農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展賦能共同富裕的實(shí)證檢驗(yàn)

趙 峰

（1.新疆師范大學(xué)馬克思主義學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830017；2.安陽(yáng)工學(xué)院馬克思主義學(xué)院，河南 安陽(yáng) 455099）

一、引言

黨的十九屆五中全會(huì)將“全體人民共同富裕取得更為明顯的實(shí)質(zhì)性進(jìn)展”作為遠(yuǎn)景目標(biāo)提出。隨后，中央財(cái)經(jīng)委員會(huì)第十次會(huì)議、中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議等均對(duì)持續(xù)推動(dòng)共同富裕進(jìn)行了全面的思想和實(shí)踐指導(dǎo)。那么，該如何順利推進(jìn)共同富裕？習(xí)近平總書記在中央財(cái)經(jīng)委員會(huì)第十次會(huì)議上明確指出，“堅(jiān)持以人民為中心的發(fā)展思想，在高質(zhì)量發(fā)展中促進(jìn)共同富裕?！秉h的二十大報(bào)告進(jìn)一步指出，“加快建設(shè)農(nóng)業(yè)強(qiáng)國(guó)，扎實(shí)推進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)、人才、文化、生態(tài)、組織振興”，切實(shí)依靠自己力量端牢飯碗、依托雙層經(jīng)營(yíng)體制發(fā)展農(nóng)業(yè)、發(fā)展生態(tài)低碳農(nóng)業(yè)、賡續(xù)農(nóng)耕文明、扎實(shí)推進(jìn)共同富裕。農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展作為實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)強(qiáng)國(guó)建設(shè)的重要一環(huán)，是聚力實(shí)現(xiàn)農(nóng)民富裕富足、扎實(shí)推動(dòng)共同富裕的有益助力。具體來說，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能夠持續(xù)推進(jìn)農(nóng)業(yè)特色科技推廣、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式革新、農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)升級(jí)、農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境保護(hù)[1，2]，賦能農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)更高水平共同富裕。改革開放以來，我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展取得舉世矚目成就，人均糧食擁有量遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過國(guó)際標(biāo)準(zhǔn)線水平。但亦不可否認(rèn)，農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全、農(nóng)業(yè)供需結(jié)構(gòu)失衡、農(nóng)業(yè)環(huán)境污染等問題仍然制約著農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，不利于共同富裕扎實(shí)推進(jìn)?，F(xiàn)如今，我國(guó)恰好步入實(shí)現(xiàn)共同富裕與高質(zhì)量發(fā)展高度契合的時(shí)代。既創(chuàng)造財(cái)富也共享財(cái)富的高質(zhì)量發(fā)展屬性，促使農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)更加公平效率，并為達(dá)成共同富裕目標(biāo)提供堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。此形勢(shì)下，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展影響共同富裕的特征與規(guī)律是什么？又該如何進(jìn)一步強(qiáng)化農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)于共同富裕的積極推動(dòng)作用？有鑒于此，合理研判農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕的影響，對(duì)于相關(guān)部門采取關(guān)聯(lián)舉措有效激發(fā)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展內(nèi)生動(dòng)力、加快共同富裕實(shí)現(xiàn)進(jìn)程具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

二、理論分析與研究假設(shè)

1. 文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)階段，學(xué)術(shù)界針對(duì)共同富裕的研究主要從發(fā)展水平和影響因素兩個(gè)角度出發(fā)。在發(fā)展水平方面，馮苑和聶長(zhǎng)飛(2022)分析發(fā)現(xiàn)，黨的十八大以來，我國(guó)共同富裕水平穩(wěn)步上升，并呈現(xiàn)“東高西低、南高北低”的分布格局[3]。彭剛等(2023)測(cè)算2013—2020 年中國(guó)279 個(gè)地級(jí)及以上市域的共同富裕水平，發(fā)現(xiàn)共同富裕及其各維度水平呈現(xiàn)穩(wěn)定增長(zhǎng)趨勢(shì)，且均存在以高值為中心向外遞減的階梯狀分布格局[4]。劉亦文、譚慧中(2023)利用分年度變異系數(shù)法測(cè)度得知，2011—2020 年我國(guó)共同富裕水平呈現(xiàn)以2014 年為底點(diǎn)的不規(guī)則“V”型波動(dòng)發(fā)展態(tài)勢(shì)[5]。在影響因素方面，王銣州、董明晴(2023)基于企業(yè)內(nèi)部薪酬差距視角考察了產(chǎn)業(yè)政策的微觀共同富裕效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)政策支持能夠顯著降低企業(yè)內(nèi)部薪酬差距，有利于共同富裕有效推進(jìn)[6]。馮華(2023)通過檢驗(yàn)數(shù)字普惠金融與要素結(jié)構(gòu)錯(cuò)配的交互項(xiàng)作用效果得知，數(shù)字普惠金融發(fā)展能夠削弱要素結(jié)構(gòu)錯(cuò)配對(duì)共同富裕的抑制作用[7]。譚燕芝、施偉琦(2023)利用固定效應(yīng)模型進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融及其三大子維度均對(duì)共同富裕具有顯著促進(jìn)作用，且在超過門檻值時(shí)，對(duì)于共同富裕的推動(dòng)效應(yīng)會(huì)更加顯著[8]。

