共同富裕視角下農業補貼政策效益分析

收稿日期：2023-10-16

作者簡介：宋寶琳（1989—），男，經濟學博士，河北大學管理學院講師，河北大學共同富裕研究中心研究員（河北保定，071000）；王麗（1997—），女，河北大學管理學院博士研究生，河北大學共同富裕研究中心研究助理（河北保定，071000）；徐瑩瑩（1986—），女，通訊作者，經濟學博士，國家海洋信息中心助理研究員（天津，300171）。

基金項目：河北省社會科學基金項目“農業補貼政策對農戶共同富裕水平的影響效應研究”（HB22YJ073）。

一、引言

黨的二十大報告明確指出，共同富裕是中國式現代化的重要特征。促進共同富裕，體現了中國共產黨執政為民、全心全意為人民服務的宗旨，也是時代發展的客觀要求。但共同富裕目標的實現既需要多種政策的協調配合，同時也需要統籌城鄉發展。習近平總書記曾經指出，中國要富，農民必須富。[1]這足以說明農村的發展關乎中國整體發展，農戶共同富裕的程度關乎中國共同富裕的進程。自黨中央實施精準扶貧政策以來，到2020年我國834個貧困縣全部摘帽，12萬多貧困村出列，農村家庭收入水平顯著提高。[2]但是部分脫貧農戶的主要經濟來源是種糧收入，而糧食價格低和農業生產資料成本高的現實矛盾，客觀上導致了這部分農戶雖已脫貧，但是其收入水平仍然較低，和其他農戶家庭的收入差距仍然較大。[3][4][5]鑒于此，在脫貧攻堅取得全面勝利之后，我國隨即開始實施鄉村振興戰略，旨在進一步提高農民收入，促進農戶走向共同富裕。[6][7]

我國人口多、耕地少，糧食安全是國家安全戰略的重要組成部分，也是最大的民生問題。所以，隨著我國經濟發展整體進入工業化的中后期，如何通過“工業反哺農業”，確保種糧農民的收入水平穩步提高，進而逐步縮小農戶家庭之間以及城鄉之間的收入差距，受到了學者的廣泛關注，也一直受到黨和國家的高度重視。從2006年廢除農業稅到后來持續的農業生產補貼，每年的中央一號文件無不彰顯著國家對農業的重視。那么，多年來我國的農業補貼是否激發了農戶從事農業生產的積極性，增加了農戶收入，進而促進了農戶共同富裕？農業補貼對不同類型農戶收入水平的影響是否存在差異性，進而影響到農戶共同富裕？農業補貼對縮小農戶收入差距以及縮小城鄉收入差距是否具有顯著作用？這些正是本文試圖回答的問題。

本文的邊際貢獻在于：其一，從微觀層面定性分析了農業補貼政策對農戶共同富裕可能的影響效應和傳導機制，突破了單一的宏觀視角分析思路。其二，利用微觀調查數據，采用傾向得分匹配法實證檢驗了農業補貼政策對促進農戶共同富裕的影響效應和傳導機制，結論更可靠。其三，考慮到不同類型農戶的特征各異，本文對農業補貼的政策效應在不同收入水平農戶、不同地區農戶和不同種植規模農戶之間的異質性進行了實證檢驗，以期政策含義更明確。其四，實證檢驗了農業補貼政策對縮小農戶收入差距和城鄉收入差距的影響，進一步驗證農業補貼政策對農戶共同富裕的作用。

