農業高質量發展賦能共同富裕的實證檢驗

趙 峰

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

一、引言

黨的十九屆五中全會將“全體人民共同富裕取得更為明顯的實質性進展”作為遠景目標提出。隨后，中央財經委員會第十次會議、中央經濟工作會議等均對持續推動共同富裕進行了全面的思想和實踐指導。那么，該如何順利推進共同富裕？習近平總書記在中央財經委員會第十次會議上明確指出，“堅持以人民為中心的發展思想，在高質量發展中促進共同富裕。”黨的二十大報告進一步指出，“加快建設農業強國，扎實推進鄉村產業、人才、文化、生態、組織振興”，切實依靠自己力量端牢飯碗、依托雙層經營體制發展農業、發展生態低碳農業、賡續農耕文明、扎實推進共同富裕。農業高質量發展作為實現農業強國建設的重要一環，是聚力實現農民富裕富足、扎實推動共同富裕的有益助力。具體來說，農業高質量發展能夠持續推進農業特色科技推廣、農業生產方式革新、農業種植結構升級、農業生態環境保護[1，2]，賦能農業現代化建設，進而實現更高水平共同富裕。改革開放以來，我國農業發展取得舉世矚目成就，人均糧食擁有量遠遠超過國際標準線水平。但亦不可否認，農產品質量安全、農業供需結構失衡、農業環境污染等問題仍然制約著農業高質量發展，不利于共同富裕扎實推進。現如今，我國恰好步入實現共同富裕與高質量發展高度契合的時代。既創造財富也共享財富的高質量發展屬性，促使農業產業經濟更加公平效率，并為達成共同富裕目標提供堅實基礎。此形勢下，農業高質量發展影響共同富裕的特征與規律是什么？又該如何進一步強化農業高質量發展對于共同富裕的積極推動作用？有鑒于此，合理研判農業高質量發展對共同富裕的影響，對于相關部門采取關聯舉措有效激發農業高質量發展內生動力、加快共同富裕實現進程具有重要現實意義。

二、理論分析與研究假設

1. 文獻綜述

現階段，學術界針對共同富裕的研究主要從發展水平和影響因素兩個角度出發。在發展水平方面，馮苑和聶長飛(2022)分析發現，黨的十八大以來，我國共同富裕水平穩步上升，并呈現“東高西低、南高北低”的分布格局[3]。彭剛等(2023)測算2013—2020 年中國279 個地級及以上市域的共同富裕水平，發現共同富裕及其各維度水平呈現穩定增長趨勢，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法測度得知，2011—2020 年我國共同富裕水平呈現以2014 年為底點的不規則“V”型波動發展態勢[5]。在影響因素方面，王銣州、董明晴(2023)基于企業內部薪酬差距視角考察了產業政策的微觀共同富裕效應，研究發現產業政策支持能夠顯著降低企業內部薪酬差距，有利于共同富裕有效推進[6]。馮華(2023)通過檢驗數字普惠金融與要素結構錯配的交互項作用效果得知，數字普惠金融發展能夠削弱要素結構錯配對共同富裕的抑制作用[7]。譚燕芝、施偉琦(2023)利用固定效應模型進行研究，發現數字普惠金融及其三大子維度均對共同富裕具有顯著促進作用，且在超過門檻值時，對于共同富裕的推動效應會更加顯著[8]。

關于高質量發展與共同富裕的研究。張新月等(2022)基于高質量發展的內在需求認為，數字普惠金融發展能夠顯著促進共同富裕，其中金融普惠屬性相較信息技術屬性對共同富裕的推進效應更為明顯[9]。夏杰長等(2022)基于浙江省11 個城市經驗得知，浙江省服務業高質量發展可通過促進產業結構升級、城鎮化、進出口貿易等途徑縮小城鄉區域發展差距，助力共同富裕[10]。鐘曉華(2023)基于2011—2020 年中國省級面板數據探析了鄉村產業高質量發展與共同富裕的耦合協調發展水平，得出二者耦合協調水平呈上升態勢的結論；從分布格局上來看，二者耦合協調發展水平呈現“東高西低”的階梯式分布態勢[11]。

