规模补贴政策效应：不同类型承租方的行为逻辑与效率比较*

陈 甲，徐静文，张红霄

（1.南京林业大学经济管理学院，南京 210037；2.无锡职业技术学院财经学院，江苏 无锡 214121）

一、引 言

农地流转是提升农村资源配置效率的重要手段。2017~2020年中央一号文件均提出要加强土地承包经营权流转管理服务，实现多种形式的适度规模经营。实践中，为推进集中流转，提高农业竞争力，规模补贴被地方政府视为有效的政策工具。各地政府先后出台规模补贴政策，在交易环节对农地等生产要素直接补贴，重点向种植大户、家庭农场等倾斜（尚旭东等，2017），即“谁经营面积大，就优先支持谁”，实际上是一种与承租方经营面积相关的挂钩补贴。

一般而言，对一项农业政策绩效的评价，应重点关注其对农户行为和农业产出的影响（Binswanger等，1986）。地方政府寄希望于规模补贴政策在促进农地集中和提高农业绩效两方面发挥作用，规模补贴是否对获得补贴的承租方（下文简称补贴户）扩大规模和提高农业绩效具有激励作用①这里的农业绩效指的是农地产出率，即土地生产率。土地生产率、劳动生产率和资金生产率是最常见的衡量规模经营绩效的指标，在三者难以兼顾的情况下，应首先保证土地生产率不被降低（林善浪，2000）。？现有文献回答了这一问题，一方面，规模补贴对农地集中的促进作用已被众多学者证实（赵德起等，2011；黄祥芳等，2014）；另一方面，也有学者发现规模补贴短期的政策激励效应未能鼓励补贴户投入更多资本和技术，对提高土地产出率作用甚微（刘同山等，2019；邵平等，2015）。然而，现有文献忽略的一个重要方面是，与大部分补贴政策一样，规模补贴可能会改变原有的市场均衡，并造成要素市场扭曲、市场竞争降低等问题。实践中，补贴仅针对部分大规模、资本和信息获取能力更具优势的承租方，但我国农地市场中还存在大量家庭经营性质、小规模特征的承租方。这就需要在讨论规模补贴的政策效应时，探讨规模补贴对不同类型承租方行为选择的具体影响。对无法获得补贴的承租方（下文简称非补贴户）而言，规模补贴政策是否会影响其经营规模和土地生产率？尤为重要的是，两类承租方的土地生产率是否存在系统性差异？对上述问题的回答，可为地方政府调整和完善流转政策提供依据和参考。

现有文献大多关注规模补贴对补贴户的影响，本文同时分析补贴对不同类型承租方的作用机制，有助于更全面地考察规模补贴的政策效应；现有文献还侧重规模补贴对承租方经营规模或经营绩效的直接影响，少有文献探究规模补贴如何影响承租方行为。实际上，分析规模补贴对不同承租方行为的影响，关键在于考察各自的生产局限条件是否发生变化。不同承租方的经营行为均是在现有条件约束下，基于农地租金与经营收益比较做出的选择，而农业政策可能会对农地租金产生影响（Guastella等，2018）。因此，本文以租金为切入点，考察规模补贴对不同承租方行为的影响机理。

综上，本文在机制分析基础上，利用中国家庭金融调查（CHFS）在2013 年和2015 年采集的数据，以规模补贴作为外生政策冲击，实证分析规模补贴对不同类型承租方农地经营规模与土地生产率变化的影响。

二、机制分析

根据规模补贴政策（下文简称补贴）的瞄准目标，流转市场中的承租方可分为达到补贴规模条件和未达到补贴规模条件两类。不同类型承租方的要素禀赋、行为能力和比较优势存在差异，但均是在现有条件约束下，基于利润最大化目标做出的关于种植品种、经营面积、经营方式等的一系列选择（许庆等，2020）②转入方以零租金转入农地尽管也满足利润最大化原则，但借助的是社会关系网络中的人情关系，即价格机制在此失效。。当不存在补贴时，流转市场的均衡价格为P1，两类承租方均会根据农地边际产出MPland和租金P1确定最优经营规模，即当农地投入的边际产出高于市场租金时，承租方选择转入农地，反之则不会。

