农机补贴的收入分配效应：效率、公平，抑或兼而有之
农机补贴的收入分配效应：效率、公平，抑或兼而有之刘 念 种 聪 伍景芳
[提 要] 农机补贴是具有门槛效应的效率增益政策，通常效率与公平如鱼和熊掌不可兼得。本文通过理论模型分析了农机补贴对农业生产及农村劳动力转移的影响；并通过工具变量法和中介变量法研究了农机补贴的收入分配效应及其作用机制。研究发现，农机补贴显著降低了农户收入的基尼系数，提高了收入分配公平性；其作用机制是农机补贴提升了农业生产效率，促进了农村劳动力转移，提高了打工收入，尤其是相对贫困农户，溢出效应对冲了门槛效应，使得农机补贴的收入分配效应兼具了效率和公平。
[关键词] 农机补贴；门槛效应；溢出效应；农村劳动力转移；收入分配效应
一、引言与文献综述
近年来，我国的非农产业迅猛发展，而农业发展相对滞后，农村居民人均收入远低于城镇居民人均收入。党的十八大报告提出了2010—2020年我国农民收入翻倍的战略目标，近几年的中央“一号文件”更具体地提出了拓宽农村外部增收渠道、加大助农政策力度等要求，以促进农户增加收入，实现共同富裕。
在宏观惠农政策的助力下，农业财政支持力度也越来越大，其中一项十分重要的政策就是农机具购置补贴(以下简称“农机补贴”)。这是因为，随着我国城镇化的推进和农村劳动力的转移，农村空心化程度加剧，需要通过农机补贴来提升我国的农业机械化水平(张宗毅等，2009)，进而提高农业生产效率，以应对“刘易斯拐点”和人口红利消失(李谷成等，2018)。2004年，国家颁布了《中华人民共和国农业机械化促进法》，开启了对农民个人、农场职工、农机专业户和直接从事农业生产的农机服务组织购置和更新大型农机具给予一定补贴的农机补贴政策。该政策以县为单位进行试点，实行地区普惠制，中央财政依据各县耕地面积、粮食产出情况分配资金，实行“定额补贴”，补贴资金总额逐年增加，以满足农户对农机装备的需求。目前，该政策的实施范围从2004年的66个县逐渐覆盖到全部县区。2016年，国家财政用于种粮农户直接补贴、良种补贴、农机补贴及农资综合补贴的资金从2004年的145.2亿元增长到当年的1 833.6亿元，其中，农机补贴从2004年的7 000万元增加到2016年的237.5亿元，十三年间农机补贴累计达到1 686.1亿元。(1)数据来源：经过公开数据整理。2017年，农业“四项补贴”中的种粮农户直接补贴、良种补贴和农资综合补贴合并为“农业支持和保护补贴”，农机补贴的独立性和重要性进一步凸显。因此，深入研究农机补贴的政策效应具有理论和实践意义。
目前，有关农机补贴政策效应的文献主要集中在农机补贴对农业机械化水平和农业增产、农户增收影响方面的研究，即农机补贴的生产效率问题。也有一些文献对包括农机补贴在内的农业补贴的收入分配效应进行了研究，但就农机补贴的农业生产效率和收入分配效应之间的关系进行专门研究的文献并不多。
在农机补贴的农业生产效率研究文献中，就农机补贴对农业机械化水平的影响，张宗毅等(2009)、高玉强(2010)、曹阳和胡继亮(2010)、吕炜等(2015)的研究认为，农机补贴政策促进了农户购置农机，使农机数量增加，提高了我国农业现代化装备水平。同时，王许沁等(2018)研究认为农机补贴对农机保有量和农业机械化水平有促进作用，但是年度边际贡献在下降。Schmitz et al．(2002)则认为，农机补贴和大多数补贴一样，会带来扭曲市场价格、影响社会整体福利等问题，政策效率在下降。Papageorgiou(2015)则认为，由于短期内农机作业需求变化不大，农机装备水平的快速上升将导致农机市场饱和，因此农机补贴只对农机的购置时间有影响，对农业机械化水平的影响较小，杜辉等(2010)也持类似观点。
就农机补贴对农业增产、农户增收的影响，王姣和肖海峰(2007)研究发现农机补贴对各种规模农户的粮食产量和种植业收入都有正向影响；孔荣和梁永(2009)研究认为，农机总动力每提高1%，农村居民家庭人均纯收入增长0.87%；肖卫和肖琳子(2013)、吕炜等(2015)研究发现，农机补贴提高了农业生产效率，对农户收入有显著的正向影响；李谷成等(2018)认为，农业机械化既可以直接作用于农业收入增长，也可以通过劳动力转移“部分地”间接作用于非农收入增长；周振等(2016)研究则认为，农业机械化主要通过影响粮食产出来提高农户收入，通过劳动力转移的影响不显著。但曹光乔等(2010)认为，由于农机作业市场服务的市场需求缺乏弹性，水稻收割机农机补贴会降低农机户的经营收入。可见，学术界一般认为农机补贴能够提高农业机械化水平，尽管影响大小不一样，进而提高农业生产效率，提高农户的农业收入，为农村劳动力转移创造条件，这和本文对农机补贴收入分配效应的分析逻辑是一致的。
农机补贴促进农机购置，提高了农业机械化水平和农业生产效率，和城乡居民收入差距形成了农村劳动力转移的“推拉”效应。在城镇居民高收入“拉力”的引致下，农村劳动力向这些地区的非农生产部门转移(Lee，1966；王湘红等，2012)，而农机补贴提高了农业生产效率，形成了农村劳动力转移的“推力”(Ranis & Fei，1961；高玉强，2010；吕炜等，2015；李谷成等，2018)，推动农村劳动力进一步流向城镇居民收入更高的地区，滞留在来源地的农村劳动力进一步减少(Taylor et al.，2003)。因此，农业农村政策可能产生某种收入分配效应(钟甫宁等，2008)。