相較以往文獻，本研究創新之處在于：其一，從農業角度出發，分析農業高質量發展對共同富裕的影響；其二，從研究方法來看，利用門限回歸模型探討農業高質量發展對共同富裕的非線性特質、空間異質性以及可能存在的約束機制；其三，從結論啟示看，研究結論能夠證實農業高質量發展是推動共同富裕的重要驅動力，有利于推動新型集體經濟長效發展、實現農業農村現代化，對加快中國式現代化建設具有相應政策啟示。

2. 研究假設

農業高質量發展對共同富裕的影響主要體現在以下方面：第一，有利于全面推進鄉村振興，逐步實現共同富裕。農業高質量發展能夠促進農民增收，鞏固脫貧攻堅成果，守住全面推進鄉村振興底線以及走好共同富裕發展道路。農業高質量發展可帶動就業容量大、比較優勢明顯的縣域富民產業升級，不斷完善聯農帶農機制，將產業增加值收益更多留給農村居民，是推進鄉村振興的重要渠道[12]。這一過程中，傳統農業產業鏈得以強鏈補鏈，健全完善農業主體間利益聯結機制的同時，有利于通過農業產業發展帶動鄉村振興，繼而有效促進共同富裕。第二，有利于促進城鄉融合發展，扎實推動共同富裕。農業高質量發展是促進城鄉融合的重要抓手，有助于集聚科技、信息、人才、資本等資源，快速推進城鄉產業融合，扎實推動共同富裕。農業高質量發展推動關聯產業要素資源快速流通，加快特色優勢產業集群、現代農業產業園、農業產業強鎮等農業高質量項目推進，促使城鄉發展從低水平不平衡到高質量相對平衡[13]。這有助于解決城鄉行業差距、居民生活水平差距，加快城鄉融合進程，使得城鄉居民生活品質得到實質性改善，為共同富裕奠定扎實基礎。有鑒于此，本研究提出下述假設：

假設H1：農業高質量發展有助于推進共同富裕。

受地方財政支農力度、金融支持強度、發展要素供給以及其他因素影響，農業高質量發展與共同富裕之間關系可能具有非線性特征，存在門檻效應。在傳統農業向現代化農業高質量發展推進初期，一二三產業融合帶動鄉村生態、資源等優勢發揮應有價值，繼而為農民拓寬增收渠道[14]，利于實現共同富裕。但初期階段勢必也伴隨農村發展基礎薄弱、資源要素供給不暢、配套設施建設不足等問題[15]，導致農業高質量發展的邊際效應相對較低，并對共同富裕的促進作用產生一定影響。隨著農業發展水平進一步提升，金融投資、財政支農、人力資本等投入力度不斷增加。農業高質量發展的邊際收益持續提升，促使農民逐步強化增收致富能力，逐步實現強村與富民“同頻共振”，助力共同富裕戰略加快推進。此外，農業高質量發展能夠充分發揮各項創新要素的聯合配置作用[16]，持續盤活農村“沉睡”資產，開發農村社會經濟多元價值，繼而不斷衍生農村新產業新業態，深化一二三產業融合進程，逐步夯實共同富裕實現基礎。有鑒于此，本研究提出如下假設：

假設H2：農業高質量發展對共同富裕的促進效用表現出正向邊際效應遞增特征。

三、研究設計

1. 模型構建

通過構建農業高質量發展影響共同富裕的估計模型，分析農業高質量發展對共同富裕的直接影響。模型設定如下：

式(1)中，共同富裕、農業高質量發展分別采用Com_proit、Ahqit表示，i、t分別為地區和年份；μi為省份固定效應，εit為隨機干擾項，α0為截距項。

考慮到各省份之間存在空間相關性，本研究進一步建立空間滯后模型開展穩健性檢驗，具體模型設定如下：

式(2)中，Wρ表示空間滯后項，表示其他地區對本地區共同富裕水平的影響。W表示空間權重矩陣，并在設定方面設置式(3)地理權重矩陣Wij，以及式(4)經濟權重矩陣。