因农地供给的特殊性，且补贴仅面向承租方，假定短期内农地的有效供给不变，S表示农地的供给曲线，如图1 所示。当不存在补贴时，非补贴户的需求曲线为A1A2，补贴户农地需求量相对更大，其需求曲线为B1B2，二者水平加总得到市场需求曲线B1E1F1，S与E1F1的交点即为市场均衡价格P1。当存在补贴时，补贴t弥补了补贴户部分成本，且一般补贴户获取信息能力较强，更能识别流转补贴隐藏的政策红利。受补贴政策激励影响，需求曲线向右上方平移至C1C2。而非补贴户没有政策激励，需求曲线不变③非补贴户也可选择将规模扩大至获得补贴的临界点，但因补贴政策的不确定性，非补贴户可能无法对下期获得补贴形成稳定期望。，二者水平加总得到市场需求曲线C1E2F2，S与C1E2F2的交点即为存在补贴时的市场均衡价格P2。可见，补贴提高了农地流转市场租金。

以上是将流转市场视为整体进行局部均衡分析，而现实中租金的决定还与流转双方的契约关系、交易成本、产权关系及议价能力有关（王倩等，2018），如用地量大、资产专用性程度较高的承租方，支付的租金可能更高。规模补贴本质上属于承包权的价值体现，故出租方可能的询价逻辑是对补贴户要价更高，对非补贴户则不然。Hart等（2008）提出的参照系理论表明，市场中其他交易构成了本交易的参照系。加之我国流转市场的主要特征是大量的流转交易发生在同一村庄内（汪海燕等，2021），在关系主导的熟人社会中，各类交易信息是对称的。因此，出租方与补贴户交易中出现的高租金，可能会为出租方与非补贴户交易的租金水平提供一个参照系，并起到示范作用，两类承租方的租金逐渐趋同。

农业要素市场间具有高度关联性，租金上涨增加土地要素使用成本，除调整规模之外，不同类型承租方的调整策略还有：①调整种植结构，转向种植收益率较高的经济作物或品质较高的粮食作物；②使用农业机械替代劳动（钱龙等，2019）。而两类承租方最终的生产决策目标均是转入农地的边际产出高于实际支付的租金。对非补贴户而言，如维持原有规模与生产方式，非补贴户将在单位面积上损失P2-P1的收益。因农业机械投资对农地“规模性”的要求，非补贴户自购农机替代劳动缺乏经济性。在补贴引致的农地租金上涨背景下，非补贴户的理性选择是调整种植结构以增加经营利润，或减小规模并通过购买服务分担农机使用成本。但调整种植结构需要更多的劳动力投入，考虑到当前劳动力要素成本较高，非补贴户更可能选择调减农地规模与家庭现有劳动力匹配，从而可在单位面积的农地上投入更多劳动力。自有劳动力是致力于通过有保障的土地产出率获得经营收入，考虑到租金上涨，非补贴户需在转入的农地上努力提高作物单产，并使农地的边际产出MPL1等于租金P2。因此，非补贴户调减经营规模既能规避租金上涨带来的收益损失，也有助于提高土地生产率。

对补贴户而言，获得补贴和租金上涨同时改变其生产约束条件。一方面，补贴可补偿部分租金成本，如图1中t所示，补贴户更能接受租金溢价。另一方面，由于补贴与经营面积挂钩，且面积越大补贴越高，这种“多劳多得”的政策设计，也为补贴户维持或扩大规模提供激励。出于风险分散和管理成本的考虑（纪月清，2017），大规模调整种植结构形成的资产专用性的锁定效应也可能进一步提高租金成本，补贴户很难在扩大规模的同时调整种植结构。而规模扩大需要相应的劳动力与之匹配，但劳动力与农地规模的完全匹配隐含着高昂的交易成本（罗必良，2017）。在租金与劳动力的双重成本约束下，补贴户采用机械替代劳动的优势开始凸显（Binswanger等，1986），且规模更大的补贴户可能面临较小的信贷约束，其自购农机的动机更强。但机械利用的不可分性，农机产能过剩的情况普遍存在（钱龙等，2019）。此时，除向周边农户提供农机服务外，补贴户也可能继续扩大农地规模以提高资产利用效率。但农机使用对土地产出率并不产生直接影响（李红，2008），且农地规模扩大存在边际报酬递减规律，受补贴刺激扩张规模的承租方可能仍按以往经验与方式进行农药、化肥等生产投入。补贴是一次性发放，补贴户在无法预见下期收益的情况下可能会减少投资并粗放经营。此时，补贴户综合考虑租金P2和补贴t，转入农地的边际产出价值大于实际支付的租金即可获得收益。因此，补贴户会继续扩大规模至农地边际产出MPL2=P2-t 时为止，但其转入农地的土地生产率低于非补贴户。规模补贴对两类承租方经营行为的影响机理如图2所示。