二、文獻綜述與研究假說

下面，筆者結合對文獻研究現狀的考察，首先對農業補貼政策對農戶共同富裕可能的影響效應和傳導機制進行定性分析。

（一）農業補貼政策的農戶增收效應和農戶收入差距效應

1.農業補貼政策的直接收入效應

農業補貼作為財政補貼的一種重要形式，對農民增收具有直接的、積極的影響。究其原因，有以下幾方面：一是農業補貼作為轉移性支付的載體，無償給予農戶補貼，可以減少農戶的種糧成本，[8][9]直接增加農戶收入；二是農業補貼可以激發農戶增加農業機械化投入與農業生產要素投入的積極性，繼而對農業生產產生激勵效應，[10]提升農業產出水平，進而增加農戶收入；三是農業補貼可以提高農業生產率，[11]減少相應的農業勞動投入，而釋放出來的剩余勞動力為增加非農勞動供給進而增加總收入提供了可能；四是農業補貼能夠有效降低農戶的經營風險，從而增加糧食產量[12]，最終使得農戶收入增加。基于上述分析，本文提出以下研究假設：

假設1：農業補貼能直接有效提高農戶收入水平。

2.農業補貼政策的再分配效應

現實中，不同農戶在要素稟賦、家庭特征、收入來源、風險偏好等方面存在一定差異，這使得農業補貼政策對不同農戶的增收效應存在一定異質性。部分學者利用中國家庭金融調查（CHFS）2015年的數據進行分位數回歸，結果表明農業補貼政策對不同收入層次的農戶收入的影響不同，同時對不同地區的農戶收入的影響也有差異，[13]還有研究發現農業補貼對不同種植規模農戶增收具有顯著的異質性。[14]另外，在分配效應的研究中發現，美國的農業補貼政策同樣具有再分配效應。[15]從微觀角度看，高收入農戶家庭的農業補貼邊際增收效應遠低于低收入農戶家庭，不同種植規模農戶的農業補貼政策效應也有所不同；從宏觀角度看，不同地區的資源稟賦、地理區位特征也會使農業補貼政策對不同地區農戶的增收效應不盡相同。基于上述考慮，本文提出以下假設：

假設2a：農業補貼對不同收入農戶、不同地區農戶、不同種植規模農戶的增收存在異質性影響；

假設2b：農業補貼對不同收入農戶、不同地區農戶、不同種植規模農戶的相對收入差距具有異質性影響。

（二）農業補貼政策的城鄉收入差距效應

上面主要分析了農業補貼政策對農民增收的直接和間接效應，以及對農戶之間的收入差距可能產生怎樣的影響。我們認為，農業補貼政策不僅會影響到農戶之間的收入差距，還可能會影響到城鄉之間的收入差距。比如，有學者利用2006—2015年的省級面板數據進行分析，發現考察期內提高財政支農力度有利于縮小城鄉居民收入差距。[16]但是，利用城鄉動態隨機一般均衡模型分析財政支農支出對城鄉共同富裕的影響，卻發現不同的財政支農政策對縮小城鄉經濟差距的影響不同。[17]類似地，有學者利用2007—2019年的面板數據建模分析，發現財政支出對城鄉收入差距的影響存在著地區異質性。[18]上述研究結果為本文開啟了新的思考，即農業補貼政策對城鄉之間的收入差距也可能有顯著的影響。具體到農業補貼，結合上文的分析，筆者認為該項政策的實施有可能顯著縮小了城鄉之間的收入差距。原因在于：一是農業補貼政策可以直接增加農戶收入，而農戶收入的增加為其進一步增加對農業生產的投入提供了可能，這有助于農戶收入的持續增加，進而縮小城鄉收入差距；二是農業補貼政策既激發了農戶種糧的積極性，也提高了其生產效率，而釋放出來的剩余勞動力為農戶發展觀光農業、從事非農生產經營活動等提供了可能，使得農戶收入多元化，農戶可支配收入的增速有可能遠超城鎮居民可支配收入的增速，從而縮小城鄉收入差距。基于上面的分析，本文提出以下假設：

假設3：農業補貼政策在促進農民增收的同時，能夠縮小城鄉收入差距，從而促進城鄉共同富裕。

三、變量選取、數據來源與模型設定

（一）變量選取與數據來源

被解釋變量。為了驗證前文的假設，本文的被解釋變量有三個，分別為衡量農戶富裕程度的收入水平指標、衡量農戶共同富裕水平的農戶收入差距指標以及衡量城鄉共同富裕水平的城鄉收入差距指標。

