农机补贴政策的实证检验

许欣， 朱琰洁， 刘洁， 马恒运

(1.河南农业大学经济与管理学院，河南 郑州 450046；2.广东科学技术职业学院，广东 珠海 519000)

农业机械化作为农业现代化的核心，能够有效降低农业生产的成本、节约资源、提高劳动生产率、优化农业结构[1]。在工业化、城镇化快速推进，农村劳动力大量转移的背景下，中国主要农作物耕种收综合机械化水平稳步提升，从2000年32%提高到2019年68%以上，为粮食连年稳产、高产、增产作出了重要贡献。

农业的先天弱质性决定了农业补贴的重要性[2]。2004年开始实施的农机购置补贴政策对中国农业机械化发展起到了重要的促进作用。全国粮食生产实现了“十七连增”，农机购置补贴也经历了缓慢上升-快速上升-稳中有降3个发展阶段。2010年以来，农机补贴力度大部分年份在80～100元·人-1(按照第一产业劳动力数量计算)，按粮食种植面积计算则在140元·hm-2以上，部分年份更接近200元·hm-2；农机补贴占农业机械购置额比例保持在20%～28%。农业机械总动力随着农机补贴额和补贴力度不断加大而持续增加。但随着农民收入的增加，农业机械购置总额却出现了先升后降的趋势，似乎说明农民对农业机械的投资存在一定的上限制约。因此，深入分析农机购置补贴政策的实际效果，对于有针对性地持续优化补贴政策具有重要意义。

现有研究整体上肯定了农机购置补贴政策刺激农机需求进而提高农业生产效率、增加农民收入的效果。补贴政策能够显著缓解购机农户面临的资金流动性约束[3-4]，促进农户的购买决策和有效需求的转化[5-8]。补贴使得农户购买行为的发生比增加了1.076倍[9]，对大型农机需求也有促进作用[10]。购机门槛降低使得农机购置数量上升，通过替代劳动力直接提高了劳动生产率。同时，补贴政策鼓励农户采用新设备、新技术并配套使用良种[11]，通过促进农业节本、增产、增效[12-13]增加农户农业收入[14-15]。另一方面,补贴政策还使得农机租赁服务供给扩大、价格降低，不仅增加了农户非农收入,也使非补贴农户能够间接受益[16-17]。

对于农机补贴政策与农业机械化水平之间的关系，学术界看法不一。多数学者认同补贴政策对于农业机械总动力[18-19]、农户农机保有量[20-21]的促进作用。2008—2015年，补贴政策对农机保有量的贡献率达到40.41%[22]。但是，也有学者研究了农机补贴政策的效果，认为农机存量增加对使用效率有负向影响[23]，还会造成短期内农机作业市场饱和[24]；并指出补贴只影响农机的购置时间，长期来看并不显著改变农户购机数量[25]。国内学者肯定了农机购置补贴政策对农机化水平的正向影响，但同时也指出影响效率逐渐减弱[26]。2008—2015年，补贴政策对农机化水平增量的贡献率达18.27%，对农机保有量和农机化水平的年度边际贡献率却呈下降趋势[22]。

农业机械化水平并不简单等同于农机数量，更取决于农业机械的使用效率。补贴政策具有存量增加和结构改善2方面的效应[27]，其对农机使用效率的综合影响并非静态不变[22]，需要动态调整、适时优化。另一方面，不同地区的自然条件、要素禀赋和发展水平差异巨大。从全局来看，仍有一些问题有待研究。首先，农机补贴政策在不同地区的实现形式和具体效果是否具有差异？其次，地区间差异是否会反过来影响农机补贴政策？最后，农机补贴政策在不同地区的响应程度是否具有差异？因此，本研究采用格兰杰因果关系检验分析了农机补贴政策对中国农业机械化发展的影响，对未来农机补贴政策的调整和优化提供更为具体、有针对性的参考和依据。

