否種植糧食為依據(jù)，后者則以方向性指導意見為主，具體落實措施由地方政府根據(jù)具體情況決定。受教育程度越高的農場主學習農業(yè)生產技術的能力更強，傾向于選擇附加值更高的經(jīng)濟作物，而種植糧食作物的比例少，因此獲得高層級政府補貼概率低；擁有企業(yè)經(jīng)營經(jīng)驗和農業(yè)生產經(jīng)驗的農場主的抗風險意識更強，傾向于流轉更多土地，且土地租期更長，從而較契合地方政府政策要求，能較好獲取地方政府的補貼；干部經(jīng)歷盡管能夠幫助農場主與政府部門保持政治聯(lián)系，但從事農場經(jīng)營的農場主的干部經(jīng)歷多局限于基層干部，很難與高層級政府建立直接聯(lián)系，因此僅在市縣鄉(xiāng)政府補貼獲取中發(fā)揮作用。

表4　個人稟賦在不同層級政府補貼獲取中的作用差異

注：括號內為標準差，*、**、***、分別表示10%、5%和1%水平下具有統(tǒng)計顯著性。

四、結論與政策啟示

針對政府的家庭農場補貼的覆蓋范圍有限，補貼額度存在差異的現(xiàn)象，本研究運用調研數(shù)據(jù)實證考察了家庭農場主個人稟賦對補貼獲取的影響，得出如下結論：第一，在控制了與政府補貼政策直接相關的政策變量、農場的個體異質性特征變量等一系列影響因素之后，家庭農場主教育稟賦構成高層級政府補貼獲取的約束，即負向影響補貼獲取的概率；第二，家庭農場主具有的企業(yè)經(jīng)營經(jīng)驗、農業(yè)生產經(jīng)驗和干部經(jīng)歷能夠提升市縣鄉(xiāng)級政府補貼獲取概率。本研究從三個方面給出了解釋：第一，受教育水平越高的農場主在種植產品的選擇上傾向于回報率較高的經(jīng)濟作物，而不太愿意種植哪些作為補貼發(fā)放重要政策依據(jù)的糧食作物，從而致使獲得補貼概率更低；第二，土地流轉情況是政府制定新型農業(yè)經(jīng)營主體補貼政策時考慮的重點，而農場主具有企業(yè)經(jīng)營經(jīng)驗和農業(yè)生產經(jīng)驗的農場因為流轉土地規(guī)模更大、租期更長而更易于獲得補貼；第三，具有干部經(jīng)歷的農場主通過尋租行為與政府保持一定聯(lián)系，從而更易獲得地方政府補貼。

基于上述結論，本研究得出如下幾點啟示：一是應鼓勵高學歷勞動者從事家庭農場生產，可以促進經(jīng)濟作物發(fā)展、提升土地資源附加值、提高農業(yè)產出，達到逐漸弱化政府補貼功能和減輕財政負擔、促進農場自生能力提升以推動家庭農場長遠發(fā)展的目的。二是地方政府補貼的土地流轉規(guī)模偏好意味著獲得補貼的家庭農場承擔了較多政策性負擔，尤其是那些具有企業(yè)經(jīng)營經(jīng)驗的農場主往往被政府賦予過高的期望值，政策性負擔將可能導致這些家庭農場難以擺脫受補貼的局面，長期而言，將可能導致農場經(jīng)營風險增大，對農場改善資源配置效率、提高競爭力帶來不利的影響[25]。第三，規(guī)范并簡化地方政府補貼政策的執(zhí)行流程，加大監(jiān)督力度，通過各種渠道使政策信息透明化，避免發(fā)放過程中產生尋租行為，是保證補貼公平性和有效性的必要措施。

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責任編輯：李東輝

The influence of family farmers' personal endowments on government subsidies:Based on the survey of 768 family farms in Anhui province

WANG Lixia

(School of Economics/Research Center of the Agriculture-Rural Area-Peasant, Anhui University, Hefei 230031, China)

Based on data from 768 family farms in Anhui province, the impact of family farmers’ personal endowment on government subsidies is analyzed by using Probit model. The study shows that after controlling a series of influencing factors such as the policy variables directly related to the government subsidy policy and the individual heterogeneity variables of the farm, the personal endowment difference of farmer is one of the important reasons for the difference of the subsidy of the family farm at different levels. In particular, the educational endowment constitutes the constraint of high-level government subsidies. However, the experience of business operation，agricultural production or cadre experience that the family farmer owns can significantly improve the probability of Attaining local government subsidies.

family farmer; personal endowment; government subsidies; hierarchy difference

10.13331/j.cnki.jhau(ss).2017.05.002

F301.1

A

1009–2013(2017)05–0010–07

2017－06－09

國家社會科學基金青年項目(12CJY052)

王麗霞(1984—)，女，安徽黃山人，博士生，講師，主要研究方向為農村社會統(tǒng)計調查。