關(guān)于高質(zhì)量發(fā)展與共同富裕的研究。張新月等(2022)基于高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在需求認(rèn)為，數(shù)字普惠金融發(fā)展能夠顯著促進(jìn)共同富裕，其中金融普惠屬性相較信息技術(shù)屬性對(duì)共同富裕的推進(jìn)效應(yīng)更為明顯[9]。夏杰長(zhǎng)等(2022)基于浙江省11 個(gè)城市經(jīng)驗(yàn)得知，浙江省服務(wù)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展可通過促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、城鎮(zhèn)化、進(jìn)出口貿(mào)易等途徑縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距，助力共同富裕[10]。鐘曉華(2023)基于2011—2020 年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)探析了鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與共同富裕的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展水平，得出二者耦合協(xié)調(diào)水平呈上升態(tài)勢(shì)的結(jié)論；從分布格局上來看，二者耦合協(xié)調(diào)發(fā)展水平呈現(xiàn)“東高西低”的階梯式分布態(tài)勢(shì)[11]。

相較以往文獻(xiàn)，本研究創(chuàng)新之處在于：其一，從農(nóng)業(yè)角度出發(fā)，分析農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕的影響；其二，從研究方法來看，利用門限回歸模型探討農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕的非線性特質(zhì)、空間異質(zhì)性以及可能存在的約束機(jī)制；其三，從結(jié)論啟示看，研究結(jié)論能夠證實(shí)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是推動(dòng)共同富裕的重要驅(qū)動(dòng)力，有利于推動(dòng)新型集體經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)效發(fā)展、實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化，對(duì)加快中國(guó)式現(xiàn)代化建設(shè)具有相應(yīng)政策啟示。

2. 研究假設(shè)

農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕的影響主要體現(xiàn)在以下方面：第一，有利于全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興，逐步實(shí)現(xiàn)共同富裕。農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能夠促進(jìn)農(nóng)民增收，鞏固脫貧攻堅(jiān)成果，守住全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興底線以及走好共同富裕發(fā)展道路。農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展可帶動(dòng)就業(yè)容量大、比較優(yōu)勢(shì)明顯的縣域富民產(chǎn)業(yè)升級(jí)，不斷完善聯(lián)農(nóng)帶農(nóng)機(jī)制，將產(chǎn)業(yè)增加值收益更多留給農(nóng)村居民，是推進(jìn)鄉(xiāng)村振興的重要渠道[12]。這一過程中，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈得以強(qiáng)鏈補(bǔ)鏈，健全完善農(nóng)業(yè)主體間利益聯(lián)結(jié)機(jī)制的同時(shí)，有利于通過農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶動(dòng)鄉(xiāng)村振興，繼而有效促進(jìn)共同富裕。第二，有利于促進(jìn)城鄉(xiāng)融合發(fā)展，扎實(shí)推動(dòng)共同富裕。農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是促進(jìn)城鄉(xiāng)融合的重要抓手，有助于集聚科技、信息、人才、資本等資源，快速推進(jìn)城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)融合，扎實(shí)推動(dòng)共同富裕。農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展推動(dòng)關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)要素資源快速流通，加快特色優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)集群、現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)園、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)強(qiáng)鎮(zhèn)等農(nóng)業(yè)高質(zhì)量項(xiàng)目推進(jìn)，促使城鄉(xiāng)發(fā)展從低水平不平衡到高質(zhì)量相對(duì)平衡[13]。這有助于解決城鄉(xiāng)行業(yè)差距、居民生活水平差距，加快城鄉(xiāng)融合進(jìn)程，使得城鄉(xiāng)居民生活品質(zhì)得到實(shí)質(zhì)性改善，為共同富裕奠定扎實(shí)基礎(chǔ)。有鑒于此，本研究提出下述假設(shè)：