1 数据来源和研究方法

农机购置补贴政策直接影响农户购机的决策和行为，体现于农机购置额和农机存量的增加。但补贴政策本身并非决定性因素，地区经济发展水平、自然地理条件等也会影响农户的购机决策[25]。因此，本研究选择的指标为全国31个省、直辖市、自治区2004—2019年农机购置补贴额、农机购置总额、农业机械总动力、大中型拖拉机数、小型拖拉机数、农作物种植面积、第一产业就业人数和农民人均收入(该指标2014年前为农村居民人均纯收入，2014年后为农村居民人均可支配收入)。农机购置总额反映补贴政策的直接效果；农作物种植面积、第一产业就业人数、农民人均收入反映不同地区要素禀赋和发展水平的差异，农民收入与农机购置之间可能互为因果[28]。大中型拖拉机、小型拖拉机分别适用于不同地形条件，其数量也可能因价格差异而受到农民收入的影响。数据来源方面，中央财政补贴全国数据主要来自《中国农业机械工业年鉴》，各省农机补贴数据主要来自《中国农业机械化年鉴》，部分缺失数据来源于官方网站或公开文件；种植面积、全国第一产业就业人数来自历年《中国统计年鉴》，各省第一产业就业人数数据来自历年各省统计年鉴；各省农民人均收入数据来自《中国农村统计年鉴》。

对以上指标进行平稳性检验、协整关系分析和格兰杰因果关系检验，结合脉冲响应函数分析农机购置补贴政策在不同地区(东部、中部、西部)的实现形式、补贴效果和响应程度。首先，考虑面板数据的构成和可能出现的异质性，选择TAYLOR[29]等提出的多变量增广迪基—富勒检验 (MADF)用以检验变量的平稳性。对于以下由N个序列组成的面板：

(1)

式中：各序列的随机扰动项μ1t,…μNt相互独立且服从期望为0的分布。考虑扰动项可能存在同期相关性，采用似不相关回归(SUR)，构造Wald统计量MADF用于检验。MADF是一种联合检验，其原假设为：

(2)

即所有序列均为非平稳的单位根过程；备择假设为存在不为1的βi，即至少有1个平稳序列。因此，与分别检验单个序列平稳性的增广迪基-富勒检验(ADF)相比，MADF更适用于对分省面板数据进行分区检验。此外，MADF允许滞后阶数存在异质性，在备择假设下，不同序列的βi值可以不同；即使在βi值非常接近1的情况下，MADF也具有很好的检验效力[30]。

其次，运用协整分析检验各变量之间是否具有长期稳定关系，为进一步探讨因果关系提供初步的定性依据。选择WESTERLUND提出的基于面板误差修正模型结构的协整检验方法[31]，其模型为：

(3)

式中：dt为决定因子，决定模型中是否存在常数项、趋势项；xit为K维向量的非协整随机游走序列，xit与扰动项eit相互独立，并假定各扰动项eit亦相互独立。yi,t-1-β′ixi,t-1为一平稳序列，向量βi代表yit与xit间的长期均衡关系，αi代表偏离均衡状态yi,t-1-β′ixi,t-1后的修正速度。若αi<0，误差修正过程存在，yit与xit存在协整关系；若αi=0，误差修正过程不存在，yit与xit不存在协整关系。原假设为：

H0:αi=0,i=1,…,N

(4)

备择假设方面，(1)考虑异质面板条件下是否存在协整关系。在各截面αi值不相等条件下进行面板检验，组统计量Gt和Ga为：

(5)

(6)

(2)考虑面板整体是否存在协整关系。在同质面板条件下进行组均值检验，面板统计量Pt和Pa为：

(7)

式中：

(8)

备择假设为：

(9)

与基于残差序列单位根检验的方法相比，该方法将“不存在协整关系”的原假设转换为检验“不存在误差修正过程”的原假设，原序列长期协整向量与差分序列短期调整过程可以不一致，检验效力更强。此外，该方法设置了面板统计量和组统计量，能够在分区协整检验的基础上提供更加丰富的信息，即各省份相关变量间是否存在协整关系。