衡量農戶富裕程度的收入水平指標。共同富裕首先意味著收入水平是很高的，邁向共同富裕的過程一定是收入水平不斷提高的過程。本文以被調查農戶家庭的總收入（記作[Income農戶]）作為衡量農戶富裕程度的收入水平指標。顯然，在農戶家庭人口一定的情況下，農戶家庭的總收入越高，意味著該農戶家庭的富裕度越高。

衡量農戶共同富裕水平的農戶收入差距指標。農戶共同富裕的共同性是研究農戶共同富裕需要重點關注的第二個指標。多數學者一般通過構建指標體系來測度中國農戶共同富裕的水平。[19][20]這反映出農戶共同富裕涉及面廣、衡量難度大。但是，在反映共同富裕的指標體系中，最核心的一點是在農戶收入水平不斷提高的同時，彼此間的差距要逐步縮小。因此，本文基于被調查農戶家庭的收入數據構造衡量農戶共同富裕水平的指標。具體步驟如下：以同期被調查農戶家庭的平均收入（[Income農戶]）為參照系，計算樣本農戶家庭收入（[Income農戶]）與同期被調查農戶家庭平均收入（[Income農戶]）的比值減去1的絕對值（記作[GTFY_FHi]），以此衡量農戶收入的相對差距情況。顯然，在農戶家庭的平均實際收入不斷提高的前提下，該指標值越大，則說明農戶之間的相對收入差距越大，越不利于農戶共同富裕的實現；反之，該值越接近于0，則說明農戶的相對收入差距越小，越有利于農戶共同富裕的實現。該指標可以作為衡量農戶共同富裕的共同性的指標。

衡量城鄉共同富裕水平的城鄉收入差距指標。我國是一個二元結構特征非常明顯的國家，正如前文指出的，農民是中國實現共同富裕的重要主體，中國要富，農民必須富。所以，本文還將實證檢驗農業補貼在促進農民增收和農戶收入差距縮小的同時是否也促進了城鄉共同富裕，也就是是否導致了城鄉收入差距的明顯縮小。目前學者們衡量城鄉收入差距的指標有城鄉收入的泰爾指數、基尼系數和二者的比值等，為了和前文衡量農戶共同富裕水平的農戶收入差距指標的構造方法保持一致，本文將以同期城鎮居民的人均可支配收入（[Income城鎮]）為參照系，計算每個調查農戶的收入與同期城鎮居民人均可支配收入的比值減去1的絕對值（記作[GTFY_URi]），以此衡量每個農戶家庭相對于同期城鎮居民家庭的相對收入差距大小。

核心解釋變量。本文的核心解釋變量為農業補貼政策。在中國家庭金融調查（CHFS）問卷中，凡是回答“去年受訪戶獲得政策性生產補貼類型”為農業補貼，且家庭收入構成中有農業收入的農戶，均為享受了農業補貼政策的家庭，我們將該家庭賦值“1”；否則，該家庭賦值“0”。這樣，我們就將全部農戶分為兩個組：實驗組和對照組。我們的任務正是要揭示農業補貼政策給實驗組的收入帶來了哪些變化，進而對農戶共同富裕進程乃至城鄉共同富裕產生了怎樣的影響。