假設(shè)H1：農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展有助于推進(jìn)共同富裕。

受地方財(cái)政支農(nóng)力度、金融支持強(qiáng)度、發(fā)展要素供給以及其他因素影響，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與共同富裕之間關(guān)系可能具有非線性特征，存在門檻效應(yīng)。在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展推進(jìn)初期，一二三產(chǎn)業(yè)融合帶動(dòng)鄉(xiāng)村生態(tài)、資源等優(yōu)勢(shì)發(fā)揮應(yīng)有價(jià)值，繼而為農(nóng)民拓寬增收渠道[14]，利于實(shí)現(xiàn)共同富裕。但初期階段勢(shì)必也伴隨農(nóng)村發(fā)展基礎(chǔ)薄弱、資源要素供給不暢、配套設(shè)施建設(shè)不足等問題[15]，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的邊際效應(yīng)相對(duì)較低，并對(duì)共同富裕的促進(jìn)作用產(chǎn)生一定影響。隨著農(nóng)業(yè)發(fā)展水平進(jìn)一步提升，金融投資、財(cái)政支農(nóng)、人力資本等投入力度不斷增加。農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的邊際收益持續(xù)提升，促使農(nóng)民逐步強(qiáng)化增收致富能力，逐步實(shí)現(xiàn)強(qiáng)村與富民“同頻共振”，助力共同富裕戰(zhàn)略加快推進(jìn)。此外，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能夠充分發(fā)揮各項(xiàng)創(chuàng)新要素的聯(lián)合配置作用[16]，持續(xù)盤活農(nóng)村“沉睡”資產(chǎn)，開發(fā)農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)多元價(jià)值，繼而不斷衍生農(nóng)村新產(chǎn)業(yè)新業(yè)態(tài)，深化一二三產(chǎn)業(yè)融合進(jìn)程，逐步夯實(shí)共同富裕實(shí)現(xiàn)基礎(chǔ)。有鑒于此，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)H2：農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕的促進(jìn)效用表現(xiàn)出正向邊際效應(yīng)遞增特征。

三、研究設(shè)計(jì)

1. 模型構(gòu)建

通過構(gòu)建農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展影響共同富裕的估計(jì)模型，分析農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕的直接影響。模型設(shè)定如下：

式(1)中，共同富裕、農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展分別采用Com_proit、Ahqit表示，i、t分別為地區(qū)和年份；μi為省份固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)，α0為截距項(xiàng)。

考慮到各省份之間存在空間相關(guān)性，本研究進(jìn)一步建立空間滯后模型開展穩(wěn)健性檢驗(yàn)，具體模型設(shè)定如下：

式(2)中，Wρ表示空間滯后項(xiàng)，表示其他地區(qū)對(duì)本地區(qū)共同富裕水平的影響。W表示空間權(quán)重矩陣，并在設(shè)定方面設(shè)置式(3)地理權(quán)重矩陣Wij，以及式(4)經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣。

上式(3)中，dij表示省份i與省份j的距離。式(4)中，表示反距離矩陣，表示省份i于2009—2021 年的GDP 均值，表示所有省份于2009—2021 年的GDP 均值。

為考察農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展影響共同富裕的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，建立以農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平為門檻變量的模型，設(shè)定如下：

鑒于農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展可能對(duì)共同富裕的影響存在多門檻值情形，拓展式(5)，建立多門檻回歸模型，設(shè)定如下：

最后，將變量數(shù)字普惠金融、公共財(cái)政支農(nóng)偏向、數(shù)字農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力引入式(6)，檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展影響共同富裕的異質(zhì)性調(diào)節(jié)機(jī)制，模型設(shè)定如下：

2. 變量選取和數(shù)據(jù)來源

（1） 被解釋變量：共同富裕(Com_pro)

本研究基于共同富裕內(nèi)涵，并參考相關(guān)文獻(xiàn)的研究思路，構(gòu)建共同富裕指標(biāo)體系（見表1）。同時(shí)，利用主成分分析法計(jì)算各省份共同富裕水平。