目前，我国的农业农村问题除了生产效率低下、农户收入水平较低外，更重要的是收入分配的公平性，这关系着我国农村脱贫攻坚决战决胜的大局。王姣和肖海峰(2007)宽泛地研究了良种补贴、农机补贴等政策对不同规模农户收入的影响，发现小规模农户收入的增长幅度更大，但增长绝对值更小。Ding et al.(2011)研究我国云南地区农业补贴对农户收入公平性的影响时发现，该政策对农户收入公平性的提高作用不大。王欧和杨进(2014)研究了农业补贴对贫困地区粮食生产的影响，认为农业补贴对贫困地区粮食生产的正向影响更大。王庶和岳希明(2017)研究了退耕还林补贴对农村居民收入不平等程度的影响，认为该补贴显著降低了农村居民收入的不平等程度。王小龙和何振(2018)的研究发现，新农合(2)新农合目前已经并入城乡居民医保体系。对相对富裕家庭的农业风险和非农风险承担能力的促进作用更显著。可见，目前探讨农机补贴的收入分配效应及其作用机制的文献还不多。因此，旨在填补这方面的研究空白，本文通过将农机补贴的农业生产效率和收入分配效应结合起来研究，深入分析农机补贴的收入分配效应及其作用机制。
本文余下内容安排如下：第二部分为理论分析，并在此基础上提出了本文需要进一步验证的理论假说；第三部分对实证分析中涉及的变量和数据进行了描述；第四部分则通过建立实证模型，对我国农机补贴的收入分配效应及其作用机制进行实证分析；第五部分对本文进行总结，概括研究结论，并提出相应的政策建议。
二、理论分析
对农机补贴收入分配效应问题的研究，本文将从理论分析和实证分析两个方面展开。理论分析的目的是阐释原理并提出相关理论假说，然后通过实证分析对理论假说进行验证，从而得出相关研究结论。
这里，本文在Duarte & Restuccia(2010)和Alvarez-Cuadrado & Poschke(2011)以及盖庆恩等(2013)研究的基础上，通过两部门生产模型来研究我国农机补贴政策对农业生产效率和农户生产行为的影响。本文假设在一个经济体系中，存在着农业和非农两个生产部门，分别生产农产品和非农产品(包括工业产品、服务产品等)，消费者对这两种产品的需求存在不对称性。同时，这两个部门中的劳动力可以在部门之间根据福利、报酬等情况进行劳动力转移决策。
1.生产部门。该经济体系中的农业部门、非农部门，都采用规模报酬不变的生产函数，投入资本、劳动力来生产最终产品。
农业部门的生产函数为：
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非农部门的生产函数为：
width=252,height=20,dpi=110
式中，width=17,height=20,dpi=110和width=17,height=20,dpi=110分别代表农业部门和非农部门的产出；A和N分别代表两部门的全要素生产率；width=17,height=20,dpi=110和width=17,height=20,dpi=110分别代表两部门的投资；Sit和Tit分别代表两部门的农机补贴和税收；width=14,height=20,dpi=110和width=17,height=20,dpi=110分别代表两部门的劳动力投入；α和β分别代表两部门生产要素的替代弹性；i和t则分别代表个体和时间趋势。在全价购机补贴模式下，农户全价购买农机后才能获得农机补贴Sit，农机补贴实际上成为农业生产投资的一部分，因此将其作为农业生产投资的增加项带入生产函数。同样，企业税收Tit会降低企业的投资，因此将其作为非农生产投资的减除项带入生产函数。
由此，上述两个部门的生产函数可以变形为：
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width=102,height=20,dpi=110
(1)
式中，width=14,height=20,dpi=110和width=14,height=20,dpi=110分别代表农业部门、非农部门的单位劳动力产出；width=14,height=20,dpi=110和width=14,height=20,dpi=110分别代表两部门的单位劳动力投资；sit和τit分别代表两部门的单位劳动力农机补贴和税收。
2.消费者行为。代表性个体通过消费农产品width=17,height=20,dpi=110和非农产品width=17,height=20,dpi=110来获得效用，效用函数采用CES形式：
width=222,height=90,dpi=110
(2)
式中，θ为效用折现因子；υ和1-υ分别为农产品和非农产品的消费比例；γ为最低农产品消费额度；μ为非农产品的自我供给，即不需要投入劳动就可以获得(盖庆恩等，2013)。同时，笔者假设单位劳动力产出能够满足最低的农作物消费，即width=38,height=20,dpi=110可以得到：
width=35,height=37,dpi=110
(3)
代表性个体在不同生产部门内提供自身的劳动力，通过选择相应的消费品组合来最大化效用，并受到其收入(即工资和企业利润)的约束。因此，代表性个体所面临的预算约束方程为：
