農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼、農(nóng)戶增收與收入不平等

楊 丹，王曉麗，唐 羽

(1.西南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶 北碚 400716；2.西南大學(xué) 農(nóng)村經(jīng)濟(jì)與管理研究中心，重慶 北碚 400716)

農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策是中國(guó)支農(nóng)政策的核心組成部分，對(duì)保障糧食安全、實(shí)現(xiàn)增產(chǎn)增收，促進(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村快速發(fā)展等具有重要的作用。農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策效果既影響當(dāng)前農(nóng)業(yè)發(fā)展又關(guān)系到未來農(nóng)業(yè)政策調(diào)整。因此，中國(guó)政府非常重視農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策的制定與實(shí)施，據(jù)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部有關(guān)統(tǒng)計(jì)，2017年已落實(shí)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部與財(cái)政部共管的專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付資金2 543億元，同比增加12億元。農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼力度不斷增加的同時(shí)，其政策目標(biāo)和補(bǔ)貼方法也在不斷調(diào)整和改進(jìn)，逐漸實(shí)現(xiàn)由農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格補(bǔ)貼、糧食價(jià)格支持的間接補(bǔ)貼向生產(chǎn)領(lǐng)域?qū)嵤┺r(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼政策的轉(zhuǎn)變，旨在提高農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的政策效果，確實(shí)起到幫扶“三農(nóng)”的作用。對(duì)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策效果評(píng)估成為重要的研究議題。2018年中央1號(hào)文件指出“鄉(xiāng)村振興，生活富裕是根本”(1)《中共中央國(guó)務(wù)院關(guān)于實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的意見》，http://www.gov.cn/zhengce/2018-02/04/content_5263807.htm.。2019年中央1號(hào)文件指出要“堅(jiān)持農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展，拓寬農(nóng)民增收渠道”，同時(shí)指出“增加農(nóng)民收入，到2020年比2010年翻一番，是全面建成小康社會(huì)的硬指標(biāo)”(2)《農(nóng)業(yè)農(nóng)村部：農(nóng)民人均收入2020年比2010年翻一番是全面小康硬指標(biāo)》，https://baijiahao.baidu.com/s?id=1626040485665636963&wfr=spider&for=pc.。因此在當(dāng)前鄉(xiāng)村振興和全面建成小康社會(huì)決勝期的背景下，從增收的角度評(píng)估農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策效果具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。

農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的影響主要包括農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)糧食生產(chǎn)的影響和農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶收入的影響兩個(gè)方面。關(guān)于農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)糧食生產(chǎn)的影響，現(xiàn)有研究認(rèn)為農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼顯著提高了糧食產(chǎn)量[1-3]。其影響機(jī)制主要在于一方面農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼有效減緩了農(nóng)戶的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)[4]，使農(nóng)戶增加了農(nóng)業(yè)投資[5-6]，進(jìn)而促進(jìn)糧食產(chǎn)量增加[7]；另一方面，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼有利于調(diào)動(dòng)農(nóng)戶種糧積極性[8]，激勵(lì)農(nóng)戶擴(kuò)大糧食種植面積[9-10]，根據(jù)政策理性調(diào)整農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)，從而促進(jìn)糧食產(chǎn)量增加[11]。關(guān)于農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶收入的影響，大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)提高農(nóng)戶收入起到了積極作用[12-18]。但也有一些學(xué)者對(duì)此提出質(zhì)疑[19]，認(rèn)為農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼資金少，在糧食價(jià)格下降以及生產(chǎn)成本增加的背景下農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的增收效應(yīng)易被抵消，同時(shí)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼最終轉(zhuǎn)化為地租，土地價(jià)格的上漲抵消了補(bǔ)貼的作用，因此農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶的收入沒有影響或者影響甚微[20-22]。

梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶收入的研究很多，但是尚未有較一致的結(jié)論，如王姣等[13]、張照新等[23]、黃季焜等[24]利用主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)驗(yàn)證農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼有利于農(nóng)戶增收，而李鵬等通過安徽省的微觀農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)研究農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)種糧凈收益的影響，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的作用要小于糧價(jià)以及農(nóng)資價(jià)格的作用，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶的影響更多是一種信號(hào)傳遞作用[25]。造成現(xiàn)有關(guān)于農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶收入研究結(jié)論不一致的原因可能在于已有研究尚未考慮農(nóng)戶個(gè)體的異質(zhì)性和地區(qū)的異質(zhì)性，使得運(yùn)用不同地區(qū)數(shù)據(jù)得出的結(jié)論不一致。因此，本文在考慮農(nóng)戶個(gè)體異質(zhì)性和區(qū)域異質(zhì)性的基礎(chǔ)上分析農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶的增收效果，并在此基礎(chǔ)上研究農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶收入不平等的影響。

一、理論分析框架

農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策作為支持農(nóng)業(yè)發(fā)展的有效工具之一，對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)民收入有著重要的作用。但是不同農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的機(jī)會(huì)成本和邊際收益不同，因此，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的增收效應(yīng)可能因農(nóng)戶個(gè)體和地區(qū)的異質(zhì)性產(chǎn)生差異。