表1 共同富裕指標(biāo)體系

（2） 解釋變量：農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展(Ahq)

本研究以新發(fā)展理念為根本依據(jù)，并參考相關(guān)研究，構(gòu)建農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，如表2 所示。同時(shí)，利用熵值法計(jì)算各省份農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平。

表2 農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指標(biāo)體系

（3） 門檻變量

首先，將農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展視為門檻變量。其次，將數(shù)字普惠金融(Dfi)、公共財(cái)政支農(nóng)偏向(Pes)、數(shù)字農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力(Agr)視為門檻變量，相關(guān)定義如下：數(shù)字普惠金融使用北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心課題組發(fā)布的數(shù)字普惠金融指數(shù)表示；公共財(cái)政支農(nóng)偏向參考張維剛、歐陽(yáng)建勇(2023)[17]的研究，采用公共財(cái)政支農(nóng)支出與地方公共財(cái)政支出的比值衡量；數(shù)字農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力主要參考楊軍鴿、王琴梅(2023)[18]的研究，以農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率表征，利用DEA—Malmquist 指數(shù)法測(cè)算各省份的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率，并取對(duì)數(shù)處理。

（4） 控制變量

為更有效探析農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕的影響，參考相關(guān)研究[19-21]，控制以下變量：人力資本水平(hc)使用地區(qū)受教育平均年限反映；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(pgdp)利用地區(qū)人均生產(chǎn)總值表示；城鎮(zhèn)化水平(urb)以城鎮(zhèn)人口數(shù)量與總?cè)藬?shù)比值衡量；外商投資水平(ifdi)采用當(dāng)年地區(qū)外資使用額與GDP 比值表示。

（5） 數(shù)據(jù)來源

本研究選取2009—2021 年中國(guó)30 個(gè)省份作為研究對(duì)象，鑒于港澳臺(tái)地區(qū)以及西藏自治區(qū)數(shù)據(jù)缺失較為嚴(yán)重，并未納入此次研究。變量原始數(shù)據(jù)源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》 《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》 《北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)》，以及各省份統(tǒng)計(jì)年鑒和ESP 數(shù)據(jù)庫(kù)。與此同時(shí)，考慮到各變量數(shù)據(jù)可獲取性與科學(xué)性，利用線性插值法補(bǔ)全缺失數(shù)值。

四、實(shí)證分析

1. 基準(zhǔn)回歸分析

依據(jù)基準(zhǔn)回歸模型分析農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展與共同富裕之間的線性關(guān)系，結(jié)果如表3 所示。通過列(1)結(jié)果可知，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的回歸估算系數(shù)為正，且通過1%統(tǒng)計(jì)水平檢驗(yàn)，說明農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能夠促進(jìn)共同富裕。加入一系列控制變量后，列(2)結(jié)果顯示農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的回歸估算系數(shù)依然為正，且通過1%統(tǒng)計(jì)水平檢驗(yàn)。此外，本研究進(jìn)一步對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展進(jìn)行滯后一期處理，相應(yīng)回歸估算結(jié)果見列(3)與列(4)。對(duì)比列(2)與列(4)不難發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展滯后一期的回歸估算系數(shù)較小，表明并不存在相對(duì)明顯的滯后效應(yīng)。上述結(jié)果也初步證實(shí)了農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕具有促進(jìn)效應(yīng)。

2. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證上述基準(zhǔn)回歸結(jié)果是否合理可靠，本研究進(jìn)一步進(jìn)行下述穩(wěn)健性檢驗(yàn)：一是利用廣義最小二乘法予以估算；二是利用空間計(jì)量模型予以估算；三是剔除極值影響，將所有研究變量進(jìn)行1%的雙邊縮尾處理。根據(jù)表4 的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，列(1)顯示，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的估算系數(shù)和基準(zhǔn)回歸估算系數(shù)相對(duì)穩(wěn)定，表明模型并不存在嚴(yán)重的異方差問題。考慮到空間相關(guān)性問題，列(2)、列(3)中農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展回歸估算系數(shù)依然顯著為正。列(4)為剔除極端值影響后的農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展回歸估算系數(shù)，與基準(zhǔn)回歸估算結(jié)果并不存在顯著差異。綜上可知，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕具有顯著促進(jìn)作用，上述基準(zhǔn)回歸估算結(jié)果較穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