三、数据与实证方法

（一）数据介绍

本文所使用的数据来自于西南财经大学2013~2015年中国家庭金融调查（CHFS）的两轮调查数据。CHFS的抽样程序涉及三个阶段：首先，根据人均GDP将全国的县分为10个等级，从每个等级中随机选择样本县；其次，从样本县中随机选择社区和村庄；最后，从抽样的社区或村庄中随机选择家庭。2013 年数据调查了全国除西藏、新疆和港澳台地区外的29 个省份的28 143 户家庭，样本覆盖面较广，具有很好的代表性。2015年在2013年的基础上成功追访16 022户家庭。该数据库信息涉及面较宽，故本文先对两年的数据库样本合并匹配，只保留同时参加过2013 年和2015 年调研的数据样本，再将个人层面与地区层面的数据与家庭数据匹配。因本文的研究对象是实际发生转入行为的承租方，故在数据处理时仅保留2013年发生农地转入行为的样本。同时本文删除零租金流转的样本，并剔除关键变量存在缺失或异常值的样本。经过数据处理和筛选，最终保留1 188个有效样本。

（二）变量选取与描述

根据上文机制分析，并参照已有文献，引入以下变量。

1.关键解释变量

本文的关键解释变量为规模补贴的获取。2013 年的CHFS 问卷设计了“与租入土地相关的补贴归谁？”这一问题。2016年之前，实践中农业三项补贴按承包面积或农业税收改革前的计税面积发放，此类补贴一般发放给农地承包经营权的所有者（许庆等，2020），即此类农业补贴与农地承租方脱钩。因此，如承租方回答获得了与租入农地相关的补贴，可认为承租方获得了农业三项补贴之外的规模经营支持补贴。根据机制分析，本文要分别检验获得规模补贴对经营行为的影响和未获得规模补贴对经营行为的影响。在检验获得补贴对经营行为的影响时，如承租方获得补贴则赋值为1，否则赋值为0；在检验未获得补贴对经营行为的影响时，如承租方未获得补贴则赋值为1，否则赋值为0。

2.关键被解释变量

本文的关键被解释变量是经营规模变化。2013年和2015年的CHFS问卷中均设置了“农地转入面积”这一问题，本文采用2015年转入面积与2013年转入面积之比进行衡量。比值小于1代表经营规模减少，比值等于1代表经营规模不变，比值大于1代表经营规模扩大。另一关键被解释变量是土地产出率变化，借鉴李谷成（2010）的做法，用2015年承租方单位面积农作物的纯利润表示土地产出率。

3.控制变量

本文参照已有文献引入户主层面特征、家庭层面特征、流转交易成本及地区固定效应以降低估计偏误（郜亮亮，2020）。户主年龄可能对经营行为存在非线性影响；性别上看一般认为男性更有能力从事农业生产；政治面貌为党员和受教育程度较高的户主理论上可能对流转政策更了解，从而扩大经营规模，但也有可能因非农就业机会较多而影响经营行为；家庭人口数、家庭农业人口数、家庭农地禀赋、家庭农机价值代表承租方从事农业生产的能力。同时，本文加入流转交易成本，上一期流转交易成本会影响下一期经营行为，如达成流转所需时间较长或流转存在纠纷，承租方面临的交易成本较大，会缺乏进一步扩大经营规模的动力。此外，为控制地区层面造成的差异，本文加入地区层面的控制变量。变量的描述性统计特征如表1所示。