農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策主要包括收入支持政策(如糧食直補(bǔ))和生產(chǎn)要素補(bǔ)貼政策(如農(nóng)資綜合補(bǔ)貼、農(nóng)機(jī)具購(gòu)置補(bǔ)貼和良種補(bǔ)貼)。當(dāng)農(nóng)戶收到糧食直補(bǔ)時(shí)，農(nóng)戶會(huì)將這部分轉(zhuǎn)移性收入進(jìn)行消費(fèi)或者生產(chǎn)投資。因此，該項(xiàng)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼會(huì)通過直接增加收入或者獲得生產(chǎn)收益來影響農(nóng)戶收入。當(dāng)農(nóng)戶收到生產(chǎn)要素政策型的農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼時(shí)，主要通過促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提高農(nóng)戶收入?；趯?duì)利潤(rùn)最大化的追求和對(duì)補(bǔ)貼的預(yù)期，農(nóng)戶會(huì)改變其要素投入行為，包括對(duì)土地、資本和勞動(dòng)力投入的調(diào)整。從產(chǎn)量增加的角度看，農(nóng)戶受農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的激勵(lì)作用會(huì)擴(kuò)大土地規(guī)模[26]，增加勞動(dòng)力投入[27]。同時(shí)，農(nóng)戶收到農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼會(huì)促進(jìn)其資本投入的增加，包括補(bǔ)貼的投入品以及農(nóng)戶基于收入預(yù)期增加的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投入，總資本投入將增加，在家庭勞動(dòng)投入不變的情況下，農(nóng)戶的產(chǎn)量增加，從而促進(jìn)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性收入增加。從成本減少的角度來看，不論農(nóng)戶收到收入支持補(bǔ)貼或是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素補(bǔ)貼，都會(huì)減少農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入成本，從而提高農(nóng)戶農(nóng)業(yè)凈收入。

農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼增收效應(yīng)的異質(zhì)性主要體現(xiàn)在農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)異質(zhì)性農(nóng)戶收入的影響存在差異。我國(guó)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策是以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為基礎(chǔ)的，大部分的農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼資金流向了以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主的家庭[28]，參與非農(nóng)就業(yè)的相對(duì)富有的家庭受益較少，從而減少了農(nóng)戶之間收入的不平等[29]。Jayne等認(rèn)為農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼計(jì)劃在設(shè)計(jì)和實(shí)踐過程中，分配給不同資源稟賦的農(nóng)戶的比例不同，相比較而言，當(dāng)投入補(bǔ)貼針對(duì)較貧困的家庭時(shí)，擠出的通常要低得多[30]。因此，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼分配給不同農(nóng)戶的比例存在差異。

農(nóng)戶之間在資源稟賦方面存在巨大差距，同樣的農(nóng)業(yè)政策對(duì)不同的農(nóng)戶可能產(chǎn)生不同的收入效應(yīng)[14]。農(nóng)戶對(duì)收入支持措施的反應(yīng)取決于家庭內(nèi)部用于農(nóng)業(yè)收入或非農(nóng)業(yè)收入的可用資源，以及農(nóng)戶融入市場(chǎng)的程度。因此，結(jié)果在不同農(nóng)戶群體之間以及不同村莊和地區(qū)之間有很大差異[29]。除此之外，農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)偏好、農(nóng)場(chǎng)規(guī)模和信貸可獲得性的聯(lián)合分布，以及替代生產(chǎn)活動(dòng)的隨機(jī)結(jié)構(gòu)都對(duì)農(nóng)業(yè)政策的效應(yīng)具有重要的影響[31]。Roe等指出脫鉤支付可以通過直接籌集財(cái)富和增加土地價(jià)值來改善生產(chǎn)者獲得信貸的機(jī)會(huì)，從而通過緩解農(nóng)戶信貸約束影響農(nóng)戶收入[32-33]?，F(xiàn)實(shí)中，往往低收入農(nóng)戶受信貸約束影響較強(qiáng)，那么農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼會(huì)通過對(duì)異質(zhì)性農(nóng)戶信貸約束的影響差異產(chǎn)生不同的增收效應(yīng)。而有研究表明農(nóng)戶信貸約束的緩解，有利于改善農(nóng)戶收入不平等[34]。

地區(qū)發(fā)展水平和資源稟賦對(duì)農(nóng)戶行為決策有較大的影響。薛宇峰認(rèn)為區(qū)域之間生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的差異、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)分布不均勻、自然條件等要素結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域差異對(duì)農(nóng)民收入分配的影響不可忽視，地區(qū)間文化差異也將導(dǎo)致農(nóng)戶的決策反應(yīng)不同[35]。綜上，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶收入造成的影響存在一定的區(qū)域差異?；谝陨限r(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)異質(zhì)性農(nóng)戶收入影響的差異分析，本文提出研究假說1：

