Page 72 - 《华中农业大学学报（社会科学版）》2020年第5期
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第 ５ 期                           杨   丹 等: 农业补贴、 农户增收与收入不平等                              ６ ７

               积和农业经营性投入对农户家庭人均年可支配收入具有负向作用, 即随着低收入农户农地面积和农
               业经营性投入的增加, 其可支配收入在下降, 说明低收入农户的农业生产技术效率低下                                      [ ４６ ] , 是限制低
               收入农户农业发展的一大短板.当低收入农户收到农业补贴时, 会缓解低收入农户的生产约束, 选择
               最优的生产方式, 促进低收入农户农业发展, 从而提高了低收入农户的家庭人均年可支配收入.对于
               高收入农户来说, 一方面, 农业补贴占总收入的比重很低, 很难通过直接的转移性收入的增加对农户
               增收形成显著影响.另一方面, 基于农业补贴的激励作用, 激发了农户的农业生产积极性, 吸引家庭
               劳动力回流, 从非农领域回归到农业中来                   [ ２７ , ３３ , ４７Ｇ４８ ] , 这样势必会导致家庭牺牲部分非农收入.而高
               收入农户收入中工资性收入占主导地位, 其农业基础薄弱, 高收入农户劳动力从非农领域回流形
               成的机会成本很大, 导致从事农业经营获得的收入可能无法弥补牺牲的非农收入, 甚至造成家庭
               收入受损.
                   此外, 在工具变量分位数回归各分位点上农业补贴的系数从左至右分别为 ０．１１０ 、 ０．１０２ 、 ０．０６７ 、
               ０．０２８ 和 －０．００２ , 呈逐渐减少的趋势, 说明相比于高收入农户家庭, 农业补贴对低收入农户家庭人均
               年可支配收入的促进作用更加明显.
                   ( ３ ) 分位差异检验.在前文的分析中, 农业补贴对不同收入组农户收入的边际贡献存在差异, 但
               是无法准确判断这种差异在统计上是否显著.因此本文进行分位差异检验, 若系数差显著为负说明
               农业补贴对低收入农户家庭人均年可支配收入的边际贡献大于高收入农户, 可以缓解农户收入不平
               等.若系数差显著为正, 说明农业补贴加剧了农户收入不平等.若系数差不显著说明农业补贴对不

               同收入组农户收入的边际贡献不存在明显差异.限于篇幅原因, 本文只展示了 Q９０ＧQ１０ 、 Q７５ＧQ１０ 、
               Q９０Ｇ２５ 、 Q７５ＧQ２５ 和 Q９０ＧQ５０ 五组具有代表性的分位差检验结果, 如表 ５ 所示.
                                    表 ５  农业补贴对家庭人均年可支配收入影响的分位差异结果                              N＝１０２５４

                       变量            Q９０ＧQ１０        Q７５ＧQ１０       Q９０ＧQ２５       Q７５ＧQ２５       Q９０ＧQ５０
                     农业补贴           －０．０７４ ∗∗∗    －０．０６７ ∗∗∗     －０．０８５ ∗∗∗    －０．０７８ ∗∗∗    －０．０３３ ∗∗∗
                                      ( ０．０１２ )     ( ０．０１３ )     ( ０．０１３ )      ( ０．０１３ )     ( ０．００６ )
                     控制变量              Yes           Yes            Yes           Yes           Yes
                                         ∗∗∗        １．２６５        ８．６７７ ∗∗∗     ５．９６２ ∗∗∗      ５．６６８ ∗∗∗
                                     ３．９８１
                      常数项
                                      ( １．２６３ )     ( １．２５８ )     ( ０．９１２ )      ( ０．７６３ )     ( ０．５９２ )
                  由表５ 的检验结果发现, 在 Q９０ＧQ１０ 、 Q７５ＧQ１０ 、 Q９０Ｇ２５ 、 Q７５ＧQ２５ 和 Q９０ＧQ５０ 五组结果中, 农业
               补贴的系数均在 １％ 的显著性水平上显著为负, 说明农业补贴可以显著缓解不同收入层次农户收入
               不平等, H ２ 得到验证, 与钟甫宁等           [ １４ ] 基于洛伦兹曲线得到的研究结果一致.
                   ２． 不同地区农户异质性分析
                   不同地区经济发展水平不同, 农户的资源禀赋也存在差异, 这些因素必然会影响农业补贴的政策
               效果.因此, 本文将样本分为东部、 中部和西部三个地区 进行分组回归.表 ６ 报告了不同地区农业
                                                                  ①
               补贴对农户家庭人均年可支配收入的影响结果.
                   由表 ６ 可知, 农业补贴对农户家庭人均年可支配收入的影响存在地区差异.东部地区, 农业补贴
               增加 １％ , 农户家庭人均年可支配收入增加 ０．０８６％ , 且在 １％ 的显著性水平上显著.西部地区, 农业
               补贴增加１％ , 农户家庭人均年可支配收入增加０．０８５％ , 且在５％ 的显著性水平上显著.东部与西部
               地区相比, 农业补贴对农户家庭人均年可支配收入的边际贡献基本相同.对于中部地区, 农业补贴对
               农户家庭人均年可支配收入具有负向作用, 但是在统计学意义上不显著, 说明农业补贴对中部地区人
               均年可支配收入的作用不显著.可能的原因是: 中部地区作为中国粮食主产区的集聚地, 受农业补贴
               的 生产激励作用更大          [ １６ , ４９ ] , 可能产生超过农业补贴范围的更多的农业经营性投入. 但是中部地区在




               ①  参照国家统计局的最新划分, 本文将各省份划分为东、 中、 西部三大经济区域.东部地区包括北京、 天津、 河北、 辽宁、 上海、 江苏、
                  浙江、 福建、 山东、 广东、 海南 １１ 个省域; 中部地区包括山西、 吉林、 黑龙江、 安徽、 江西、 河南、 湖南、 湖北 ８ 个省域; 西部地区包括
                  内蒙古、 广西、 重庆、 四川、 贵州、 云南、 陕西、 甘肃、 青海、 宁夏 １０ 个省域.
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