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。

為考察農業高質量發展影響共同富裕的動態效應，建立以農業高質量發展水平為門檻變量的模型，設定如下：

鑒于農業高質量發展可能對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，設定如下：

最后，將變量數字普惠金融、公共財政支農偏向、數字農業生產力引入式(6)，檢驗農業高質量發展影響共同富裕的異質性調節機制，模型設定如下：

2. 變量選取和數據來源

（1） 被解釋變量：共同富裕(Com_pro)

本研究基于共同富裕內涵，并參考相關文獻的研究思路，構建共同富裕指標體系（見表1）。同時，利用主成分分析法計算各省份共同富裕水平。

表1 共同富裕指標體系

（2） 解釋變量：農業高質量發展(Ahq)

本研究以新發展理念為根本依據，并參考相關研究，構建農業高質量發展評價指標體系，如表2 所示。同時，利用熵值法計算各省份農業高質量發展水平。

表2 農業高質量發展指標體系

（3） 門檻變量

首先，將農業高質量發展視為門檻變量。其次，將數字普惠金融(Dfi)、公共財政支農偏向(Pes)、數字農業生產力(Agr)視為門檻變量，相關定義如下：數字普惠金融使用北京大學數字金融研究中心課題組發布的數字普惠金融指數表示；公共財政支農偏向參考張維剛、歐陽建勇(2023)[17]的研究，采用公共財政支農支出與地方公共財政支出的比值衡量；數字農業生產力主要參考楊軍鴿、王琴梅(2023)[18]的研究，以農業全要素生產率表征，利用DEA—Malmquist 指數法測算各省份的農業全要素生產率，并取對數處理。

（4） 控制變量

為更有效探析農業高質量發展對共同富裕的影響，參考相關研究[19-21]，控制以下變量：人力資本水平(hc)使用地區受教育平均年限反映；經濟發展水平(pgdp)利用地區人均生產總值表示；城鎮化水平(urb)以城鎮人口數量與總人數比值衡量；外商投資水平(ifdi)采用當年地區外資使用額與GDP 比值表示。

（5） 數據來源

本研究選取2009—2021 年中國30 個省份作為研究對象，鑒于港澳臺地區以及西藏自治區數據缺失較為嚴重，并未納入此次研究。變量原始數據源于歷年《中國統計年鑒》 《中國農村統計年鑒》 《北京大學數字普惠金融指數》，以及各省份統計年鑒和ESP 數據庫。與此同時，考慮到各變量數據可獲取性與科學性，利用線性插值法補全缺失數值。

四、實證分析

1. 基準回歸分析

依據基準回歸模型分析農業高質量發展與共同富裕之間的線性關系，結果如表3 所示。通過列(1)結果可知，農業高質量發展的回歸估算系數為正，且通過1%統計水平檢驗，說明農業高質量發展能夠促進共同富裕。加入一系列控制變量后，列(2)結果顯示農業高質量發展的回歸估算系數依然為正，且通過1%統計水平檢驗。此外，本研究進一步對農業高質量發展進行滯后一期處理，相應回歸估算結果見列(3)與列(4)。對比列(2)與列(4)不難發現，農業高質量發展滯后一期的回歸估算系數較小，表明并不存在相對明顯的滯后效應。上述結果也初步證實了農業高質量發展對共同富裕具有促進效應。

2. 穩健性檢驗

為驗證上述基準回歸結果是否合理可靠，本研究進一步進行下述穩健性檢驗：一是利用廣義最小二乘法予以估算；二是利用空間計量模型予以估算；三是剔除極值影響，將所有研究變量進行1%的雙邊縮尾處理。根據表4 的穩健性檢驗結果，列(1)顯示，農業高質量發展的估算系數和基準回歸估算系數相對穩定，表明模型并不存在嚴重的異方差問題。考慮到空間相關性問題，列(2)、列(3)中農業高質量發展回歸估算系數依然顯著為正。列(4)為剔除極端值影響后的農業高質量發展回歸估算系數，與基準回歸估算結果并不存在顯著差異。綜上可知，農業高質量發展對共同富裕具有顯著促進作用，上述基準回歸估算結果較穩健。