H1：農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的增收效應(yīng)存在個(gè)體和地區(qū)異質(zhì)性。農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼在不同農(nóng)戶間分配差異直接導(dǎo)致農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶收入的異質(zhì)性影響，同時(shí)在農(nóng)戶自身資源稟賦和外部環(huán)境等多方面因素的作用下，不同農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策的反應(yīng)不同導(dǎo)致農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的增收效應(yīng)在不同農(nóng)戶間以及不同地區(qū)存在異質(zhì)性。

農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼更多地流向以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主的家庭，并且相比于高收入家庭，當(dāng)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼分配給低收入家庭時(shí)擠出更少，更有利于促進(jìn)低收入農(nóng)戶增收。同時(shí)，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼以轉(zhuǎn)移性收入的形式增加了農(nóng)戶財(cái)富，有利于緩解低收入農(nóng)戶的流動(dòng)性約束，而高收入農(nóng)戶則不存在約束或者約束較弱，從而形成對(duì)低收入農(nóng)戶更大的增收效應(yīng)。基于此，本文提出研究假說2：

H2：農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼會(huì)緩解農(nóng)戶收入不平等。即農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼通過對(duì)低收入農(nóng)戶形成更大的增收效應(yīng)，從而緩解不同收入層次農(nóng)戶收入的不平等。

綜上所述，在理論層面，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼會(huì)通過直接的轉(zhuǎn)移性收入分配差異，以及影響農(nóng)戶物質(zhì)資本、土地、勞動(dòng)力等要素投入決策間接地對(duì)農(nóng)戶收入產(chǎn)生異質(zhì)性影響，同時(shí)可以緩解農(nóng)戶收入不平等，作用機(jī)制如圖1所示。

圖1 農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶收入異質(zhì)性作用機(jī)制

二、研究設(shè)計(jì)

1.數(shù)據(jù)來源與樣本分布

本文使用的數(shù)據(jù)來自西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心組織管理的“中國(guó)家庭金融調(diào)查”項(xiàng)目(China household finance survey，CHFS)2015年的數(shù)據(jù)。該調(diào)查數(shù)據(jù)具有明顯的優(yōu)點(diǎn)：(1)該調(diào)查采用了分層、三階段與規(guī)模度量成比例的抽樣設(shè)計(jì)和計(jì)算機(jī)輔助面訪系統(tǒng)等現(xiàn)代調(diào)查技術(shù)和調(diào)查管理手段，在全國(guó)范圍內(nèi)收集有關(guān)中國(guó)家庭微觀層次的相關(guān)信息，樣本具有隨機(jī)性和代表性。(2)CHFS數(shù)據(jù)樣本覆蓋中國(guó)29個(gè)省(自治區(qū)、直轄市，除港澳臺(tái)、西藏、新疆外)，涉及中國(guó)東、中、西部等地區(qū)，樣本地區(qū)覆蓋面廣，數(shù)量規(guī)模龐大，如下表1所示。(3)CHFS數(shù)據(jù)涉及主題較廣，對(duì)樣本家庭人口信息、家庭經(jīng)濟(jì)和家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)等眾多議題開展了調(diào)查。特別地，CHFS問卷詳細(xì)記錄了農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼、農(nóng)戶個(gè)體特征、農(nóng)戶家庭收入、擁有的土地面積、農(nóng)業(yè)投入等信息，與本文研究主題非常符合。本文根據(jù)研究?jī)?nèi)容，剔除了非農(nóng)業(yè)戶口家庭樣本以及部分核心變量缺失的樣本，最終使用樣本為10 254戶。

從表1的數(shù)據(jù)描述可以看出，在獲得農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的比例方面，全國(guó)獲得農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的家庭占68.56%。寧夏回族自治區(qū)獲得農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的比例最高為88.24%，河南省位居第二為87.90%。就農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的均值來看，全國(guó)獲得的農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的平均水平大約為568.99元。吉林省人均補(bǔ)貼金額最高為1 199.19元，黑龍江省次之為1 115.88元。農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼水平較高省份主要集中在吉林省、黑龍江省和內(nèi)蒙古自治區(qū)等為代表的糧食主產(chǎn)區(qū)，說明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼向主產(chǎn)區(qū)傾斜的政策導(dǎo)向。

2.變量及其描述性統(tǒng)計(jì)