再次，运用格兰杰因果关系检验分析变量间可能存在的因果关系，其基本思想是：原因必发生于结果之前，并能够解释或预测结果；反之则不然，发生于原因之后的结果对于原因(的未来值)不具有此种解释或预测能力。此种原因即“格兰杰原因”。目前对于农机补贴政策效果的研究，多是将政策设定为外生变量，在局部视角下考察其单向影响；而格兰杰因果关系分析不需对真实的因果关系给出较强的先验假设，其结果可以是双向的，有助于考察农机补贴政策是否会受到其他因素的反馈影响。对含有x、y两个变量的回归分布滞后模型，将x与y位置对调，得：

(10)

式中：ε1t、ε2t不相关。估计以上两式，并分别检验x、y各动态乘数的显著性，原假设为：

(11)

即x、y各动态乘数均为0，此时x、y不互为格兰杰原因。若拒绝H0y，即x存在不为0的动态乘数，则x为y的格兰杰原因；若拒绝H0x，即y存在不为0的动态乘数，则y为x的格兰杰原因；若同时拒绝H0y、H0x，则存在双向格兰杰因果关系，x、y互为格兰杰原因。对于不存在协整关系的非平稳序列，可进行差分，得到平稳序列后再进行检验。在此种情况下，可建立如下向量误差修正模型(VECM)：

(12)

式中：ECT为误差修正向量。

如果系数矩阵统计显著，则序列间存在长期均衡关系，从而也存在格兰杰因果关系。

最后，使用脉冲响应函数(IRF)定量分析变量间变化的相互预期影响。脉冲响应函数的定义可由平稳的一阶自回归序列AR(1)化为无穷阶移动平均过程MA(∞)而导出，表示滞后扰动项的平均影响，是间隔期数的函数。对于多变量情形，可采用向量自回归(VAR)方法，将其化为无穷阶向量移动平均过程VMA(∞)，作为一个系统进行预测：

(13)

式中：矩阵Ψi即为列向量yt对滞后i期的扰动项行向量ε’t-i的偏导数。其中i≥1(规定Ψ0为一单位矩阵)，其维数等于变量个数。Ψi为单变量IRF向多变量的推广，第m个变量滞后i期的扰动项对第n个变量的影响即为Ψi中位于第n行、第m列的元素。例如，对于含有两个变量的模型，有：

(14)

2个变量相互间的预期影响即为式(14)中二维方阵副对角线上的2个元素。

2 实证结果与分析

2.1 变量平稳性检验

本文研究的时间段为2004—2019年，共16年，即T=16。为满足平稳性检验N

表1 变量平稳性MADF分区检验结果Table 1 MADF test results of variable stationarity in different areas

2.2 协整关系分析

由于协整检验要求地区内各变量是同质的，因此，可进行如下分区协整检验：西部地区：农机购置总额(原始或取对数)、农业机械总动力、小型拖拉机数都可以与农机补贴(原始数据)、农民人均收入(取对数)进行协整分析。中部地区：大型拖拉机数可以与农机补贴(原始数据)进行协整分析。东部地区：不符合协整检验假设。

第一，在西部地区，农机总动力与农机补贴存在协整关系。这个结果预示着农机补贴可能导致西部省份农业机械总动力增加(表2)。表2中Gt和Ga是检验异质面板条件下的协整关系的组统计量，Pt和Pa是检验面板整体协整关系的面板统计量(下同)。

表2 西部地区农机补贴、农机购置、农民收入和农业机械化协整关系检验结果

第二，在西部地区，农机购置与农机补贴、小型拖拉机数与农机补贴、农机购置与农民收入之间均不存在协整关系。这些结果说明，农机补贴可能不会刺激农机购置投入和小型拖拉机拥有量增加；农民收入可能对农业机械购置投资没有显著效果。

第三，在西部地区，小型拖拉机数与农机补贴不存在协整关系。这说明农机补贴可能不会导致小型拖拉机拥有量的增加。

第四，在西部地区，农机购置与农机补贴不存在协整关系。这说明农机补贴可能不会导致农机购置总额的增加。

第五，在西部地区，农机总动力与农民人均收入存在协整关系，但各省份的农机总动力与农民人均收入不存在协整关系。这个结果说明，从理论或整体上讲，在整个西部地区农民收入增长可能推动农机总动力增加，但这种效果在局部范围内有限。事实上，整个西部地区农民收入水平较低，农机购买力不足。