表4 穩健性檢驗結果

3. 農業高質量發展對共同富裕的門檻效應分析

借助Hansen 研究，檢驗是否存在門檻效應，具體結果如表5 所示。依據結果不難發現，在全國層面，農業高質量發展通過了雙重門檻檢驗。與此同時，開展門檻效應的穩健性檢驗即是將農業高質量發展作滯后一期處理用以緩解內生性問題。結果說明，農業高質量發展呈現較為明顯的二重門檻效應。鑒于此，本研究擬用二重門檻模型檢驗農業高質量發展影響共同富裕的非線性效應。

表5 門檻效應驗證結果

表6 是基于門檻模型利用穩健標準差考察農業高質量發展對共同富裕的非線性效應。其中，列(2)是農業高質量發展滯后一期的回歸估算結果。以列(1)結果來看，當農業高質量發展水平低于0.0037 時，農業高質量發展的回歸估算系數為3.8021，且在1%統計水平上顯著。當農業高質量發展水平處于0.0037~0.0047 之間時，農業高質量發展的回歸估算系數為6.7025，且在1%統計水平上顯著，表明農業高質量發展水平在第二門檻區間內對于共同富裕的推進作用得到進一步增強。當農業高質量發展水平高于0.0047 時，農業高質量發展的回歸估算系數為10.8015，且在1%統計水平上顯著，表明農業高質量發展水平在第三個門檻區間內對于共同富裕的推進作用最顯著。這說明農業高質量發展賦能共同富裕存在持續增強的動態性發展規律，驗證了假設H2。

表6 基于門檻模型的回歸估算結果

4. 農業高質量發展對共同富裕的空間效應分析

鑒于我國東部、中部、西部地區經濟基礎、資源稟賦、地理地形等存在差異，本研究進一步從空間角度分析農業高質量發展對共同富裕的空間效應。通過表5 的門檻效應檢驗數值結果不難發現，東部地區應利用三重門檻模型開展驗證，中部地區應采用二重門檻模型加以分析，西部地區應借助線性模型進行驗證，相應結果如表6 所示。

就東部地區來說，農業高質量發展水平的三個門檻值分別為0.0025、0.0030、0.0045。當農業高質量發展水平低于0.0025 時，農業高質量發展對共同富裕的影響作用為正，但并不顯著。當農業高質量發展水平處于0.0025~0.0030 之間時，農業高質量發展的回歸估算系數為6.0725，且在1%統計水平上顯著，說明農業高質量發展對于共同富裕的推進作用開始明顯顯現。當農業高質量發展水平處于0.0030~0.0045 之間時，農業高質量發展的回歸估算系數增加至8.2207，且在1%統計水平上顯著，說明農業高質量發展的助推作用得到加強。當農業高質量發展水平高于0.0045 時，農業高質量發展對共同富裕的推動作用達到最優。據上述分析可知，農業高質量發展對東部地區共同富裕推動作用表現出正向邊際效應遞增的非線性特征。

就中部地區來說，農業高質量發展水平的兩個門檻值分別為0.0017、0.0025。當農業高質量發展水平低于0.0017 時，農業高質量發展對共同富裕的影響作用為正，但并不顯著。當農業高質量發展水平處于0.0017~0.0025 之間時，農業高質量發展的回歸估算系數為6.1015，且在1%統計水平上顯著，說明農業高質量發展對于共同富裕的推動作用開始明顯顯現。當農業高質量發展水平高于0.0025 時，農業高質量發展的回歸估算系數有所減小，且未通過顯著性水平檢驗，說明農業高質量發展并未對共同富裕產生顯著促進作用。據上述分析可知，農業高質量發展對中部地區共同富裕的推動作用表現出倒“U”型關系。原因可能在于，受地區經濟水平、配套設施布局、資源配置效率局限等影響，中部地區農業高質量發展進程相對滯緩，對于共同富裕的影響有所減弱。

就西部地區來說，借助線性模型開展分析。結果說明，農業高質量發展對共同富裕具有正向促進作用。但對比全國數據不難發現，西部地區農業高質量發展對共同富裕的促進作用低于全國水平。一直以來，西部地區各產業經濟發展水平均低于全國水平，且目前仍然有大量貧困邊緣群體，具有返貧的潛在風險，這成為阻礙其加快實現共同富裕的關鍵因素。