內(nèi)生性問題會(huì)導(dǎo)致對(duì)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼影響農(nóng)戶收入的估計(jì)產(chǎn)生偏誤，需要對(duì)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的內(nèi)生性問題進(jìn)行討論與分析。在研究中很容易遺漏一些難以測(cè)量的因素，比如難以測(cè)量的土地質(zhì)量、地形等，這些變量既可能影響補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)，又可能同時(shí)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策，進(jìn)而導(dǎo)致模型估計(jì)產(chǎn)生偏誤。針對(duì)遺漏變量的問題，本文首先盡可能控制導(dǎo)致內(nèi)生性的遺漏變量，包括家庭土地面積、家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性投入等。除此之外，中國(guó)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的發(fā)放并不是隨機(jī)地分配給農(nóng)民家庭的，存在掛鉤的補(bǔ)貼，即根據(jù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)情況進(jìn)行補(bǔ)貼金額的發(fā)放，農(nóng)戶出于對(duì)未來農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的預(yù)期會(huì)改變當(dāng)期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策，增加當(dāng)期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入[36]。同時(shí)，已有研究表明接受農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的家庭往往比不接受的家庭在土地、非土地資產(chǎn)和收入方面更富裕[37-38]，較富裕的家庭接受了更多的玉米和肥料[39-40]。之后也有學(xué)者證明，富裕家庭獲得的收入遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過貧困家庭[38,41]。由此可以看出，遺漏變量和反向因果問題都會(huì)產(chǎn)生內(nèi)生性問題，從而導(dǎo)致對(duì)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼影響農(nóng)戶收入的估計(jì)產(chǎn)生偏誤，因此本文運(yùn)用工具變量法處理農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的內(nèi)生性問題。

表1 樣本分布及各省份農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼基本情況

關(guān)于工具變量的選取，本文借鑒齊良書用村級(jí)數(shù)據(jù)作工具變量的做法[42]，選取市級(jí)的平均補(bǔ)貼金額作為工具變量運(yùn)用工具變量法(IV)進(jìn)行估計(jì)，市級(jí)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼水平與農(nóng)戶家庭收到的農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼金額高度相關(guān)，但是與農(nóng)戶家庭人均年可支配收入不相關(guān)。因此，以市級(jí)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼水平作為農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的工具變量是可行的，本文后續(xù)部分對(duì)該工具變量的有效性進(jìn)行了相關(guān)的計(jì)量檢驗(yàn)。變量定義及其描述如表2所示。

表2 變量定義與描述性統(tǒng)計(jì) N=10 254

本文選取農(nóng)戶家庭人均年可支配收入為被解釋變量。本文的核心解釋變量是家庭收到的農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼金額，采用“您家從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)獲得的政府補(bǔ)貼金額共有多少元”進(jìn)行測(cè)度。由于影響農(nóng)戶收入水平的因素多元而復(fù)雜[43]，本文的控制變量主要包括：(1)農(nóng)業(yè)投入，土地是農(nóng)戶進(jìn)行生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的載體，除此之外，其他的要素投入也會(huì)影響和約束農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)，因此，本文選取農(nóng)戶的農(nóng)地面積、農(nóng)業(yè)機(jī)械現(xiàn)值、勞動(dòng)分工和家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)投入來衡量農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)投入情況。(2)家庭特征，主要包括家庭負(fù)債、家庭資產(chǎn)、黨員、干部戶、受教育水平、家庭健康人數(shù)占比、戶主年齡、主要職業(yè)和家庭規(guī)模。其中，選取家庭負(fù)債和家庭資產(chǎn)來衡量家庭金融資產(chǎn)狀況，原因是考慮到資產(chǎn)流動(dòng)性約束對(duì)農(nóng)戶收入的影響；社會(huì)資本、人力資本等對(duì)農(nóng)戶收入的影響是被廣泛認(rèn)可的，本文選取是否黨員和是否干部戶作為衡量社會(huì)資本的指標(biāo)，選取戶主受教育年限和家庭健康人數(shù)占比作為衡量人力資本的指標(biāo)；同時(shí)控制了其他影響農(nóng)戶收入的變量。(3)區(qū)位特征，為了控制區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異對(duì)農(nóng)戶收入的影響，選取了市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量，用該市農(nóng)戶人均年可支配收入度量。

由表2可知，家庭主事者為中國(guó)共產(chǎn)黨黨員的占10%，家庭中成員擔(dān)任村干部的農(nóng)戶比例為5%，家庭戶主受教育年限平均為7年，也就是初中水平，年齡平均為54歲，表明農(nóng)民的人力資本和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系較為薄弱。我國(guó)農(nóng)民在人力資本和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)等方面的欠缺，制約著我國(guó)農(nóng)民收入提高和農(nóng)村發(fā)展。從各個(gè)變量的標(biāo)準(zhǔn)差來看，發(fā)現(xiàn)農(nóng)用機(jī)械、家庭負(fù)債、家庭資產(chǎn)和家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)投入等變量的離散程度相對(duì)較大，說明農(nóng)戶的資源稟賦存在較大差異。市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平標(biāo)準(zhǔn)差為17 529.31，說明區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在差異，發(fā)展不平衡。農(nóng)戶之間資源要素條件的差異會(huì)影響農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策的刺激反應(yīng)。

3.模型設(shè)定

Qτ(Y|X)=?τ+βτΧi+γτΖi+ετ

(1)

式(1)中，Qτ(Y|X)為結(jié)果變量，是指農(nóng)戶家庭在τ分位數(shù)上的人均年可支配收入，取對(duì)數(shù)；Xi為家庭收到的農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼金額，取對(duì)數(shù)，是本文的核心解釋變量；Zi為一系列影響家庭收入的控制變量。βτ是核心自變量農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼進(jìn)行參數(shù)估計(jì)時(shí)第τ分位數(shù)上的系數(shù)，ετ是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