控制變量。為控制其他因素的影響，本文選取了戶主特征變量、家庭特征變量、區域特征變量和農戶規模特征變量作為控制變量。其中，戶主特征變量包含戶主年齡和戶主受教育年限（取對數）。受教育年限按照“沒上過學=0、小學=6、初中=9、高中=12、中專/職高=12、大專/高職=14、大學=16、碩士研究生=19、博士研究生=22”的標準來賦值。考慮可能存在的非線性影響，故將戶主年齡對數的平方項和戶主受教育年限對數的平方項作為控制變量納入方程中。家庭特征變量僅考慮了家庭成員身體狀況，按照“非常好=5、好=4、一般=3、不好=2、非常不好=1”來賦值。區域特征變量主要區分農戶所在地區，分為東北、東部、西部和中部，①分別賦值1—4。農戶規模特征變量主要是區分農戶的農業生產規模。如果農戶家庭在工商部門登記注冊農業生產經營項目，比如家庭農場、合作社、農業企業，則該農戶家庭為大規模農戶，標記為1；反之，則為小規模農戶，標記為0。本文的研究對象為農戶家庭，所以按照家庭實際所在地確定其是否為農戶家庭。若其在農村有居住型住房，則該家庭為農戶家庭。樣本數據為中國家庭金融調查（CHFS）數據庫最新公布的2019年調查數據。

各變量的描述性統計結果如表1所示。

（二）模型設定

前已指出，依據中國家庭金融調查（CHFS）問卷，可以將全部農戶家庭分為兩個組：一組享有農業補貼政策，稱為實驗組；另一組未享受農業補貼政策，稱為對照組。其中，不論高收入農戶和低收入農戶，還是小規模農戶和大規模農戶，都可以分為實驗組和對照組。如果是否享有農業補貼政策完全是隨機分配的，那么兩個組的期望值之差就是政策效應。但是，現實中“是否享有農業補貼政策”往往不是隨機分配，所以，如果直接將實驗組與對照組的期望值之差作為政策效應的估計值，將是有偏的、失真的。傾向得分匹配法正是為了解決這一問題，即通過傾向得分匹配法生成對照組，使之與實驗組的特征更為接近，也即除了是否接受處理之外，兩個組其他方面的特征近乎一致，然后得到二者之間的期望值之差，也就是政策效應的真實估計。所以，本文采用傾向得分匹配法，將接受農業補貼的農戶家庭與沒有接受農業補貼的農戶家庭進行匹配，盡可能使得兩組特征相近，然后比較二者的差異，觀察農業補貼政策是否對農戶增收產生了積極影響。于是，可以設立如下回歸模型，用于檢驗農業補貼政策對農戶增收的影響：

模型1：[Incomei=α0+α1Policyi+i=1nηiZi+μi]

其中， [Incomei]表示農戶i的收入水平，也就是前文定義的衡量樣本農戶富裕程度的收入指標[Income農戶]； [Policyi]表示農戶i是否享受農業補貼，只取1或0兩個值；Z表示其他控制變量。顯然，如果分不同收入水平農戶群體、不同區域農戶群體以及不同種植規模農戶群體分別估計模型1，那么還可以分析農業補貼政策對農戶收入影響的異質性。

估計模型1的具體步驟如下：首先，采用Logit模型計算農戶家庭獲得農業補貼政策的傾向得分值；其次，為了查看匹配效果，進行共同支撐檢驗；再次，為了得到較為穩健的政策效應估計，分別運用不同的傾向得分匹配方法進行匹配分析；最后，計算平均處理效應（ATT）：

ATT=E[[Income1i-Income0i|Policyi=1]]

為檢驗農業補貼政策對農戶之間相對收入差距的影響，模型設定如下：

模型2： [GTFY_FHi=β0+β1Policyi+i=1nδiZi+i=1nσiPolicyi×Zi+εi]

其中， [GTFY_FHi]表示農戶i與同期被調查農戶家庭的平均收入之間的相對差距水平；其他符號的含義同上。考慮到現實中“是否享有農業補貼政策”往往不是隨機分配，與模型1一致，模型2也采用傾向得分匹配方法實現，相應地，平均處理效應（ATT）為：

ATT=E[[GTFY_FH1i-GTFY_FH0i|Policyi=1]]

類似地，為檢驗農業補貼政策對城鄉收入差距的影響，可將模型設定如下：

模型3：[GTFY_URi=γ0+γ1Policyi+i=1nτiZi+i=1nρiPolicyi×Zi+ζi]