第六，在西部地区，小拖拉机数量与农民人均收入不存在协整关系。这说明，在整个西部地区农民收入增加可能不会导致小拖拉机数量增加，亦从另一角度反映了整个西部地区农民收入水平较低的情况。

在中部地区，大型拖拉机和农机补贴不存在协整关系，这个结果预示着中部地区农机补贴可能不会导致大型拖拉机数量的增加(表3)。

表3 中部地区农机补贴和大型拖拉机协整关系检验结果

2.3 格兰杰因果关系检验

全国和分区域格兰杰因果关系检验(原序列)结果均未显示农机补贴和农机购置间存在显著的因果关系，脉冲响应函数显示两者的相互影响发生在4～6年的节点上(限于篇幅，相关图表未列出)。因此，对其差分后再进行分析。

第一，全国和东部地区农机补贴差分变化对农机购置差分变化没有显著影响。但是，中部和西部地区农机补贴差分变化对农机购置差分变化有显著影响(表4)。从前面的协整分析中可知这个影响数值为0.298，即：1个单位的农机补贴变化，会带来0.298个单位的农机购置变化。然而，与国家农机补贴的百分比(25%左右)，这个影响效果仅仅高出4.8个百分点。

表4 全国和分区域农机补贴和农机购置格兰杰因果检验结果(差分序列)

第二，农机购置对农机补贴程度反映敏感。图1给出全国农机补贴和农机购置差分序列脉冲响应结果。可以看出，其变化时点都发生在1 a这个时间点上。比较原序列的脉冲响应结果，可以发现全国农机补贴变化对农机购置变化的影响比较大，农机购置通常都对农机补贴程度变动较为敏感，相反，单纯对农机补贴数值反映较为迟钝。图2给出各地区农机补贴和农机购置差分序列脉冲响应结果。

图1 全国农机购置和农机补贴的脉冲响应(差分序列)

第三，从格兰杰因果检验的结果来看，各区域的检验结果存在显著差异。东部表现为单向的格兰杰因果关系，即农机补贴差分是农机购置差分变化的格兰杰原因，但反之不存在。但中部和西部地区来说，则表现为双向的格兰杰因果关系。由此可见，东部地区在农机补贴的政策制定上更加倾向于考虑农机实际购置支出变化，而中西部地区的政策则更加稳定一些。这可能是由于中、西部地区的农业机械化发展水平要落后于东部地区。因而，政府在政策制定上更需要加大中西部地区的农机补贴力度。

第四，进一步观察协整分析结果发现，中部和西部地区的协整系数差异较大。具体来说，中部地区1单位的农机补贴变化只能产生0.05倍的农机购置变化；相反，西部地区1单位的农机补贴变化则能带来0.39倍的农机购置变化。由此可见，西部地区对农机补贴政策的调整似乎更加富有弹性。

第五，分析农机补贴对农机购置的影响，发现3个地区农机补贴的变化都是农机购置变化的格兰杰原因。进而查看其协整分析结果，发现3个地区农机补贴对农机购置的影响系数比较接近，分别为2.22(东部地区)、2.49(中部地区)和2.34(西部地区)，说明影响是十分显著的。

2.4 农机补贴和农机总动力格兰杰因果关系检验

从格兰杰因果检验的结果来看，农机补贴的变化与农机总动力的变化间存在着十分显著的双向的格兰杰因果关系。也就是说，两者互为格兰杰原因(表5)。同样，从图3的脉冲响应可以看出，农机补贴的变化在未来1 a内对农机总动力产生较强影响，并在1 a后逐渐衰减，到2年的时点上基本衰减为0。同样，农机总动力的变化也会对农机补贴产生一定影响，不过较前者要弱一些，同样也会在1年之后开始衰减，在2 a之后基本衰减至0。

从表5可以看出，东部地区与中部及西部地区存在差异：在东部地区，农机总动力不是农机补贴的格兰杰原因，但农机补贴是农机总动力的格兰杰原因；中部与西部地区则完全不同，表现出双向的格兰杰因果关系。