3. 農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕的門檻效應(yīng)分析

借助Hansen 研究，檢驗(yàn)是否存在門檻效應(yīng)，具體結(jié)果如表5 所示。依據(jù)結(jié)果不難發(fā)現(xiàn)，在全國(guó)層面，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展通過了雙重門檻檢驗(yàn)。與此同時(shí)，開展門檻效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)即是將農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展作滯后一期處理用以緩解內(nèi)生性問題。結(jié)果說明，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展呈現(xiàn)較為明顯的二重門檻效應(yīng)。鑒于此，本研究擬用二重門檻模型檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展影響共同富裕的非線性效應(yīng)。

表5 門檻效應(yīng)驗(yàn)證結(jié)果

表6 是基于門檻模型利用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差考察農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕的非線性效應(yīng)。其中，列(2)是農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展滯后一期的回歸估算結(jié)果。以列(1)結(jié)果來看，當(dāng)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平低于0.0037 時(shí)，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的回歸估算系數(shù)為3.8021，且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。當(dāng)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平處于0.0037~0.0047 之間時(shí)，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的回歸估算系數(shù)為6.7025，且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平在第二門檻區(qū)間內(nèi)對(duì)于共同富裕的推進(jìn)作用得到進(jìn)一步增強(qiáng)。當(dāng)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平高于0.0047 時(shí)，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的回歸估算系數(shù)為10.8015，且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平在第三個(gè)門檻區(qū)間內(nèi)對(duì)于共同富裕的推進(jìn)作用最顯著。這說明農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展賦能共同富裕存在持續(xù)增強(qiáng)的動(dòng)態(tài)性發(fā)展規(guī)律，驗(yàn)證了假設(shè)H2。

表6 基于門檻模型的回歸估算結(jié)果

4. 農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕的空間效應(yīng)分析

鑒于我國(guó)東部、中部、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、資源稟賦、地理地形等存在差異，本研究進(jìn)一步從空間角度分析農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕的空間效應(yīng)。通過表5 的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)數(shù)值結(jié)果不難發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)應(yīng)利用三重門檻模型開展驗(yàn)證，中部地區(qū)應(yīng)采用二重門檻模型加以分析，西部地區(qū)應(yīng)借助線性模型進(jìn)行驗(yàn)證，相應(yīng)結(jié)果如表6 所示。

就東部地區(qū)來說，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的三個(gè)門檻值分別為0.0025、0.0030、0.0045。當(dāng)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平低于0.0025 時(shí)，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕的影響作用為正，但并不顯著。當(dāng)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平處于0.0025~0.0030 之間時(shí)，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的回歸估算系數(shù)為6.0725，且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說明農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)于共同富裕的推進(jìn)作用開始明顯顯現(xiàn)。當(dāng)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平處于0.0030~0.0045 之間時(shí)，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的回歸估算系數(shù)增加至8.2207，且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說明農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的助推作用得到加強(qiáng)。當(dāng)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平高于0.0045 時(shí)，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕的推動(dòng)作用達(dá)到最優(yōu)。據(jù)上述分析可知，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)東部地區(qū)共同富裕推動(dòng)作用表現(xiàn)出正向邊際效應(yīng)遞增的非線性特征。

就中部地區(qū)來說，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平的兩個(gè)門檻值分別為0.0017、0.0025。當(dāng)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平低于0.0017 時(shí)，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕的影響作用為正，但并不顯著。當(dāng)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平處于0.0017~0.0025 之間時(shí)，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的回歸估算系數(shù)為6.1015，且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說明農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)于共同富裕的推動(dòng)作用開始明顯顯現(xiàn)。當(dāng)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平高于0.0025 時(shí)，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的回歸估算系數(shù)有所減小，且未通過顯著性水平檢驗(yàn)，說明農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展并未對(duì)共同富裕產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用。據(jù)上述分析可知，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)中部地區(qū)共同富裕的推動(dòng)作用表現(xiàn)出倒“U”型關(guān)系。原因可能在于，受地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平、配套設(shè)施布局、資源配置效率局限等影響，中部地區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展進(jìn)程相對(duì)滯緩，對(duì)于共同富裕的影響有所減弱。