其中，[GTFY_URi]表示農戶i的收入與同期城鎮居民人均可支配收入之間的相對差距，其他符號的含義同上。同樣采用傾向得分匹配方法實現，相應地，平均處理效應（ATT）為：

ATT=E[[GTFY_UR1i-GTFY_UR0i|Policyi=1]]

四、實證檢驗

（一）農業補貼政策對農戶收入的影響：基準回歸及異質性檢驗

1.基準回歸

（1）傾向得分匹配

我們首先基于全樣本，對農業補貼政策對農戶收入產生了怎樣的影響進行實證檢驗。如前所述，在現實中，是否享有農業補貼政策未必是隨機分配的，所以，本文采用傾向得分匹配的方法對這一潛在的影響效應進行估計。具體做法如下：第一步，對樣本數據進行Logit回歸，計算農戶家庭獲得農業補貼政策的傾向得分值。從回歸結果看，所有的協變量都通過了1%顯著性水平檢驗（限于篇幅，這里從略）。第二步，對樣本進行傾向得分匹配，匹配結果見表2。從匹配結果來看，匹配后與匹配前相比，偏差率明顯降低，匹配后的偏差率基本不超過3%；從匹配后實驗組和對照組均值差異檢驗的t值來看，絕對數均小于2。這表明，通過匹配，實驗組和對照組各協變量的差異顯著減小，協變量之間的差異不再顯著。

（2）共同支撐檢驗

共同支撐的含義是實驗組中的農戶家庭能夠在對照組中找到與其匹配的對象。通過核匹配之后，繪制匹配前后的傾向得分核密度函數圖（見圖1），可以看出，在匹配之前，對照組和實驗組重合區域很小，兩者之間存在一定的差異；但是，匹配之后的核密度函數圖顯示，曲線重合區域較多，樣本的共同支撐情況較好。

（3）不同匹配方法下農業補貼政策增收的平均處理效應

常見的傾向得分匹配方法有卡尺匹配、近鄰匹配、卡尺內最近鄰匹配與核匹配等。為了能夠準確衡量農業補貼政策對農戶收入的影響，接下來基于全樣本運用四種傾向得分匹配法分別計算政策的平均處理效應，檢驗農業補貼政策是否分別促進了農戶增收，結果見表3。

從表3可以看出，在卡尺匹配、近鄰匹配、卡尺內最近鄰匹配與核匹配四種匹配方式的檢驗下，農業補貼政策對農戶收入的平均處理效應均為正值，位于0.048—0.068之間，且都通過了1%的顯著性檢驗，說明農業補貼政策促使農戶收入增加了4.8%—6.8%，能夠直接有效提高農戶的收入水平，這就驗證了假設1。

2.異質性檢驗

（1）農業補貼對不同收入農戶增收的異質性檢驗

首先，將農戶家庭按收入水平從高到低分為五等份，依次來觀測不同收入群體下農業補貼政策對農戶收入的影響效應差異。同樣運用四種傾向得分匹配法計算每個分樣本農業補貼政策的平均處理效應，結果見表4。可以看出，農業補貼政策對農戶收入的影響在各組間存在顯著差異。對于高收入農戶樣本（1組和2組），享受農業補貼的實驗組農戶家庭的平均收入比不享受農業補貼的對照組農戶家庭高1.8%—4.2%；而對于低收入農戶樣本（4組和5組），享受農業補貼的實驗組農戶家庭的平均收入比不享受農業補貼的對照組農戶家庭高8.8%—17.7%。這說明農業補貼政策對低收入農戶增收的邊際效應要遠大于農業補貼政策對高收入農戶增收的邊際效應。這就進一步證實了農業補貼政策對不同收入農戶的增收存在異質性影響，初步驗證了假設2a；而且，農業補貼政策對低收入農戶的增收效應更明顯，說明我國的農業補貼政策對農戶家庭收入的影響不存在馬太效應。