通过脉冲响应图(图4)可以看到，东部地区、中部地区和西部地区的脉冲响应的时间基本都在1 a内表现的比较明显，1 a之后呈衰弱趋势，逐渐衰减为零。但分别来看亦体现出不同的特点。东部地区农机补贴变化对农机总动力的影响相对来说比较弱，整个变化趋势曲线相对于中西部地区的脉冲响应曲线来说比较平坦，但中西部地区脉冲峰值较大，可以看出相同的农机补贴变化在中部和西部所引起的农机总动力的变化可达到东部地区的50倍左右。从农机总动力变化对农机补贴额变化的对比可见，三个地区在脉冲响应图上总体趋势大致一致，峰值点也都出现在1 a的时点上：东部地区的反应最为剧烈，西部地区反应相对平缓，中部地区反应居中；东部地区的峰值点最大、中部地区居中，西部地区最小。总体来说，农机总动力变化对农机补贴的变化整体趋势较为一致。

2.5 农机补贴和大中型拖拉机格兰杰因果检验

从表6可以看出，全国和东部地区大中型拖拉机数量变化是农机补贴变化的格兰杰原因，反之则不是；中部地区和西部地区大中型拖拉机与农机补贴则互为格兰杰原因。考虑到中西部地区经济发展水平较东部地区低的基本情况，而大中型拖拉机的购置价格相对较高。因此，中西部地区农民在选购大中型拖拉机时可能会更多地考虑农机补贴的因素。同样，对于政府而言，农机补贴数额也会参考大中型拖拉机数量增加或减少的情况来进行适度的调整。因此，中西部地区在购置大中型拖拉机时，会更多的依靠政府补贴来实现。而对于东部地区，由于农民人均收入水平更高一些，农民在购置时可能考虑补贴因素的程度要低于中西部地区。

表5 全国和分区域农机补贴和农机总动力的格兰杰因果关系检验结果(差分序列)

图3 全国农机补贴和农机总动力的脉冲响应(差分序列)Fig.3 Impulse response of national agricultural machinery subsidy and total power of agricultural machinery (difference series)

3 结论与建议

本文通过分析农机补贴政策和农机机械化的格兰杰因果关系，主要考察了农机补贴政策对农业机械化发展的影响效果。得出基本结论如下：第一，补贴政策的响应程度和实际效果存在区域差异，在东、中、西部地区之间差异较大；第二，农机购置对农机补贴的力度更加敏感，相反对农机补贴的数额比较迟钝；第三，农机购置对农机补贴有一定的反馈影响，地区之间差异不大；第四，中部地区和西部地区对农业补贴的力度比较敏感。

事实上，从长期发展角度来看，农机购置补贴政策确实呈现出一些问题。已有学者指出，中国农机存量终将趋于饱和，农机补贴对使用效率的提升作用将越来越难以发挥[18]。对于农机行业和市场而言，农机购置补贴政策实施后短短几年内农机生产企业数量巨幅增长，而技术水平、产品研发并未同步跟上，重复投资和制造现象严重，对农机行业带来了严重的产能过剩、低水平竞争等问题，这些也是影响中国农业机械化进一步发展的制约因素。

表6 分区域农机补贴和大中型拖拉机的格兰杰因果关系检验结果(差分序列)

基于以上结论，国家应实施差异化农机补贴政策，特别是加大对中西部地区收入水平较低的山区的政策扶持力度[1]，降低这些地区的农机投入成本[33]，有效引导农民增加农机投资。同时，在现有的基础上，应用新技术、积极进行转型升级，是中国农机工业迎接对外开放背景下的市场挑战、应对市场需求的必由之路。山区和地块分散不完全是阻碍农业机械化发展的主要理由，重要的是提高农业机械工业的发展水平，开发适用于山区、细碎地块的农业机械。通过政策层面继续坚持和优化、发挥引导作用，在扩大需求的同时引导供给，在量的优势基础上实现质的飞跃[32]，是中国未来农业机械化高质量发展的根本保证。