width=173,height=20,dpi=110
width=155,height=20,dpi=110
(4)
式中，width=17,height=20,dpi=110和width=17,height=20,dpi=110分别代表农业部门、非农部门的工资水平；width=17,height=20,dpi=110和width=20,height=20,dpi=110分别代表两部门的企业利润；width=32,height=20,dpi=110和width=32,height=20,dpi=110分别代表两部门的下一期投资。这里，笔者假定：width=149,height=20,dpi=110代表两部门之间收入差距系数，也可以认为是各地区城乡居民收入差距系数，因为城镇居民一般从事非农生产，农村居民一般从事农业生产。ηit越大，城乡居民收入差距越小；ηit越小，城乡居民收入差距越大。width=14,height=20,dpi=110代表非农部门的投资收益，由于农户既是农业投资者、生产者，又是收入攫取者，因此其投资收益包含在工资收入中。农业产品和非农产品市场完全竞争，其市场价格分别为width=17,height=20,dpi=110和width=23,height=20,dpi=110本文假设width=46,height=20,dpi=110则农产品的相对价格为width=111,height=20,dpi=110
3.市场出清。对于本文所定义的模型，市场出清是指两部门产品的市场价格具有充分的灵活性，能够使得产品需求和产品供给迅速达到均衡，没有超额供给或超额需求，也没有资源闲置。因此，市场出清时可以得到以下关系式。
在产品市场：
width=217,height=20,dpi=110
在劳动力市场：
width=61,height=20,dpi=110
同时，对于代表性个体，给定了消费品价格，选择width=17,height=20,dpi=110和width=17,height=20,dpi=110以获得最大效用；而对于企业，给定了劳动力价格，选择width=14,height=20,dpi=110和width=17,height=20,dpi=110以及width=17,height=20,dpi=110获得最大利润。这个时候，式(4)也是市场出清时的收支表达式。
4.农机补贴与农业产出及劳动力转移的关系。首先，在一般均衡状态下，我们可以求得经济体系中农业部门单位劳动力农业产出的表达式：
width=269,height=64,dpi=110
(5)
式中，width=305,height=49,dpi=110
值得注意的是，式中width=41,height=20,dpi=110和width=35,height=20,dpi=110之间关系为均衡状态下的关系，不同于生产函数中的关系。通过式(5)，可以得到：
width=258,height=73,dpi=110
(6)
同时，也可以得到：
width=96,height=44,dpi=110
(7)
式(6)和式(7)说明，农机补贴提高了农业生产效率，从而提高了单位劳动力农业产出，进而提高了农户的农业收入，使得全体农户受益。
事实上，2012年，农机补贴政策进行了改革，以全价购机补贴模式替代了差价购机补贴模式。在全价购机补贴模式下，大部分农户将做出理性决策，根据自身对农机的实际需求和购机成本来评估农机购置。对于富裕的农户，购机成本相对较低，往往更可能购置更大型的农业机械(曹光乔等，2010)，农机补贴政策体现出一定的门槛效应，导致富裕农户的农业收益更多，会加剧收入不平等。
但是，为了提高农业生产效率，相对贫困的农户要么选择农机租赁，要么在农机补贴的促进下选择购买价格低廉的农机，同样可以获得农业机械化带来的农业生产效率和农业收入红利。这是农机补贴的农业收入溢出效应。它在一定程度上抵消了门槛效应的影响。
进一步，我们来讨论农机补贴对农村劳动力的影响。根据式(5)，可以得到：
width=193,height=146,dpi=110
(8)
在式(8)的基础上，结合式(3)，可以得到：
width=260,height=76,dpi=110
(9)
width=129,height=44,dpi=110
(10)
式(9)的结论反映了一个动态调整过程，即当ηit越小时，在城镇居民高收入的“拉力”作用下，农村劳动力开始向城镇非农部门转移，但此时农村劳动力存量还很大，农村剩余劳动力还很多。随着农村劳动力的进一步转移，转移农户的非农收入得到了提高(吕炜等，2015；李谷成等，2018)。结合式(10)，在农机补贴的作用下，城乡居民收入差距逐步缩小，即ηit增加，滞留在来源地的农村剩余劳动力进一步减少(Taylor et al.，2003)，直到“刘易斯拐点”。因此，ηit和农村劳动力呈反向关系。
再结合式(6)和式(7)，上述理论分析可以得出如下结论：农机补贴会提高农业劳动生产率，从而带动农业增产，提高农户的农业收入，同时也为农村劳动力的转移提供了条件。接下来，联系式(9)和式(10)，在城镇居民高收入的引致下，农业劳动生产率得到提升的农户会利用释放的空闲时间去从事非农生产，形成农村劳动力转移，从而提高了该部分农户的非农收入。体现在收入分配效应上，农机补贴一方面通过门槛效应加剧了农户收入不平等，另一方面也会通过溢出效应增加农户的农业收入和非农收入，从而对冲门槛效应，减轻农户收入不平等。