表1 变量的描述性统计特征

（三）实证方法

理论上，经过数据处理后，农户的规模变化和土地生产率均是连续型变量，可采用OLS进行回归分析。但两类承租方是否获得补贴既与其自身禀赋有关，也是政府选择的结果，这意味着承租方样本并非随机地被分配到补贴组和非补贴组，故难以保证组别间有相同的属性分布，如采用OLS估计可能会导致估计结果偏差。为最大程度消除非随机分配所导致的估计偏误，本文采用倾向得分匹配法进行估计。以获得补贴对经营规模影响为例，其基本思想是，在评估补贴对承租方经营行为的影响时，将获得补贴的承租方设定为处理组，未获得补贴的承租方设定为对照组。因无法获取获得补贴的承租方在未补贴下的状态，故需要构建一个反事实框架，即在给定一组协变量（Xi）的情况下，对每一承租方打分，计算其进入处理组的概率P（Xi），记为倾向得分，实际上是通过再抽样或基于接受干预的概率将未被干预的个体和被干预的个体进行匹配来平衡数据，使配对的两个承租方协变量相同，只是一个分配在处理组，一个分配在对照组，相当于进行一项随机试验。

具体做法是采用Logit方法估算每个样本获得补贴的概率（倾向得分），接着根据倾向得分的共同支撑域（Common Support）匹配处理组和控制组，然后采用不同的匹配方法得出处理组的平均处理效应（ATT）。倾向得分可表示为：

根据倾向得分进行匹配后，获得补贴承租方i的平均处理效应ATT，可表示为：

式（2）中，Y1表示处理组被解释变量的取值，Y0表示对照组被解释变量的取值。前者表示处理组的规模变动，后者表示若处理组样本没有被干预的规模变动。后者无法被直接观测到，故需要构建反事实框架，反事实估计后的ATT中的E（Y0|p=1）即为反事实效应。

四、计量分析

（一）基准回归：PSM

首先考察规模补贴的获取对经营规模变动的影响。是否获取补贴不仅与规模变动有关，还与误差项有关。因此，在估计是否获得补贴对规模变动的影响时，需要选择影响规模变动的相关变量，然后利用Logit模型根据影响承租方获得补贴的特征计算出每个承租方的倾向得分，从而在全部样本中找到与处理组相似的对照组，构建一个近似随机化的数据，从而解决因自选择导致的偏差问题。本文选取的匹配变量有户主年龄、户主性别、家庭自有农地面积、前期达成流转时间等。结果显示，户主年龄、户主教育程度、家庭农机价值、流转是否存在纠纷是影响获得补贴的重要变量。在其他条件不变情况下，户主年龄较大的承租方更有可能获得补贴，可能是因为农业是需要技能积累的行业，户主年龄较大的承租方的农业生产技能更强，也更有申请补贴的动机。此外，户主是否是党员、家庭农机价值也显著正向影响补贴获取，户主是否是党员和家庭农机价值反映承租方获取信息能力和前期的经营投入，与机制分析结果一致。

为保证匹配结果的可靠性，需在匹配后对处理组和对照组承租方间的平衡性进行检验。即在匹配后，要保证处理组与对照组之间的协变量不存在显著的系统差异，检验结果如表2所示。对比匹配前后的结果，发现多个变量的显著性程度及其系数值均发生一定变化，表明采用PSM 进行匹配的必要性。PSM 估计结果一致性的前提是处理组与控制组的匹配结果较好地平衡了数据，本文采用Rubin（2001）的建议，若匹配后的标准偏差绝对值小于25%，则可认为匹配效果较好。匹配结果显示，仅有流转纠纷的标准偏差大于20%，总体上，模型的匹配效果较为理想。

表2 平衡性检验

首先，考察获得补贴对规模变动的影响，即将获得补贴的承租方作为处理组，未获补贴的承租方作为对照组。样本容量足够大，故本文还汇报了近邻匹配、半径匹配和核匹配的回归结果，处理组的处理效应（ATT）、对照组的处理效应（ATU）和全部样本的处理效应（ATE）结果，如表3的（1）~（3）列所示。一般认为使用PSM估计时，ATT 的估计结果更精确，包含信息更丰富（Rubin，2001）。回归结果显示，匹配后运用PSM控制一系列可观测变量的差异之后，虽然不同匹配算法所得到的ATT估计结果不完全相同（从0.801到1.891不等），但效应的方向和趋势一致。且在采用各种匹配方式后，处理组的平均处理效应（ATT）均在1%水平上显著为正，表明控制样本的自选择偏误后，获得补贴对扩大规模的正向影响非常明显。