(2)工具變量分位數(shù)回歸模型。農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼存在內(nèi)生性，因此，用普通的分位數(shù)回歸進(jìn)行估計(jì)會(huì)導(dǎo)致估計(jì)偏差，為了解決由內(nèi)生性問題導(dǎo)致的估計(jì)偏差，本文在分位數(shù)回歸的基礎(chǔ)上加入工具變量，構(gòu)建工具變量分位數(shù)回歸(instrumental variable quantile regression，IVQR)模型[45]。

Y=D′α(U)+X′β(U)，U|X,Z∶Uniform(0,1)

(2)

D=f(X,Z,V)

(3)

τ→D′α(τ)+X′β(τ)

(4)

式(2)～(4)中，Y為結(jié)果變量農(nóng)戶家庭人均年可支配收入；U為隨機(jī)變量，聚集了所有未觀察到的影響結(jié)果變量(農(nóng)戶家庭人均年可支配收入)的因素；X為控制變量，指影響結(jié)果變量的其他外生變量；D是由式(3)確定的內(nèi)生變量向量。其中，Z為工具變量，V為未觀測(cè)到的擾動(dòng)向量，它決定了D，并于U相關(guān)。式(4)中D′α(τ)+X′β(τ)是τ的嚴(yán)格單調(diào)增函數(shù)。

三、結(jié)果分析

1.農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶家庭人均年可支配收入的影響

(1)分位數(shù)回歸結(jié)果。為了全面考慮農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)不同收入層次農(nóng)戶家庭人均可支配收入的影響，本文選取了5個(gè)代表性的分位點(diǎn)，即0.10、0.25、0.50、0.75、0.90分位點(diǎn)，分別代表從低到高不同收入層次，即最低收入組、中低收入組、中等收入組、中高收入組和最高收入組，分析農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)不同收入層次農(nóng)戶收入的異質(zhì)性影響。結(jié)果如表3所示。

表3 農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶家庭人均年可支配收入的分位數(shù)回歸結(jié)果 N=10 254

如表3所示，在全樣本下，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼會(huì)顯著促進(jìn)農(nóng)戶家庭人均年可支配收入提高。農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼增加1%，農(nóng)戶家庭人均年可支配收入增加0.052%，且在1%顯著性水平上顯著。農(nóng)戶土地面積、農(nóng)用機(jī)械、家庭資產(chǎn)、黨員身份以及戶主受教育水平都會(huì)顯著促進(jìn)農(nóng)戶家庭人均年可支配收入提高。戶主的年齡與農(nóng)戶家庭人均年可支配收入呈“倒U型”關(guān)系。以務(wù)農(nóng)為主的農(nóng)戶家庭人均年可支配收入較低，這也是目前國(guó)家重視拓寬農(nóng)戶收入渠道的重要原因。

普通分位數(shù)回歸結(jié)果表明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶家庭人均年可支配收入的影響存在差異。對(duì)各分位點(diǎn)上的系數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)(4，10 237)=9.27，Prob>F=0.0000，可以在1%的顯著性水平上認(rèn)為以上分位數(shù)回歸的系數(shù)不完全相等，說明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶家庭人均年可支配收入的影響存在差異，驗(yàn)證了假說H1。對(duì)于最低收入組、中低收入組、中等收入組和中高收入組來說，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)家庭人均年可支配收入具有顯著正向影響；對(duì)于最高收入組，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)家庭人均年可支配收入具有正向影響，但是在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上不顯著。觀察各分位點(diǎn)上農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶家庭人均年可支配收入的影響系數(shù)，發(fā)現(xiàn)從0.10分位點(diǎn)到0.90分位點(diǎn)，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的影響系數(shù)呈現(xiàn)先增加后減小的趨勢(shì)。農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)最低收入農(nóng)戶家庭人均年可支配收入的促進(jìn)作用小于中低收入農(nóng)戶家庭，可能的原因是最低收入家庭資源稟賦差，其生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)受到約束，因此，在一定程度上限制了農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶家庭人均年可支配收入的促進(jìn)作用。在0.25分位點(diǎn)上農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶家庭人均年可支配收入的激勵(lì)作用達(dá)到最大，之后隨分位點(diǎn)的增加促進(jìn)作用變小，但是0.10分位點(diǎn)上的系數(shù)大于0.50、0.75、0.90分位點(diǎn)上的系數(shù)。因此，總的來說農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)低收入農(nóng)戶家庭人均年可支配收入的促進(jìn)作用要大于高收入農(nóng)戶家庭，說明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼有助于緩解農(nóng)戶收入不平等，驗(yàn)證了假說H2。