同时，一如式(9)和式(10)的结论，农村劳动力转移以城乡居民收入差距为诱因，因此，农业收入受益较小的相对贫困农户转移劳动力的动机更为强烈。另外，由于各方面的限制，这部分转移的劳动力从事更多的是被雇用的打工工作，自营工作相对较少。因此，基于上述理论分析，本文就农机补贴的收入分配效应提出如下两个假说，并在后文中进行实证检验。
H1 农机补贴的溢出效应大于门槛效应，能够提高农户收入分配的公平性，即降低农户的收入基尼系数。
H2 在农机补贴的非农收入溢出效应中，外出打工是农机补贴收入分配效应的主要作用机制。
三、工具变量和数据描述
(一)内生性问题和工具变量选择
理性预期学派指出，因为理性预期行为的存在，政策制度的改变会改变个人对政策的反应方式，同时改变了的反应方式又与基础参数的改变结合在一起，给那些对应于政策制度并非不变的系数强加一个系数值，使得结构计量模型失效。如前所述，农业财政政策会影响农户的生产反应方式，从而影响农户的收入基尼系数；同时，改变了的农户反应方式，也会导致农业财政政策的调整，也就是面临由反向因果产生的内生性问题。再加上某些不可观测的遗漏变量，例如当地官员的能力等，导致变量的内生性成为识别财政冲击不可避免的实际问题，不解决变量的内生性问题，会影响估计的一致性。
解决内生性问题的方法很多，使用工具变量是其中之一。即如果假设第i个冲击对被解释变量没有即时效应，那么，对应方程的残差就不是第i个冲击的函数，作为工具变量的z从而满足了E(z′x)≠0和E(z′ε)=0，即和解释变量x相关，而与随机扰动项ε不相关，进而可以提高估计的一致性。
本文使用了全国人均农机补贴和平地耕地面积占比交互项(Sumsublrate2)作为工具变量，理由如下：2004年实施至今的农机补贴政策根据各县耕地面积、粮食产出情况分配资金，因此农机补贴和耕地面积密切相关，而且平地耕地面积越大，农机补贴会越多，平地耕地面积占比(3)本文将平均坡度小于等于2度的耕地视为平地耕地，平地耕地面积占比=平地耕地面积/耕地面积。和农机补贴正向相关。同时，2010年中央“一号文件”要求：力争用3年时间把农村集体土地所有权证确认到每个具有所有权的农民集体经济组织，加上我国划定了18.65亿亩的耕地保有量红线(4)2016年，经国务院同意，国土资源部印发《全国土地利用总体规划纲要(2006—2020年)调整方案》，对全国及各省(区、市)耕地保有量、基本农田保护面积、建设用地总规模等指标进行调整。调整后，到2020年，全国耕地保有量为18.65亿亩以上，基本农田保护面积为15.46亿亩以上，建设用地总规模控制在4 071.93万公顷(61 079万亩)之内。，在确权完成后，农村耕地面积将比较固定。再加上平地耕地面积由地质特征决定，平地耕地面积是不随经济条件改变的外生变量，平地耕地面积占比也是外生的，与被解释变量以及残差不相关，符合工具变量的条件。进一步，笔者认为应该在工具变量中引入时间趋势，以揭示农机补贴政策进行动态调整的现实(王许沁等，2018)，因此参考了贾男和马俊龙(2015)、王小龙和何振(2018)的做法，在工具变量中引入全国人均农机补贴项。(5)这里的全国人均农机补贴为全国农机补贴数额与全国农村劳动力人数的比值，各地区人均农机补贴为各地区农机补贴数额与各地区农村劳动力人数的比值。由于全国人均农机补贴的地区示范效应，全国人均农机补贴与各地区人均农机补贴高度相关，同时自身不受被解释变量——生产行为、农户收入、通过农户收入计算的基尼系数以及随机扰动项ε的影响，而且还具有时间趋势。因此，使用全国人均农机补贴和平地耕地面积占比交互项作为工具变量是十分有效的，后文的弱工具变量检验印证了这一点。
(二)数据说明、处理和描述
1.数据说明。本文所使用的大部分数据来自中国家庭追踪调查(CFPS)。CFPS是由北京大学中国社会科学调查中心组织实施的一项长期入户追踪调查，每两年一轮，追踪收集了个体(包括成人和儿童)、家庭、社区三个层次的数据，内容包括经济活动、教育成果、家庭关系、家庭动态、人口迁移、工作状况以及思想观念等方面。CFPS的调查样本主要覆盖了全国25个省、市、自治区，其基线调查始于2010年，并在2012年、2014年和2016年分别开展了第二轮、第三轮和第四轮入户调查。
本文利用CFPS2010、CFPS2012、CFPS2014和CFPS2016(6) CFPS2010、CFPS2012、CFPS2014和CFPS2016调查数据对应年份分别为2009年、2011年、2013年和2015年。的家庭收入数据计算我国24个省、市、自治区当年的农户收入基尼系数，结合对应年份的全国和各地区人均农机补贴数据、平地耕地面积占比数据，以及对应年份和地区的CFPS家庭、成人、社区和儿童数据，构建四期的平衡面板数据，基于此对农机补贴的农户收入分配效应及其作用机制进行分析。