就西部地區(qū)來說，借助線性模型開展分析。結(jié)果說明，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕具有正向促進(jìn)作用。但對(duì)比全國(guó)數(shù)據(jù)不難發(fā)現(xiàn)，西部地區(qū)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕的促進(jìn)作用低于全國(guó)水平。一直以來，西部地區(qū)各產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平均低于全國(guó)水平，且目前仍然有大量貧困邊緣群體，具有返貧的潛在風(fēng)險(xiǎn)，這成為阻礙其加快實(shí)現(xiàn)共同富裕的關(guān)鍵因素。

5. 農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕的調(diào)節(jié)機(jī)制分析

農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕的推動(dòng)作用表現(xiàn)出從低到高的動(dòng)態(tài)變化特征，那么通過不斷提升農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平是否會(huì)持久推動(dòng)共同富裕？若是如此，不斷提升農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平便可使得農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展促進(jìn)共同富裕的效應(yīng)實(shí)現(xiàn)最大化。若并未如此，盲目提升農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展水平可能導(dǎo)致資源錯(cuò)配，最終不利于共同富裕有效推進(jìn)。鑒于此，本研究基于數(shù)字普惠金融、公共財(cái)政支農(nóng)偏向、數(shù)字農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力三方面開展異質(zhì)性調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。通過表7 結(jié)果可知，數(shù)字普惠金融、公共財(cái)政支農(nóng)偏向、數(shù)字農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力都存在三個(gè)門檻值，由此進(jìn)一步借助三重面板門檻模型開展實(shí)證分析。

表7 不同約束條件下的門檻驗(yàn)證結(jié)果

通過表8 結(jié)果可知，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕的推動(dòng)作用的確存在異質(zhì)性約束機(jī)制。數(shù)字普惠金融的三個(gè)門檻值分別為8.6748、8.9524、9.3541。當(dāng)數(shù)字普惠金融發(fā)展水平低于8.6748 時(shí)，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕的影響作用為正，并在10%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。當(dāng)數(shù)字普惠金融發(fā)展水平處于8.6748~8.9524 之間時(shí)，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的回歸估算系數(shù)為3.0256，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說明農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的提升作用有所增強(qiáng)。當(dāng)數(shù)字普惠金融發(fā)展水平處于8.9524~9.3541 之間時(shí)，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的回歸估算系數(shù)為1.9235，且未通過顯著性檢驗(yàn)，說明農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的助推作用有所回落。當(dāng)數(shù)字普惠金融發(fā)展水平高于9.3541 時(shí)，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的回歸估算系數(shù)最大，且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說明農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展在此區(qū)間內(nèi)對(duì)共同富裕的賦能效果最優(yōu)。在數(shù)字普惠金融調(diào)節(jié)作用下，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕的促進(jìn)效應(yīng)具有“N”型動(dòng)態(tài)特征。

表8 不同約束條件下的門檻模型回歸估算結(jié)果

公共財(cái)政支農(nóng)偏向的三個(gè)門檻值分別為10.3583、10.6822、10.9954。當(dāng)公共財(cái)政支農(nóng)偏向低于10.3583 時(shí)，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的回歸估算系數(shù)為1.5233，但不顯著。當(dāng)公共財(cái)政支農(nóng)偏向處于10.3583~10.6822 之間時(shí)，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的回歸估算系數(shù)為4.1236，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說明農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展促進(jìn)共同富裕的作用效果得到一定程度增強(qiáng)。當(dāng)公共財(cái)政支農(nóng)偏向處于10.6822~10.9954 之間時(shí)，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的回歸估算系數(shù)為3.5725，并在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，但系數(shù)值有所減小，說明農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的助力作用有所弱化。當(dāng)公共財(cái)政支農(nóng)偏向高于10.9954 時(shí)，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的回歸估算系數(shù)最大，且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說明農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展在此區(qū)間內(nèi)對(duì)共同富裕的賦能效果達(dá)到最優(yōu)。在公共財(cái)政支農(nóng)偏向的約束作用下，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕的促進(jìn)效應(yīng)具有“N”型動(dòng)態(tài)特征。