（2）農業補貼對不同地區農戶增收的異質性檢驗

再來考察農業補貼政策對不同地區農戶收入的影響是否存在一定的異質性，通過四種傾向得分匹配方法計算政策的平均處理效應，結果見表5。從表5可知，東部地區的農業補貼政策對本地區農戶收入的影響并不顯著，但從東北、西部和中部地區的檢驗結果來看，四種匹配方法下的農業補貼政策的平均處理效應均為正值，說明東北、西部和中部地區的農業補貼政策對當地農戶收入的增加具有顯著的正向效應，提高了東北、西部和中部地區農戶的收入水平。可見，農業補貼政策對不同地區農戶收入的影響具有明顯的異質性，這就進一步驗證了假設2a。

（3）農業補貼對不同規模農戶增收的異質性檢驗

下面，繼續考察農業補貼政策對不同規模農戶增收的影響是否存在差異性，為保證結果的穩健性，仍采取以上四種匹配方法計算農業補貼政策的平均處理效應，結果見表6。從表6可知，在四種匹配方法下，農業補貼政策對不同規模農戶增收的平均處理效應均為正，且均通過了1%的顯著性檢驗，說明農業補貼政策對不同規模農戶能夠產生顯著的增收效應。于是，假設2a得以完全驗證。而且，從表6中對不同規模農戶收入的檢驗結果來看，農業補貼政策對小規模農戶的增收效應明顯大于對大規模農戶的增收效應。這說明，農業補貼政策不僅對不同規模農戶增收的影響存在顯著異質性，而且對小規模農戶的增收效應更加明顯，這就進一步說明了我國的農業補貼政策對農戶家庭收入的影響不存在馬太效應。

為了驗證上述異質性檢驗結果的可靠性，本文借助SUR檢驗，[21]分別對不同收入水平農戶、不同地區農戶和不同規模農戶樣本的核心解釋變量回歸系數差異的顯著性進行了檢驗，結果都拒絕了核心解釋變量的回歸系數不存在顯著差異的原假設（限于篇幅，結果從略），這意味著農業補貼政策確實對不同收入水平農戶、不同地區農戶和不同規模農戶的增收效應存在異質性影響。

（二）農業補貼政策對農戶之間相對收入差距的影響：基準回歸及異質性檢驗

1.基準回歸

上文的實證檢驗表明，農業補貼政策對不同收入水平農戶、不同地區農戶、不同規模農戶的增收效應存在顯著的異質性。其中，農業補貼政策對低收入農戶增收的邊際效應更大；對東北、西部和中部地區農戶增收效應更加顯著；對小規模農戶的增收效應更加明顯。據此我們可以初步判斷，農業補貼政策對農戶收入差距的縮小也產生了積極的影響。那么，這種積極的影響是否具有統計顯著性，也就是農業補貼政策是否顯著縮小了農戶之間相對收入差距？下面，我們對此做進一步的檢驗。以農戶相對收入差距[GTFY_FHi]為被解釋變量，以農業補貼政策[Policyi]為核心解釋變量，其他控制變量同上，基于全樣本估計模型2，仍采用傾向得分匹配方法，結果見表7。

從表7可以看出，無論采用何種匹配方式，農業補貼政策對農戶收入差距的平均處理效應都為負值，且都通過了1%的顯著性檢驗。其中，平均處理效應的取值在-0.047到-0.051之間，這說明農業補貼政策使得農戶之間的相對收入差距大約縮小了4.7%—5.1%。而農戶收入差距越小，說明農戶共同富裕的共同性越高，所以農業補貼政策對促進農戶共同富裕具有顯著的積極作用，農業補貼政策有利于農戶共同富裕。

2.異質性檢驗

考慮到各地區的區位條件不同、不同農戶家庭的資源稟賦各異以及不同地區農業補貼政策的力度也可能不同，農業補貼政策對不同收入水平農戶、不同地區農戶、不同規模農戶相對收入差距的影響也可能表現出一定的異質性。為驗證前文提出的這些假設，和上文對農業補貼政策對農戶增收效應的異質性檢驗一致，這里仍按農戶收入水平高低、農戶所處的地理區位以及農戶規模大小，分別檢驗農業補貼政策對不同收入水平農戶、不同地區農戶和不同規模農戶收入差距的影響效應。