(2)工具變量法分位數(shù)回歸結(jié)果。由于農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼存在內(nèi)生性，為了解決由內(nèi)生性導(dǎo)致的估計(jì)偏誤，并且使結(jié)果更加準(zhǔn)確，本文進(jìn)一步以市級(jí)層面的農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼水平為工具變量采用工具變量分位數(shù)回歸(IVQR)方法分析農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)不同收入組農(nóng)戶家庭人均年可支配收入的異質(zhì)性影響。結(jié)果如表4所示。

表4 農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)家庭人均年可支配收入的工具變量分位數(shù)回歸(IVQR)結(jié)果(3)本文基于兩階段最小二乘法對(duì)市級(jí)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼水平這一工具變量進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn)，第一階段估計(jì)結(jié)果顯示F(16，10 237)=154.59，Prob>F=0.0000，說明在1%的顯著性水平下農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼確實(shí)具有內(nèi)生性，且F統(tǒng)計(jì)量為154.59，遠(yuǎn)大于10，基于經(jīng)驗(yàn)法則，無須擔(dān)心因市級(jí)變量個(gè)數(shù)較少造成弱工具變量的問題。可見，市級(jí)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼水平這一工具變量具有一定的解釋力。N=10 254

由表4可知，在全樣本下，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼會(huì)顯著促進(jìn)農(nóng)戶家庭人均年可支配收入的提高。全樣本下工具變量法的回歸結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼增加1%，農(nóng)戶家庭人均年可支配收入增加0.08%，在1%的顯著性水平上顯著，說明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼能促進(jìn)家庭人均年可支配收入提高這一實(shí)證結(jié)果穩(wěn)健。與普通最小二乘估計(jì)結(jié)果相比，系數(shù)變大，說明普通最小二乘估計(jì)會(huì)低估農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶家庭人均年可支配收入的促進(jìn)作用。

工具變量分位數(shù)結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)不同收入層次的農(nóng)戶家庭人均年可支配收入的影響存在差異。在0.10、0.25、0.50分位點(diǎn)上的系數(shù)顯著為正，說明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)最低收入組、中低收入組和中等收入組農(nóng)戶家庭人均年可支配收入增加具有顯著的促進(jìn)作用。對(duì)于中高收入組農(nóng)戶，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶家庭人均年可支配收入具有正向影響，但是在統(tǒng)計(jì)意義上不顯著。對(duì)于最高收入組農(nóng)戶，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶家庭人均年可支配收入具有負(fù)向影響，也不顯著?？偟膩碚f，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)高收入組農(nóng)戶家庭人均年可支配收入的作用不顯著。普通分位數(shù)回歸和工具變量分位數(shù)回歸相比，其在各分位點(diǎn)上系數(shù)符號(hào)基本相同，說明了本文實(shí)證結(jié)果的可靠性，即農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼會(huì)顯著促進(jìn)低收入組和中等收入組農(nóng)戶家庭人均年可支配收入提高，而對(duì)高收入組農(nóng)戶家庭人均年可支配收入的作用不顯著，進(jìn)一步驗(yàn)證了假說H1。

相比于高收入農(nóng)戶，低收入農(nóng)戶以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主，但是表4控制變量的回歸結(jié)果卻顯示，農(nóng)地面積和農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性投入對(duì)農(nóng)戶家庭人均年可支配收入具有負(fù)向作用，即隨著低收入農(nóng)戶農(nóng)地面積和農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性投入的增加，其可支配收入在下降，說明低收入農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率低下[46]，是限制低收入農(nóng)戶農(nóng)業(yè)發(fā)展的一大短板。當(dāng)?shù)褪杖朕r(nóng)戶收到農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼時(shí)，會(huì)緩解低收入農(nóng)戶的生產(chǎn)約束，選擇最優(yōu)的生產(chǎn)方式，促進(jìn)低收入農(nóng)戶農(nóng)業(yè)發(fā)展，從而提高了低收入農(nóng)戶的家庭人均年可支配收入。對(duì)于高收入農(nóng)戶來說，一方面，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼占總收入的比重很低，很難通過直接的轉(zhuǎn)移性收入的增加對(duì)農(nóng)戶增收形成顯著影響。另一方面，基于農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的激勵(lì)作用，激發(fā)了農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)積極性，吸引家庭勞動(dòng)力回流，從非農(nóng)領(lǐng)域回歸到農(nóng)業(yè)中來[27,33,47-48]，這樣勢(shì)必會(huì)導(dǎo)致家庭犧牲部分非農(nóng)收入。而高收入農(nóng)戶收入中工資性收入占主導(dǎo)地位，其農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)薄弱，高收入農(nóng)戶勞動(dòng)力從非農(nóng)領(lǐng)域回流形成的機(jī)會(huì)成本很大，導(dǎo)致從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)獲得的收入可能無法彌補(bǔ)犧牲的非農(nóng)收入，甚至造成家庭收入受損。

此外，在工具變量分位數(shù)回歸各分位點(diǎn)上農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的系數(shù)從左至右分別為0.110、0.102、0.067、0.028和-0.002，呈逐漸減少的趨勢(shì)，說明相比于高收入農(nóng)戶家庭，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)低收入農(nóng)戶家庭人均年可支配收入的促進(jìn)作用更加明顯。