其中，全国和各地区人均农机补贴数据来源于2009—2015年的《中国农业机械化年鉴》。由于该年鉴从2014年开始只公布农机补贴合计数据，不再区分中央补贴和地方补贴，所以2015年的全国和各地区人均农机补贴数据来自该年鉴“各地区工作要览”部分。平地耕地面积占比数据则来自中国科学院地理科学与资源研究所资源学科创新平台的数据调查结果。
2.数据处理。在构建平衡面板数据的过程中，家庭仅仅保留按照国家统计局城乡分类为乡村的样本(7)由于农机是农户家庭的共同财产，因此农机补贴也是给予农户家庭的，所以，本文的被解释变量、解释变量、控制变量涉及农户个体的，都以家庭为单位。，成年人样本均为农业户口成员。同时，为了保证家庭样本的跨年可比性，删除了2010年后续年份的派生家庭样本，以及没有交集的省、市、自治区的家庭样本。接下来，在利用家庭人均纯收入计算基尼系数时，为了避免基尼系数计算受到数据不准确的影响，笔者按照2009年、2011年、2013年、2015年的国家贫困线标准1 196元/年、2 300元/年、2 300元/年、2 800元/年，剔除了调整后家庭人均纯收入低于上述标准一半的家庭样本。(8) 之所以剔除小于上述标准一半的家庭样本，是因为家庭人均纯收入低于贫困线的样本包括数据不完善导致收入极小或者为零的奇异点，以及实际收入低于贫困线的家庭，而后者会因为贫困获得一些转移支付收入，导致其收入不会很低，因此取中间值，以当年贫困线的一半作为标准进行样本筛选。进一步，将成人数据、社区数据和儿童数据按照所属家庭归并到家庭样本数据中，并且只保留四期都有的家庭样本，从而构建了平衡面板数据，共使用14 344个样本观测值。最后，将平衡面板数据中的收入、资产和支出等数据按照当年的农村消费价格指数折算为2009年的水平。
3.数据描述。本文的被解释变量涉及三个方面，一是测量农户收入不平等的变量，包括农户收入基尼系数和调整农户收入基尼系数；二是有关农户生产的变量，包括农业生产、农机购置、农业生产成本、生产资料出租、非农生产及其子项目等；三是有关农户收入的变量，包括家庭人均纯收入、人均农林收入、人均自营收入以及人均打工收入等。同时，由于财产性收入、转移性收入以及拆迁补偿金和土地征用补偿金与农机补贴的关系不大，但是这些不同来源的收入会对基尼系数的统计产生不同的影响(Lerman & Yitzhaki，1985；Li et al.，2011)，因此，笔者将这些收入变量作为控制变量处理。
同时，参考已有的研究(马光荣和杨恩艳，2011；胡金焱和张博，2014；王小龙和何振，2018)，本文使用的控制变量分为三种类型，即家庭人口特征、家庭经济特征和社区特征。具体的变量类型、名称、符号、描述及经过上述过程和方法处理后的数据特征如表1所示。
表1 变量数据描述
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资料来源：CFPS2010、CFPS2012、CFPS2014和CFPS2016调查数据、2009—2015年《中国农业机械化年鉴》，以及中国科学院地理科学与资源研究所资源学科创新平台的数据调查结果：http://data.ac.cn/table/tbb08。
四、实证分析
(一)农机补贴对农户收入基尼系数的影响
如前所述，在探讨农机补贴的政策效应时，需要考虑农机补贴随时间推移的效率损失，以及农机补贴政策的动态调整效应(王许沁等，2018)，因为农机投资的滞后效应可能比较明显(李谷成等，2018)。因此，本文建立了面板数据模型，通过两阶段最小二乘法(2SLS)讨论了当期和滞后期农机补贴对农户收入基尼系数的影响。
使用工具变量通过2SLS法进行实证分析时，首先需要估计和预测解释变量和工具变量之间的关系，即第一阶段估计，其公式为：
Subsidyit=a1+a2Sumsublrate2it+a3Zit+ui
+δt+εit
(11)
然后，进行第二阶段估计，公式为：
Yit=β1+β2Subsidyit+β3Zit+ui+δt+εit
(12)
式中，i代表家庭；t代表年份；Subsidyit为主要解释变量——农机补贴；Sumsublrate2it为工具变量——全国人均农机补贴和平地耕地面积占比交互项；Zit为一系列控制变量，包括家庭人口特征、家庭经济特征和社区特征等类型的变量；Yit为被解释变量。各变量的类型、名称、符号、描述和数据特征如表1所示。ui为个体固定效应，δt为时间固定效应，εit为随机扰动项。
这里，通过式(11)和式(12)，可以得到农机补贴对农户收入基尼系数影响的回归结果，如表2所示。
从表2的回归结果可以看到：列(1)、列(3)和列(5)通过2SLS法进行回归的结果显示，当期和滞后期农机补贴对农户收入基尼系数影响均显著为负，即农机补贴在当期和滞后期都显著提高了农户收入分配的公平性，而且滞后期的效果更显著，反映出农机补贴的滞后效应比较明显，同时也印证了假说H1的结论。另外，列(2)、列(4)和列(6)分别为使用2SLS法的第一阶段回归结果，结果显示工具变量对农机补贴均有显著的正向作用，说明工具变量与各地区农机补贴高度正相关。
表2 农机补贴对农户收入基尼系数影响的回归结果
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资料来源：同表1。