（1）農業補貼對不同收入水平農戶收入差距的異質性檢驗

首先，檢驗農業補貼政策是否對不同收入水平農戶收入差距的影響存在異質性，結果見表8。

從表8可以看出，農業補貼政策對低收入農戶樣本（4組和5組）的收入差距存在顯著的負向影響，且在1%的顯著性水平顯著，說明農業補貼政策能夠明顯縮小低收入農戶之間的收入差距；但從高收入農戶樣本（1組和2組）和中等收入農戶樣本（3組）的政策效應來看，雖然都為負值但在統計結果上不顯著，說明農業補貼并未對這部分農戶收入差距的縮小產生顯著影響。由此可見，農業補貼雖在總體上縮小了農戶之間的收入差距，但其對不同收入水平農戶的收入差距的影響存在明顯的異質性，主要是縮小了低收入農戶之間的收入差距，假設2b得到初步驗證。

（2）農業補貼對不同地區農戶收入差距的異質性檢驗

其次，檢驗農業補貼對不同地區農戶收入差距的影響是否存在異質性，結果見表9。從表9可以看出，東北和東部地區的農業補貼對農戶收入差距的縮小并不顯著；但是，從西部和中部的檢驗結果來看，不論采用何種匹配方法，所得到的平均處理效應均顯著為負，這說明農業補貼政策顯著縮小了中部和西部地區農戶之間的收入差距，促進了中部和西部地區農戶的共同富裕。可見，農業補貼對不同地區農戶的相對收入差距的影響確實表現出一定的異質性，假設2b得到進一步驗證。究其原因，可能既與不同地區的資源稟賦、地理區位特征不同以及由此決定的各地區農村的產業結構和農戶的收入來源不同有關，也與不同地區農業補貼政策的力度不盡相同有關。

（3）農業補貼對不同規模農戶收入差距的異質性檢驗

最后，繼續運用以上四種匹配方法，計算農業補貼政策對不同規模農戶收入差距的平均處理效應并觀察是否存在顯著差異性，結果見表10。

從表10中可以看出，雖然農業補貼政策對不同規模農戶的收入差距均具有顯著的負向影響，即農業補貼政策確實能夠縮小農戶收入差距，但農業補貼政策對小規模農戶收入差距的縮小作用更加明顯，即農業補貼政策對不同規模農戶收入差距的影響存在一定異質性。于是，假設2b得以完全驗證。

五、進一步分析

通過上述實證檢驗，我們已確認農業補貼政策能夠顯著促進農戶增收，而且顯著縮小了農戶之間的相對收入差距，有利于促進農戶共同富裕。下面，我們進一步檢驗農業補貼政策對縮小城鄉收入差距是否也發揮了積極作用？以前文構造的反映農戶家庭與同期城鎮居民人均可支配收入相對差距的指標[GTFY_URi]為被解釋變量，以農業補貼政策[Policyi]為核心解釋變量，其他控制變量同上，仍采用傾向得分匹配方法檢驗農業補貼政策對城鄉之間相對收入差距的影響，得到各種匹配方法下的平均處理效應（ATT城鄉），如表11所示。

從表11可以看出，通過不同的匹配方法估計得到的農業補貼政策對城鄉收入差距的平均處理效應介于-0.063到-0.069，且均通過了1%的顯著性檢驗。這說明農業補貼政策對縮小城鄉收入差距同樣發揮了顯著的積極作用，促進了城鄉居民共同富裕，于是假設3也得到了驗證。