數(shù)字農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力的三個(gè)門檻值分別為0.0025、0.0046、0.0087。當(dāng)數(shù)字農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力水平低于0.0025 時(shí)，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的回歸估算系數(shù)為2.2031，且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。當(dāng)數(shù)字農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力水平處于0.0025~0.0046 之間時(shí)，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的回歸估算系數(shù)為3.2335，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說明農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕的積極作用得到進(jìn)一步強(qiáng)化。當(dāng)數(shù)字農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力水平處于0.0046~0.0087 之間時(shí)，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的回歸估算系數(shù)最大為7.3057，并在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說明此區(qū)間農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的助力作用最優(yōu)。當(dāng)數(shù)字農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力水平高于0.0087 時(shí)，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的回歸估算系數(shù)降低至5.6016，但亦在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說明此區(qū)間內(nèi)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)于共同富裕的賦能作用開始降低?？赡茉蚴?，數(shù)字農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力水平發(fā)展到一定程度，可能會(huì)受到數(shù)字基建、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等限制，以致農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的賦能作用有所降低。在數(shù)字農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力的調(diào)節(jié)作用下，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕的促進(jìn)效應(yīng)具有倒“U”型動(dòng)態(tài)特征。

五、結(jié)論與啟示

本研究系統(tǒng)剖析農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕影響的非線性效應(yīng)，繼而推演農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕的多維度調(diào)節(jié)作用。所得結(jié)論如下：一是農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展能夠顯著促進(jìn)共同富裕；二是農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕的促進(jìn)效應(yīng)具有顯著邊際遞增的特征，即農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的共同富裕促進(jìn)作用存在持續(xù)增強(qiáng)的動(dòng)態(tài)性發(fā)展規(guī)律；三是農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對(duì)共同富裕的促進(jìn)效應(yīng)具有區(qū)域異質(zhì)性特征，分別在東部、中部、西部地區(qū)呈現(xiàn)出邊際遞增非線性、倒“U”型以及正向線性的特征；四是數(shù)字普惠金融、公共財(cái)政支農(nóng)偏向、數(shù)字農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力均對(duì)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的共同富裕促進(jìn)作用存在調(diào)節(jié)作用，數(shù)字普惠金融、公共財(cái)政支農(nóng)偏向影響下，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用表現(xiàn)出顯著“N”型特征；數(shù)字農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力影響下，農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用則表現(xiàn)出顯著倒“U”型特征。

基于上述研究結(jié)論，進(jìn)一步提出以下政策啟示：

第一，發(fā)展特色農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)，提升農(nóng)民致富增收能力。地方政府可積極引導(dǎo)發(fā)展融合經(jīng)濟(jì)、綠色經(jīng)濟(jì)、服務(wù)經(jīng)濟(jì)、飛地經(jīng)濟(jì)，創(chuàng)新推動(dòng)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量轉(zhuǎn)型。一是推進(jìn)農(nóng)業(yè)融合經(jīng)濟(jì)。統(tǒng)籌農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)主體聚焦地方特色產(chǎn)業(yè)、地域文化、公共空間等資源，積極發(fā)展休閑農(nóng)業(yè)、農(nóng)創(chuàng)文旅等農(nóng)業(yè)新業(yè)態(tài)，以此不斷完善農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化布局，有效推進(jìn)一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展。二是推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色經(jīng)濟(jì)。鼓勵(lì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)主體有機(jī)結(jié)合生態(tài)環(huán)境保護(hù)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，通過做大做強(qiáng)地區(qū)性品牌，創(chuàng)新農(nóng)業(yè)資源生態(tài)化運(yùn)營(yíng)模式，賦能生態(tài)化農(nóng)產(chǎn)品實(shí)現(xiàn)增值。三是推進(jìn)農(nóng)業(yè)服務(wù)經(jīng)濟(jì)。支持“頭雁型”農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)主體為順利開展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，提供物業(yè)管護(hù)、農(nóng)資供應(yīng)、農(nóng)機(jī)維護(hù)等生產(chǎn)性服務(wù)，繼而增加農(nóng)業(yè)集體性收入，促進(jìn)農(nóng)民就業(yè)增收。四是推進(jìn)農(nóng)業(yè)飛地經(jīng)濟(jì)。助力農(nóng)業(yè)“飛入地”與“飛出地”建立穩(wěn)定長(zhǎng)期的利益聯(lián)結(jié)關(guān)系，實(shí)現(xiàn)兩地農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源互補(bǔ)、分工合理協(xié)作，推動(dòng)聯(lián)村共建，持續(xù)壯大新型農(nóng)業(yè)集體經(jīng)濟(jì)，便利農(nóng)民致富增收，以此賦能共同富裕深入發(fā)展。