(3)分位差異檢驗(yàn)。在前文的分析中，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)不同收入組農(nóng)戶收入的邊際貢獻(xiàn)存在差異，但是無法準(zhǔn)確判斷這種差異在統(tǒng)計(jì)上是否顯著。因此本文進(jìn)行分位差異檢驗(yàn)，若系數(shù)差顯著為負(fù)說明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)低收入農(nóng)戶家庭人均年可支配收入的邊際貢獻(xiàn)大于高收入農(nóng)戶，可以緩解農(nóng)戶收入不平等。若系數(shù)差顯著為正，說明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼加劇了農(nóng)戶收入不平等。若系數(shù)差不顯著說明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)不同收入組農(nóng)戶收入的邊際貢獻(xiàn)不存在明顯差異。限于篇幅原因，本文只展示了Q90-Q10、Q75-Q10、Q90-25、Q75-Q25和Q90-Q50五組具有代表性的分位差檢驗(yàn)結(jié)果，如表5所示。

表5 農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)家庭人均年可支配收入影響的分位差異結(jié)果 N=10 254

由表5的檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在Q90-Q10、Q75-Q10、Q90-25、Q75-Q25和Q90-Q50五組結(jié)果中，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著為負(fù)，說明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼可以顯著緩解不同收入層次農(nóng)戶收入不平等，H2得到驗(yàn)證，與鐘甫寧等[14]基于洛倫茲曲線得到的研究結(jié)果一致。

2.不同地區(qū)農(nóng)戶異質(zhì)性分析

不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同，農(nóng)戶的資源稟賦也存在差異，這些因素必然會(huì)影響農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的政策效果。因此，本文將樣本分為東部、中部和西部三個(gè)地區(qū)(4)參照國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的最新劃分,本文將各省份劃分為東、中、西部三大經(jīng)濟(jì)區(qū)域。東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個(gè)省域；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖南、湖北8個(gè)省域；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏10個(gè)省域。進(jìn)行分組回歸。表6報(bào)告了不同地區(qū)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶家庭人均年可支配收入的影響結(jié)果。

由表6可知，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶家庭人均年可支配收入的影響存在地區(qū)差異。東部地區(qū)，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼增加1%，農(nóng)戶家庭人均年可支配收入增加0.086%，且在1%的顯著性水平上顯著。西部地區(qū)，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼增加1%，農(nóng)戶家庭人均年可支配收入增加0.085%，且在5%的顯著性水平上顯著。東部與西部地區(qū)相比，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶家庭人均年可支配收入的邊際貢獻(xiàn)基本相同。對(duì)于中部地區(qū)，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶家庭人均年可支配收入具有負(fù)向作用，但是在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上不顯著，說明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)中部地區(qū)人均年可支配收入的作用不顯著?？赡艿脑蚴牵褐胁康貐^(qū)作為中國(guó)糧食主產(chǎn)區(qū)的集聚地，受農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的生產(chǎn)激勵(lì)作用更大[16,49]，可能產(chǎn)生超過農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼范圍的更多的農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性投入。但是中部地區(qū)在早些年農(nóng)業(yè)集約化水平已經(jīng)相對(duì)較高[17]，其農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)較為完善，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼激勵(lì)作用形成的邊際成本大于邊際收益。因此導(dǎo)致中部地區(qū)投入大、收益小，無法對(duì)農(nóng)戶增收形成顯著影響，甚至?xí)p少農(nóng)戶可支配收入。

表6 不同地區(qū)的異質(zhì)性分析結(jié)果

為了進(jìn)一步驗(yàn)證地區(qū)間農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶家庭人均年可支配收入邊際貢獻(xiàn)的差異，本文對(duì)不同地區(qū)進(jìn)行了系數(shù)差檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)原理和分位差檢驗(yàn)基本相同，結(jié)果如表7所示。東部對(duì)西部地區(qū)系數(shù)差為0.156，且在1%顯著性水平上顯著，說明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)東西部農(nóng)戶人均年可支配收入的邊際貢獻(xiàn)存在明顯差異，并且農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼加劇了東中部農(nóng)戶收入不平等。而東部對(duì)西部地區(qū)系數(shù)差為正，但在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上不顯著，說明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)東西部農(nóng)戶人均年可支配收入的邊際貢獻(xiàn)差異不明顯。中部對(duì)西部地區(qū)系數(shù)差為-0.155，且在5%的顯著性水平上顯著，說明中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶家庭人均年可支配收入的邊際貢獻(xiàn)存在明顯差異，且農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼有助于緩解中西部地區(qū)農(nóng)民收入不平等。

表7 農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶家庭人均年可支配收入影響的區(qū)域差異檢驗(yàn)

四、結(jié)論和建議

本文運(yùn)用中國(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS)2015年的調(diào)查數(shù)據(jù)分析了農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶增收的個(gè)體異質(zhì)性和區(qū)域異質(zhì)性影響，并在此基礎(chǔ)上分析了農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)不同收入層次農(nóng)戶收入不平等和地區(qū)收入不平等的影響。通過本文的研究主要得出以下結(jié)論和建議：