说明：(1)括号内为回归系数对应的聚类稳健标准误，标准误聚类(cluster)到村一级；(2)Kleibergen-Paap F是指Kleibergen-Paap rk Wald F检验统计值；(3)A-R Wald test P是指Anderson-Rubin Wald test P-value检验统计值；(4)*，**，***分别表示在10%，5%，1%的水平上显著；(5)回归中使用的农户收入基尼系数是调整后的基尼系数Gini_adj，以保证和其他变量相一致，以及结果的准确性；(6)由于篇幅限制，控制变量的估计结果省略。下表同。
进一步，本文对于工具变量的弱工具变量问题进行了检验。从第二阶段回归结果来看，其KP值分别达到了3 169.778，3 104.566和2 389.425，均远高于10%偏误的临界值16.38，从而有理由相信模型不存在弱工具变量问题。同时，变量内生性Wald检验结果也显示，分别在10%，1%和1%的水平上存在变量内生性，进一步说明使用工具变量的必要性。
(二)作用机制——农机补贴对农户生产行为的影响
从上文的实证分析发现，农机补贴显著提高了农户收入分配的公平性。那么，农机补贴对农户收入分配影响的作用机制是什么？对这一问题的回答，首先要考察农机补贴对农户生产行为的影响，因为农户的生产行为是其收入的来源。
这里，通过式(11)和式(12)，可以得到农机补贴对农业生产行为、非农生产行为和农机等生产资料出租影响的回归结果，如表3所示。
从表3的回归结果可以看到：列(1)的结果显示，农机补贴对家庭从事农业生产的影响在1%的水平上显著为负，说明农机补贴并没有显著提高农业生产积极性，而是降低了农业生产积极性。列(5)的结果显示，农机补贴对从事非农生产的影响在1%的水平上显著为正，说明农机补贴提高了农户非农生产的积极性，印证了假说H2的相关结论。
表3 农机补贴对农户生产行为影响的回归结果
width=745,height=287,dpi=110
资料来源：同表1。
说明：各列回归中的控制变量与表2相同。
进一步，列(2)的结果显示，农机补贴对农机购置的影响在1%的水平上显著为正，说明农机补贴显著促进了农机购置，从而提高了农业机械化水平。列(3)和列(4)的结果显示，农机补贴显著降低了农业生产成本，提升了农业生产效率，并通过农机等生产资料出租惠及所有农户，为劳动力转移创造了条件，提高了非农生产积极性，印证了理论分析的结论。
同时，在非农生产积极性提高的情况下，农户更多地从事了自主经营还是外出打工呢？列(6)的结果显示，农机补贴对农户自主经营的影响并不显著；而列(7)的结果显示，农机补贴对农户外出打工的影响在1%的水平上显著为正。综合起来说明，农机补贴对农户非农生产积极性的促进作用主要体现在促进农户外出打工上，即主要被企业所雇用，自主经营非农业务比较少，进一步印证了假说H2的结论。变量内生性Wald检验结果也显示，对于自主经营非农业务，变量的内生性问题不显著，而对于外出打工，有必要通过工具变量解决内生性问题。
(三)作用机制——农机补贴通过生产行为对农户收入的影响
通过上文的分析，我们发现农机补贴对农业生产积极性具有显著负向影响，对非农生产积极性具有显著正向影响，尤其是外出打工。接下来，本文通过农业生产和非农生产及其子项作为中介变量，检验农机补贴对农户收入的作用机制。
本文使用的中介变量法借鉴了Baron & Kenny(1986)、许家云和毛其淋(2016)的方法，在式(12)的基础上引入中介变量，建立式(13)：
Yit=β1+β2Subsidyit+β3Xit+β4Zit+ui
+δt+εit
(13)
式中，Xit为中介变量，包括农业生产、非农生产、自营、打工、生产资料出租、农田经营、林地经营以及打工收入等变量。中介变量法的模型机制为：如果农机补贴促进了被解释变量的增加，则式(12)中农机补贴的系数应当显著为正；如果农机补贴通过中介变量Xit发挥作用，那么，在加入中介变量后，式(13)中农机补贴的系数与式(12)相比会大幅下降或者不再显著，并且式(13)中该中介变量的系数显著为正。
基于此，笔者通过式(12)和式(13)，就农机补贴通过生产行为对收入影响的作用机制进行分析，结果如表4所示。
表4 农机补贴通过生产行为对农户收入影响的回归结果
width=745,height=434,dpi=110
资料来源：同表1。
说明：各列回归中的控制变量与表2相同。
从表4的回归结果可以看到：列(1)～列(5)的被解释变量都为家庭人均纯收入，其中，列(1)的结果显示，农机补贴对家庭人均纯收入的影响在1%的水平上显著为正。列(2)的结果显示，在加入农业生产变量之后，农机补贴的系数从1.217下降到1.213，几乎没有变化，农业生产的系数为负，并不显著，说明农业生产并不是促进家庭人均纯收入提高的机制。列(3)的结果显示，在加入非农生产变量之后，农机补贴的系数大幅下降为1.067，非农生产的系数则为0.371，在1%的水平上显著为正，说明非农生产是促进家庭人均纯收入提高的重要机制。进一步，列(4)的结果显示，在加入打工变量之后，农机补贴的系数下降为1.157，打工的系数为0.444，在1%的水平上显著为正，说明外出打工作为农户非农生产的重要形式，促进了家庭人均纯收入的提高，印证了假说H2的结论。最后，列(5)的结果显示，农机等生产资料出租可以提高家庭人均纯收入，体现出了溢出效应，这和表3列(4)的结论是一致的。