5. 農業高質量發展對共同富裕的調節機制分析

農業高質量發展對共同富裕的推動作用表現出從低到高的動態變化特征，那么通過不斷提升農業高質量發展水平是否會持久推動共同富裕？若是如此，不斷提升農業高質量發展水平便可使得農業高質量發展促進共同富裕的效應實現最大化。若并未如此，盲目提升農業高質量發展水平可能導致資源錯配，最終不利于共同富裕有效推進。鑒于此，本研究基于數字普惠金融、公共財政支農偏向、數字農業生產力三方面開展異質性調節效應分析。通過表7 結果可知，數字普惠金融、公共財政支農偏向、數字農業生產力都存在三個門檻值，由此進一步借助三重面板門檻模型開展實證分析。

表7 不同約束條件下的門檻驗證結果

通過表8 結果可知，農業高質量發展對共同富裕的推動作用的確存在異質性約束機制。數字普惠金融的三個門檻值分別為8.6748、8.9524、9.3541。當數字普惠金融發展水平低于8.6748 時，農業高質量發展對共同富裕的影響作用為正，并在10%統計水平上顯著。當數字普惠金融發展水平處于8.6748~8.9524 之間時，農業高質量發展的回歸估算系數為3.0256，在1%統計水平上顯著，說明農業高質量發展的提升作用有所增強。當數字普惠金融發展水平處于8.9524~9.3541 之間時，農業高質量發展的回歸估算系數為1.9235，且未通過顯著性檢驗，說明農業高質量發展的助推作用有所回落。當數字普惠金融發展水平高于9.3541 時，農業高質量發展的回歸估算系數最大，且在1%統計水平上顯著，說明農業高質量發展在此區間內對共同富裕的賦能效果最優。在數字普惠金融調節作用下，農業高質量發展對共同富裕的促進效應具有“N”型動態特征。

表8 不同約束條件下的門檻模型回歸估算結果

公共財政支農偏向的三個門檻值分別為10.3583、10.6822、10.9954。當公共財政支農偏向低于10.3583 時，農業高質量發展的回歸估算系數為1.5233，但不顯著。當公共財政支農偏向處于10.3583~10.6822 之間時，農業高質量發展的回歸估算系數為4.1236，在1%統計水平上顯著，說明農業高質量發展促進共同富裕的作用效果得到一定程度增強。當公共財政支農偏向處于10.6822~10.9954 之間時，農業高質量發展的回歸估算系數為3.5725，并在1%統計水平上顯著，但系數值有所減小，說明農業高質量發展的助力作用有所弱化。當公共財政支農偏向高于10.9954 時，農業高質量發展的回歸估算系數最大，且在1%統計水平上顯著，說明農業高質量發展在此區間內對共同富裕的賦能效果達到最優。在公共財政支農偏向的約束作用下，農業高質量發展對共同富裕的促進效應具有“N”型動態特征。

數字農業生產力的三個門檻值分別為0.0025、0.0046、0.0087。當數字農業生產力水平低于0.0025 時，農業高質量發展的回歸估算系數為2.2031，且在1%統計水平上顯著。當數字農業生產力水平處于0.0025~0.0046 之間時，農業高質量發展的回歸估算系數為3.2335，在1%統計水平上顯著，說明農業高質量發展對共同富裕的積極作用得到進一步強化。當數字農業生產力水平處于0.0046~0.0087 之間時，農業高質量發展的回歸估算系數最大為7.3057，并在1%統計水平上顯著，說明此區間農業高質量發展的助力作用最優。當數字農業生產力水平高于0.0087 時，農業高質量發展的回歸估算系數降低至5.6016，但亦在1%統計水平上顯著，說明此區間內農業高質量發展對于共同富裕的賦能作用開始降低。可能原因是，數字農業生產力水平發展到一定程度，可能會受到數字基建、經濟發展水平等限制，以致農業高質量發展的賦能作用有所降低。在數字農業生產力的調節作用下，農業高質量發展對共同富裕的促進效應具有倒“U”型動態特征。