第一，對(duì)于中國(guó)整體來說，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼能夠顯著促進(jìn)農(nóng)戶增收，因此國(guó)家應(yīng)該持續(xù)關(guān)注和加強(qiáng)強(qiáng)農(nóng)惠農(nóng)政策的制定和實(shí)施，確保農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策準(zhǔn)確落地。實(shí)證結(jié)果表明，全樣本下農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶家庭人均年可支配收入具有顯著的正向促進(jìn)作用，說明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼確實(shí)能夠?qū)崿F(xiàn)農(nóng)民增收。因此，中國(guó)政府應(yīng)該繼續(xù)加大農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼力度，同時(shí)優(yōu)化補(bǔ)貼結(jié)構(gòu)，完善農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼發(fā)放方式和渠道，避免農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策產(chǎn)生錯(cuò)位，確保農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策的有效實(shí)施，切實(shí)實(shí)現(xiàn)促進(jìn)農(nóng)民增產(chǎn)增收、推進(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村快速發(fā)展的政策目標(biāo)。

第二，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶收入的影響存在個(gè)體異質(zhì)性，政府應(yīng)該實(shí)施差別化的農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策。實(shí)證結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼能夠顯著促進(jìn)最低收入農(nóng)戶、中低收入農(nóng)戶和中等收入農(nóng)戶家庭人均年可支配收入的提高，但是對(duì)中高收入農(nóng)戶和最高收入農(nóng)戶家庭人均年可支配收入沒有顯著的影響。因此，針對(duì)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼增收效應(yīng)的個(gè)體異質(zhì)性，政府應(yīng)該在加大補(bǔ)貼力度的同時(shí)充分考慮農(nóng)戶個(gè)體差異，實(shí)行差別化的農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策。農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼向低收入農(nóng)戶傾斜，發(fā)揮不同層次農(nóng)戶的比較優(yōu)勢(shì)，同時(shí)可以在一定程度上減少勞動(dòng)力回流導(dǎo)致的土地集中度減小。并對(duì)規(guī)模經(jīng)營(yíng)者超出承包面積的實(shí)際耕作面積給予二次補(bǔ)貼，以提高政策實(shí)施精準(zhǔn)度，促進(jìn)農(nóng)戶規(guī)?；?jīng)營(yíng)。

第三，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶收入的影響存在地區(qū)異質(zhì)性，政府應(yīng)該因地施策，結(jié)合當(dāng)?shù)刭Y源稟賦制定合適的農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策，增加農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的區(qū)域指向性。實(shí)證結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼能夠顯著促進(jìn)東部和西部地區(qū)農(nóng)戶家庭人均年可支配收入的提高，而對(duì)中部地區(qū)農(nóng)戶家庭人均年可支配收入沒有顯著的影響。因此，政府應(yīng)該實(shí)施差別性、區(qū)域指向性的農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策。農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策的設(shè)計(jì)應(yīng)該突出地域特色，立足當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀和資源稟賦條件，選擇適合當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策體系。同時(shí)，針對(duì)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)中部地區(qū)農(nóng)戶收入作用不顯著的現(xiàn)象，政府應(yīng)該考慮促進(jìn)中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級(jí)。

第四，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼能夠緩解農(nóng)戶收入不平等，政府應(yīng)該加大對(duì)低收入農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼力度。實(shí)證結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)低收入農(nóng)戶家庭人均年可支配收入的促進(jìn)相對(duì)較大，對(duì)高收入農(nóng)戶家庭人均年可支配收入的邊際貢獻(xiàn)相對(duì)較小，能夠顯著緩解不同收入層次農(nóng)戶收入不平等。因此，政府應(yīng)該加大力度優(yōu)先補(bǔ)貼低收入農(nóng)戶，著重發(fā)揮農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼緩解農(nóng)戶收入不平等的作用，助力中國(guó)扶貧攻堅(jiān)任務(wù)的推進(jìn)。就地區(qū)差異來說，實(shí)證結(jié)果表明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼會(huì)顯著縮小中西部地區(qū)農(nóng)戶收入不平等，加劇東中部農(nóng)戶收入不平等，而對(duì)東西部地區(qū)農(nóng)戶收入影響基本相同。

需要指出的是，本文在研究農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶收入異質(zhì)性影響的基礎(chǔ)上探討了農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶收入不平等的影響，未研究農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶收入異質(zhì)性影響的機(jī)制。并且由于數(shù)據(jù)的限制，本文所指的農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼包括糧食直補(bǔ)、農(nóng)機(jī)購(gòu)置補(bǔ)貼和良種補(bǔ)貼等在內(nèi)的所有從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)所獲得的政府補(bǔ)貼，并未對(duì)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼進(jìn)行區(qū)分，而不同類型的農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶收入的影響可能存在差異，這也是未來研究的方向。