六、結論與政策含義

本文首先從微觀層面定性分析了農業補貼政策對農戶共同富裕可能的影響效應和傳導機制，并提出了幾條假設，然后選用中國家庭金融調查數據庫最新公布的2019年數據，按是否享受農業補貼政策將農戶家庭分為實驗組與對照組，并采用傾向得分匹配方法實證檢驗了農業補貼政策對農戶增收的影響效應，以及農業補貼政策對農戶之間及其與城鎮居民間的相對收入差距實際產生了怎樣的影響。為了使得結論具有穩健性，在傾向得分匹配環節，本文分別選擇了卡尺匹配、近鄰匹配、卡尺內最近鄰匹配與核匹配等四種匹配方法進行匹配。結果表明：（一）農業補貼政策能夠顯著提高農戶收入，但是呈現出明顯的異質性影響。與高收入農戶相比，農業補貼政策對低收入農戶的增收效應更明顯；與東部地區相比，農業補貼政策對東北、西部、中部地區農戶的增收效應更明顯；與大規模農戶相比，農業補貼政策對小規模農戶的增收效應更明顯。（二）農業補貼政策顯著縮小了農戶之間的相對收入差距，進而有利于共同富裕，但是表現出明顯的異質性。從收入水平看，農業補貼政策更有利于縮小低收入農戶之間的收入差距；從區域角度看，農業補貼政策對東北和東部地區的農戶收入差距影響不顯著，但是對縮小中部和西部地區的農戶收入差距具有積極作用；從農戶種植規模來看，農業補貼政策更有利于縮小小規模農戶收入差距。（三）農業補貼政策對縮小城鄉收入差距同樣發揮了積極作用，有利于城鄉居民共同富裕。

基于上述分析結論，本文認為有以下幾點政策含義：（一）應持續加大農業補貼的力度。農業補貼政策可以直接減少農民耕種成本，有效地促進農民收入增加。為此，今后更應該加大補貼力度，提高種糧農民的收入。（二）農業補貼政策的設計應更有針對性。對不同收入水平的農戶家庭可考慮實施差別化的農業補貼，充分調動各類農戶家庭的積極性；有條件的地區還可以實施階梯化補貼政策。這樣，既有利于提高農戶收入，又有利于縮小農戶之間的收入差距。（三）各地區應因地制宜，實施區域差異化的農業補貼政策。例如，應加大對東北地區等農產品主產區的農業補貼力度，激發農戶種植積極性，提高種糧農戶收入，這對于促進農戶共同富裕和防范糧食危機都大有益處。（四）精準施策，實施精準化農業補貼策略。農業補貼政策雖然不存在典型的馬太效應，但是農業補貼政策也不能“一刀切”。以種植耕地為標準的農業補貼必然會增加大規模種植農戶的絕對收入。此時，為避免農戶收入的兩極分化，對小規模農戶，應側重加大補貼范圍和統計口徑，以期促進農戶共同富裕。（五）確保農業補貼政策落到實處。農業補貼政策對促進農戶共同富裕、縮小城鄉差距都具有積極作用，但是政策的落實離不開監督檢查機制和立法司法保護。應完善農業補貼政策法案，真正讓農業補貼落到實處，從而助推鄉村振興和農戶共同富裕取得實質性進展。

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責任編輯"" 郁之行

摘要：共同富裕是中國式現代化的重要特征，而農戶共同富裕則是中國實現共同富裕的重要組成部分。為了提高農民收入，我國實施了多項農業補貼政策。基于微觀層面定性分析農業補貼政策對農戶共同富裕可能的影響效應和傳導機制提出相應假說，并利用微觀調查數據，采用傾向得分匹配方法對這些假說進行實證檢驗的研究表明，農業補貼政策雖然在不同收入農戶、不同區域農戶和不同種植規模農戶之間存在多重異質性影響，但是其能夠有效增加農戶收入，縮小了農戶收入差距，促進了農戶共同富裕。

關鍵詞：農業補貼；農戶共同富裕；政策效應；傾向得分匹配法

中圖分類號：F812.8""""""" 文獻標識碼：A""""" 文章編號：1003-8477（2024）01-0102-11

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