五、結論與啟示

本研究系統剖析農業高質量發展對共同富裕影響的非線性效應，繼而推演農業高質量發展對共同富裕的多維度調節作用。所得結論如下：一是農業高質量發展能夠顯著促進共同富裕；二是農業高質量發展對共同富裕的促進效應具有顯著邊際遞增的特征，即農業高質量發展的共同富裕促進作用存在持續增強的動態性發展規律；三是農業高質量發展對共同富裕的促進效應具有區域異質性特征，分別在東部、中部、西部地區呈現出邊際遞增非線性、倒“U”型以及正向線性的特征；四是數字普惠金融、公共財政支農偏向、數字農業生產力均對農業高質量發展的共同富裕促進作用存在調節作用，數字普惠金融、公共財政支農偏向影響下，農業高質量發展的促進作用表現出顯著“N”型特征；數字農業生產力影響下，農業高質量發展的促進作用則表現出顯著倒“U”型特征。

基于上述研究結論，進一步提出以下政策啟示：

第一，發展特色農業經濟，提升農民致富增收能力。地方政府可積極引導發展融合經濟、綠色經濟、服務經濟、飛地經濟，創新推動農業高質量轉型。一是推進農業融合經濟。統籌農業經濟主體聚焦地方特色產業、地域文化、公共空間等資源，積極發展休閑農業、農創文旅等農業新業態，以此不斷完善農業產業化布局，有效推進一二三產業融合發展。二是推進農業綠色經濟。鼓勵農業經濟主體有機結合生態環境保護與農業經濟發展，通過做大做強地區性品牌，創新農業資源生態化運營模式，賦能生態化農產品實現增值。三是推進農業服務經濟。支持“頭雁型”農業經濟主體為順利開展農業生產，提供物業管護、農資供應、農機維護等生產性服務，繼而增加農業集體性收入，促進農民就業增收。四是推進農業飛地經濟。助力農業“飛入地”與“飛出地”建立穩定長期的利益聯結關系，實現兩地農業生產資源互補、分工合理協作，推動聯村共建，持續壯大新型農業集體經濟，便利農民致富增收，以此賦能共同富裕深入發展。

第二，打通農業數字要素梗阻，深化數字化公共服務應用深度。政府可積極推動一體化大數據中心體系落地，通過加速布設5G 網絡等為根本的云網融合、高速泛在智能化綜合數字基建，打通區域數字農業信息“大動脈”。與此同時，政府可聯合“頭雁型”農業企業，將數據要素資源由“富裕區”向“匱乏區”流入，借助更加平衡、公平的數據要素助力農業高質量發展。不同地區也需因地制宜發展數字農業經濟，推動形成從局部優先到全域蓬勃的發展態勢，以數字產業化、產業數字化暢通城鄉資本、技術等要素的雙向流通，助力共同富裕扎實推進。如東部地區可積極形成價值轉換、規則制定、市場準入方面的數字農業發展優勢經驗，借助東數西算工程將發展成果快速傳至較落后地區，并形成可復制推廣的數字農業發展模式。中部、西部地區則可發揮地區性比較優勢，積極學習東部地區數字農業經濟發展經驗的同時，依靠自身資源稟賦開拓休閑農業、文旅產業等新服務場景，拓展優質農業公共服務供給渠道，力促共同富裕。

第三，推動村村、村企、村社合作，激發農業經濟內生動力。在村村合作方面，地方政府方面需進一步提升農業發展統籌層次，全方位落實規劃、資金、土地、數據等資源要素投入，并依據地區產業優勢發展特色農業，推動形成有所側重、多維協同、村村聯動發展方式。在村企合作方面，地方企業以及金融機構需深化與農民新型集體經濟組織合作，如可通過拓展數字普惠金融覆蓋范圍與深度，不斷創新鄉村工業、規模種養、生態農業等產業發展模式，加大村企聯建共建合作力度，為農民獲得更多農業增值收益有效賦能，繼而帶動農民持續致富增收，助力共同富裕扎實推進。在村社合作方面，地方政府可引導推行“集體經濟組織+合作社+農戶”經營共富模式，并通過增加公共財政支農偏向帶動農村各類經營主體共同發展，助力農業高質高效發展的同時，為共同富裕有效賦能。推動村村、村企、村社合作中，地方政府還應聚焦科技興農，大力培養數字農業生產力，以深層次落實科技強農、機械強農“雙強行動”，切實推進現代農業高質量發展，為早日實現共同富裕賦能加碼。