其次，考察未获得补贴对规模变动的影响，即将未获得补贴的承租方作为处理组，获得补贴的承租方作为对照组。如表3的（4）~（6）列所示，在控制一系列可观测变量的差异，并采用各种匹配方式后，未获得补贴对经营规模变化的平均处理效应（ATT）均在1%水平上显著为负，表明控制样本的自选择偏误后，与获得补贴的承租方相比，未获得补贴对扩大规模的负向影响更明显。PSM 的估计结果显示，获得补贴的承租方会选择进一步扩大农地规模，而未获得补贴的承租方会选择缩小农地经营规模。

表3 倾向得分匹配法的处理效应

最后，为保证倾向得分匹配方法的估计质量，检验匹配后处理组与控制组是否存在系统差别，本文以近邻匹配法为例，进行匹配质量的平衡性检验，如表4所示。匹配后，Pseudo-R2的值很小，几乎等于零，标准偏差下降明显，估计规模变化的β值小于25%，而似然比检验仍未被显著拒绝。总体而言，Pseudo-R2值、标准偏差的均值（Mean Bias）及β值在匹配后均有所下降，表明本文匹配结果平衡。因此，倾向匹配得分基本消除了处理组与控制组的可观测变量显著偏差，且倾向匹配估计的结果相对稳健可靠。

表4 匹配质量的平衡性检验

（二）稳健性检验

1.分样本回归

本文按照户主教育程度拆分样本进行稳健性检验，分为低教育水平（没上过学）、中教育水平（小学与初中）、高教育水平（高中及以上）三个层次。选择户主教育程度作为划分标准，是因为规模补贴的政策目标是实现农地集中，不同教育程度对获取规模补贴和经营规模变动的影响并不相同。

将户主教育年限控制变量删除后，通过PSM方法进行估计，分组回归结果如表5所示。将获得补贴的承租方作为处理组，按教育程度拆分样本，回归结果仍在1%水平上显著，表明基准回归结果具有稳健性，为本研究结论的有效性和可靠性提供有力证据。同时，与低教育程度的承租方相比，获得补贴后扩大经营规模的影响随着条件分布由低向高变动，其弹性系数呈逐渐扩大趋势。因此，教育程度较高的承租方能更好地识别规模补贴的政策红利，扩大经营规模动机更强。将未获得补贴的承租方作为处理组，按教育程度拆分样本，同样验证了基准回归的稳健性，但未获得补贴对其规模减少的影响并未随教育程度的变化而变化。

表5 按教育程度拆分样本的稳健性检验

2.更换关键变量

根据2015年转入面积与2013年转入面积的变化比较，本文将关键被解释变量“经营规模变动”的衡量方法更换为规模扩大、规模不变和规模缩小3个二值虚拟变量，并利用Probit模型检验获得补贴对规模扩大的影响和未获得补贴对规模不变和规模缩小的影响。如表6所示，替换关键变量后，获得补贴显著促进规模扩大，而未获得补贴显著促进规模缩小。

表6 补贴对规模变化的Probit估计

进一步考虑到使用Probit进行回归，可能存在反向因果或遗漏变量问题，且内生变量——是否获得补贴是一个二值虚拟变量，故本文进一步采用条件混合估计方法（CMP）对内生性问题进行讨论。为寻找工具变量并估计其与内生变量的相关性，将结果带入基准模型进行回归，参考内生性检验参数atanhrho_12 判别变量外生性，如果参数显著异于0，则说明Probit 模型存在内生性问题，此时CMP 估计结果更为准确。反之，则表示Probit模型的估计结果可信。本文选择“2013年家庭图书文娱支出”作为工具变量，一方面，承租方家庭的图书文娱支出越多，认知水平越高，理解和执行土地流转相关政策的能力越强，获得规模补贴的可能性越大，反之则获得补贴的可能性越小。另一方面，图书文娱支出在承租方改变经营规模前就客观存在，没有理由认为家庭图书文娱支出会直接影响承租方经营规模变动。因此，该变量满足工具变量的相关条件。