接下来，再通过中介变量法，就农业生产行为、非农生产行为对分项收入以及分项收入对家庭人均纯收入的影响进行分析，结果如表5所示。
从表5的回归结果可以看到：列(1)～列(3)的被解释变量为农林收入，结果显示，农机补贴没有促进农林收入增加，农林收入不是农机补贴提升家庭人均纯收入的机制。列(4)和列(5)的被解释变量为家庭人均自营收入，结果显示，农机补贴对家庭人均自营收入的影响都为负，说明农机补贴并没有提高自营收入，自营收入也不是农机补贴提升家庭人均纯收入的机制。列(6)和列(7)的被解释变量为家庭人均打工收入，在加入打工变量之后，农机补贴的系数从0.752大幅下降为-0.027，且不再显著。而打工变量的系数为5.756，在1%的水平上显著为正，说明打工提高了打工收入，是农机补贴提升家庭人均纯收入的重要机制，这和表4列(4)的结论是一致的。
表5 农机补贴对分项收入及家庭人均纯收入影响的回归结果
width=745,height=434,dpi=110
资料来源：同表1。
说明：各列回归中的控制变量与表2相同。
进一步，笔者对农机补贴通过打工收入对家庭人均纯收入的影响进行分析。列(8)和列(9)的结果显示，农机补贴对家庭人均纯收入的影响与表4列(1)是一致的，在加入打工收入变量之后，农机补贴的系数从1.217下降为1.141，而打工收入的系数在1%的水平上显著为正，这说明打工收入是农机补贴提升家庭人均纯收入的重要机制，进一步印证了假说H2的结论。
(四)作用机制——农机补贴对农户收入影响的异质性
从基尼系数的定义可知，基尼系数的降低代表着低收入群体的收入增长相对更快。在本文中，农机补贴降低了农户收入基尼系数，从而降低了农户收入不平等。这说明农机补贴对贫困农户收入的促进作用较大，而对富裕农户收入的促进作用不如前者。在这里，为了检验农机补贴对不同贫富程度农户的影响，笔者按照初始人均家庭净资产将全部家庭样本分为富裕组和贫困组(9)本文按照2009年的人均家庭净资产进行分组，以避免其他因素的干扰。，对上述结论进行分组检验。
首先，笔者就农机补贴的门槛效应和溢出效应进行分组分析，结果如表6所示。
从表6的回归结果可以看到：列(1)和列(4)的结果显示，农机补贴对富裕组农户的农机购置行为影响更大，前者为0.910，后者为0.862，反映出农机补贴的门槛效应。需要说明的是，列(1)农机补贴对富裕组农户的影响只是稍微大于列(4)对贫困组农户的影响，这主要是因为本文使用了虚拟变量来代表农机购置，因此结果不能反映农机补贴对购置农机价值的影响，同时小型农机相对于大型农机，其购买频率更高，在这种情况下，农机补贴对富裕组农户农机购置的影响仍大于贫困组农户，足以说明农机补贴的门槛效应。进一步，根据列(2)和列(5)的结果，富裕组农户的农业生产成本降低更多，这印证了农机补贴门槛效应的存在。同时，农机补贴显著促进了列(4)贫困组农户的农机购置行为，也能够降低列(5)贫困组农户的农业生产成本，这也体现了农机补贴的溢出效应。列(3)和列(6)的结果则显示，农机补贴更能促进富裕组农户的农机等生产资料出租，从而惠及贫困组农户，这也体现了农机补贴的溢出效应。
表6 农机补贴的门槛效应和溢出效应的分组回归结果
width=744,height=264,dpi=110
资料来源：同表1。
说明：各列回归中的控制变量与表2相同。
农机补贴对农户收入分配公平性的影响决定于门槛效应和溢出效应的对比关系。在这里，结合前述的检验结果，笔者就农机补贴通过非农生产、打工和打工收入等对农户收入的影响进行分组分析，结果如表7所示。
表7 农机补贴通过生产行为等对农户收入影响的分组回归结果
width=745,height=363,dpi=110
资料来源：同表1。
说明：各列回归中的控制变量与表2相同。
从表7的回归结果可以看到：列(1)～列(4)的被解释变量为富裕组农户家庭人均纯收入，列(5)～列(8)的被解释变量为贫困组农户家庭人均纯收入。其中，列(1)农机补贴的系数为0.893，而列(5)农机补贴的系数为1.490，二者均在1%的水平上显著为正，后者远大于前者，说明农机补贴对贫困组农户家庭人均纯收入的促进作用大于富裕组。
同时，列(2)～列(4)，及列(6)～列(8)的结果显示，在分别加入非农生产、打工和打工收入变量之后，富裕组和贫困组的农机补贴系数都有不同程度的下降，且中介变量系数都在1%和5%的水平上显著为正，说明无论是富裕组农户，还是贫困组农户，非农生产、打工及打工收入都是农机补贴提升家庭人均纯收入的重要机制。进一步，列(2)～列(4)富裕组非农生产、打工和打工收入的系数分别为0.351，0.386和0.0965，均小于列(6)～列(8)的0.407，0.501和0.104，并且均显著为正，进一步印证了在农机补贴通过非农生产、打工及打工收入提升农户家庭人均纯收入的重要机制中，对贫困组农户的促进作用要大于富裕组，进而降低了农户收入基尼系数，提高了我国农户收入分配的公平性。
五、结论和政策建议