第二，打通農(nóng)業(yè)數(shù)字要素梗阻，深化數(shù)字化公共服務(wù)應(yīng)用深度。政府可積極推動(dòng)一體化大數(shù)據(jù)中心體系落地，通過加速布設(shè)5G 網(wǎng)絡(luò)等為根本的云網(wǎng)融合、高速泛在智能化綜合數(shù)字基建，打通區(qū)域數(shù)字農(nóng)業(yè)信息“大動(dòng)脈”。與此同時(shí)，政府可聯(lián)合“頭雁型”農(nóng)業(yè)企業(yè)，將數(shù)據(jù)要素資源由“富裕區(qū)”向“匱乏區(qū)”流入，借助更加平衡、公平的數(shù)據(jù)要素助力農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。不同地區(qū)也需因地制宜發(fā)展數(shù)字農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)，推動(dòng)形成從局部?jī)?yōu)先到全域蓬勃的發(fā)展態(tài)勢(shì)，以數(shù)字產(chǎn)業(yè)化、產(chǎn)業(yè)數(shù)字化暢通城鄉(xiāng)資本、技術(shù)等要素的雙向流通，助力共同富裕扎實(shí)推進(jìn)。如東部地區(qū)可積極形成價(jià)值轉(zhuǎn)換、規(guī)則制定、市場(chǎng)準(zhǔn)入方面的數(shù)字農(nóng)業(yè)發(fā)展優(yōu)勢(shì)經(jīng)驗(yàn)，借助東數(shù)西算工程將發(fā)展成果快速傳至較落后地區(qū)，并形成可復(fù)制推廣的數(shù)字農(nóng)業(yè)發(fā)展模式。中部、西部地區(qū)則可發(fā)揮地區(qū)性比較優(yōu)勢(shì)，積極學(xué)習(xí)東部地區(qū)數(shù)字農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展經(jīng)驗(yàn)的同時(shí)，依靠自身資源稟賦開拓休閑農(nóng)業(yè)、文旅產(chǎn)業(yè)等新服務(wù)場(chǎng)景，拓展優(yōu)質(zhì)農(nóng)業(yè)公共服務(wù)供給渠道，力促共同富裕。

第三，推動(dòng)村村、村企、村社合作，激發(fā)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)內(nèi)生動(dòng)力。在村村合作方面，地方政府方面需進(jìn)一步提升農(nóng)業(yè)發(fā)展統(tǒng)籌層次，全方位落實(shí)規(guī)劃、資金、土地、數(shù)據(jù)等資源要素投入，并依據(jù)地區(qū)產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢(shì)發(fā)展特色農(nóng)業(yè)，推動(dòng)形成有所側(cè)重、多維協(xié)同、村村聯(lián)動(dòng)發(fā)展方式。在村企合作方面，地方企業(yè)以及金融機(jī)構(gòu)需深化與農(nóng)民新型集體經(jīng)濟(jì)組織合作，如可通過拓展數(shù)字普惠金融覆蓋范圍與深度，不斷創(chuàng)新鄉(xiāng)村工業(yè)、規(guī)模種養(yǎng)、生態(tài)農(nóng)業(yè)等產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式，加大村企聯(lián)建共建合作力度，為農(nóng)民獲得更多農(nóng)業(yè)增值收益有效賦能，繼而帶動(dòng)農(nóng)民持續(xù)致富增收，助力共同富裕扎實(shí)推進(jìn)。在村社合作方面，地方政府可引導(dǎo)推行“集體經(jīng)濟(jì)組織+合作社+農(nóng)戶”經(jīng)營(yíng)共富模式，并通過增加公共財(cái)政支農(nóng)偏向帶動(dòng)農(nóng)村各類經(jīng)營(yíng)主體共同發(fā)展，助力農(nóng)業(yè)高質(zhì)高效發(fā)展的同時(shí)，為共同富裕有效賦能。推動(dòng)村村、村企、村社合作中，地方政府還應(yīng)聚焦科技興農(nóng)，大力培養(yǎng)數(shù)字農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力，以深層次落實(shí)科技強(qiáng)農(nóng)、機(jī)械強(qiáng)農(nóng)“雙強(qiáng)行動(dòng)”，切實(shí)推進(jìn)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，為早日實(shí)現(xiàn)共同富裕賦能加碼。