根据表7可知，承租方图书文娱支出对获得补贴在1%水平上显著正相关，满足工具变量相关性条件。但CMP方法估计结果的内生性检验参数atanhrho_12在统计水平下不显著，故可认为Probit模型估计结果更具一致性。因此，在更换关键变量后，基准回归结果依然具有稳健性。

表7 补贴对规模变化影响的CMP估计

五、进一步讨论：规模补贴对土地产出率的影响

根据机制分析，在规模补贴政策的影响下，补贴户土地生产率可能会低于非补贴户。本文仍以承租方2013 年是否获得补贴作为外生变量，而补贴对土地生产率的影响可能是一个动态过程，故以2015年的土地生产率作为被解释变量。同时，仅保留2013年发生流转行为，且2015仍继续流转的样本，即删除原样本中2015年转入面积为0的样本。控制变量方面，现有大量文献发现经营规模与土地生产率的反向关系（李谷成等，2010；Deininger等，2012），为更好地识别土地生产率变化是否由规模补贴的政策冲击造成，加入农地经营面积变量。同时，农地产权安全可能会对土地生产投入和产出率造成影响，故采用是否有征收经历衡量产权安全，采用是否获得技术指导衡量市场发育程度。依然采用PSM方法以控制模型的内生性。

根据表8可知，在更换各种匹配方式后，规模补贴对土地生产率存在负向影响，但均未通过显著性检验。可能是因为，一方面，规模补贴主要通过缓解资金约束和租金变化影响两类承租方的生产决策，而其中转入农地的边际产出与流转租金的比较是造成土地生产率存在偏差的关键。受现有数据限制，本文未能区分承租方在经营自有农地和转入农地上土地生产率的差别。因产权安全的保证效应不同，农户在自有农地和流入农地的生产投资行为可能存在显著差异。另一方面，土地生产率内容丰富，不同投资活动决策间可能相互影响，具体到种植不同作物、不同肥力的地块层面数据可能更具说服力。本文以承租方家庭层面的亩均净利润来衡量土地生产率，可能不足以全面反映规模补贴对土地生产率的影响，有待进一步研究。总体而言，有别于邵平等（2015）探讨规模补贴对农业生产的直接影响的研究，本文尝试从农户微观层面探讨规模补贴对土地生产率的影响，一定程度上是对现有文献的补充。

表8 规模补贴对土地生产率的影响

六、结论与政策建议

（一）结论

第一，随着规模补贴的出现，流转租金会发生相应变化，规模补贴和租金改变了两类承租方的生产局限条件。第二，能否获得补贴对承租方的经营行为存在显著异质性影响，获得规模补贴显著促进农地经营规模扩大，而未获得规模补贴显著抑制经营规模。第三，进一步分析机制发现，在规模补贴的政策冲击下，非补贴户土地生产率可能高于补贴户。以上研究结论表明规模补贴会对中小规模的承租方造成一定的“挤出效应”，且有可能降低补贴户的土地生产率。

（二）政策建议

第一，在我国农地细碎化的现实背景下，通过适当的政策干预实现农业规模经营存在合理性和必要性。但政府应限定自身在流转市场的决策与行为，厘清政府职能与市场作用的边界，尤其避免盲目追求大规模的集中流转，而造成实质上低效的规模经营。政府应减少对流转的直接干预，重点通过搭建流转平台等方式，更多地发挥政府在信息汇集与履约保障等方面的优势，逐步完成由“运动员”向“裁判员”的角色转变。

第二，政府应改变当前根据流转规模进行补贴的方式，将在流转交易环节的补贴改为对流转后期生产环节的补贴。具体可行的做法有，对承租方改造、修缮农田水利等基础设施进行直接补贴，对承租方的职业技能培训实施间接补贴，提高承租方采纳秸秆机械还田、测土配方施肥等新型农业生产技术的补贴标准。一方面缓解承租方在生产环节的资金约束，另一方面着力提升承租方的生产技术水平和管理水平。这样既能避免短期补贴刺激造成的市场扭曲，也可筛选出在农业生产方面真正具有比较优势的经营者。