本文通过两部门生产模型分析了农机补贴对农业生产及其农村劳动力转移的促进作用。同时，基于CFPS调查数据，计算了我国24个省、市、自治区的农户收入基尼系数，运用工具变量解决了内生性问题，分析了农机补贴对农户收入基尼系数的影响，即农机补贴的收入分配效应，并通过2SLS法和中介变量法对其作用机制进行了深入研究。研究发现：第一，农机补贴的溢出效应大于门槛效应，农机补贴显著地降低了我国农户收入基尼系数，提高了农户收入分配的公平性。第二，其作用机制主要是农机补贴通过提高农业机械化水平，降低农业生产成本，提升农业生产效率，为农村劳动力转移创造了条件，提高了农户的非农生产积极性，并通过外出打工提高了农户的家庭人均纯收入，尤其是相对贫困农户，其家庭人均纯收入的提高更为显著。
从上述研究结论可以看到，作为具有门槛效应的农业生产效率增益政策，农机补贴通过提高农户的非农收入，提高了收入分配的公平性。因此，可以得到以下政策启示：
首先，在制定农机补贴政策的时候，应该继续加大农机补贴的力度和范围，进一步降低农户收入基尼系数，提高农户收入分配的公平性，这是实现全面建成小康社会目标的重要路径，也是实现党的十八大、十九大报告中农户增收目标的重要措施。
其次，我国农机补贴政策在提高富裕农户购机积极性的同时，可以适当照顾贫困农户，通过农机补贴的溢出效应，促使贫困农户提高农业机械化水平，提升农业生产效率，促进他们开拓更多的就业和收入渠道，实现非农业务增收，进一步提高农户收入分配的公平性。
最后，进一步优化农机补贴投放模式，发展农机租赁市场，鼓励农户农机租赁，开展多层次的农业合作经营等，不断提高农机补贴和农机的使用效率，提高农业增产增收的幅度，降低农机补贴的效用制约，提高农户农业生产和非农生产两个积极性，从而使农机补贴在更高的层次上兼顾效率和公平，进而加快实现共同富裕的最终目标。
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THE INCOME DISTRIBUTION EFFECT OF AGRICULTURAL MACHINERY SUBSIDY: EFFICIENCY, FAIRNESS OR BOTH
LIU Nian1 CHONG Cong1 WU Jing-fang2
(1. School of Finance, Renmin University of China; 2. Library, Renmin University of China)
Abstract: Agricultural machinery subsidy is an efficiency enhancement policy with threshold effect, in which efficiency and fairness can hardly be obtained simultaneously. This paper analyzes the impact of agricultural machinery subsidy on agricultural production and rural labor transfer through theoretical model. Further, it studies the income distribution effect and mechanism by instrumental variable method and mediator method. The results show that agricultural machinery subsidy significantly reduces the Gini coefficient of farmers’ income and improves the fairness of income distribution. The mechanism is that agricultural machinery subsidy improves the agricultural production efficiency, promotes the rural labor transfer, and improves the income of migrant workers, especially the relatively poor farmers, thus offsetting the threshold effect and making the income distribution effect of agricultural machinery subsidy both efficient and fair.
Key words: agricultural machinery subsidy; threshold effect; spillover effect; rural labor transfer; income distribution effect
刘念(通讯作者)、种聪，中国人民大学财政金融学院，邮政编码：100872，电子信箱：nianliu@ruc.edu.cn；伍景芳，中国人民大学图书馆。感谢匿名评审人和编辑部提出的修改意见，笔者已做了相应修改，本文文责自负。
(责任编辑:付 敏)
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