摘 要：基于激勵(lì)相容理論、邊際報(bào)酬理論，依據(jù)2023年湖南省、湖北省調(diào)研數(shù)據(jù)，考量農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼政策能否激活農(nóng)民主體性。結(jié)果顯示：農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼的增收效應(yīng)與農(nóng)民主體性提升之間呈邊際效益遞減趨勢(shì)。農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼對(duì)家庭人均年收入偏低、種植規(guī)模偏小的農(nóng)民主體性提升更明顯，而稟賦條件更好特別是資本稟賦條件更好的農(nóng)民有著其他的主體性激活機(jī)制。鑒于此，應(yīng)持續(xù)運(yùn)用農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼向中小規(guī)模農(nóng)戶提供生存發(fā)展“收入安全網(wǎng)”功能，增加農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼項(xiàng)目或其他社會(huì)福利優(yōu)惠項(xiàng)目，增加農(nóng)業(yè)農(nóng)村對(duì)種植大戶、城市潛在農(nóng)民的吸引力，定時(shí)量化測(cè)算與政策目標(biāo)相結(jié)合，提高涉農(nóng)財(cái)政資金利用效率。

關(guān)鍵詞： 農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼；農(nóng)民主體性；鄉(xiāng)村振興

中圖分類號(hào)：F323 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A 文章編號(hào)：1003-7217（2024）04-0093-07

一、引 言

發(fā)放農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼是我國(guó)推進(jìn)鄉(xiāng)村振興的重要舉措。在2016年種糧直補(bǔ)改革前，我國(guó)實(shí)行普惠式農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策，政策實(shí)施面廣且分散，實(shí)施效果不甚理想，補(bǔ)貼資金效率不穩(wěn)定且效率不高[1]；2016年后，國(guó)家將種糧直補(bǔ)、農(nóng)資綜合補(bǔ)貼、良種補(bǔ)貼合并為“農(nóng)業(yè)支持保護(hù)補(bǔ)貼”。此后，國(guó)家對(duì)農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼方案進(jìn)行了多次細(xì)節(jié)上的調(diào)整。實(shí)證數(shù)據(jù)顯示，2016年以后，農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼政策對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和農(nóng)民人均收入有顯著正向影響[2]，能夠改變農(nóng)民種糧認(rèn)知[3]，提高農(nóng)戶特別是種糧大戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)積極性[4]，促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料投入能力提升[5]，促進(jìn)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)[6]，提高糧食全要素生產(chǎn)率[7]。

學(xué)界對(duì)農(nóng)民主體性研究主要集中在三個(gè)方面：首先是關(guān)于主體性的研究。學(xué)者們普遍認(rèn)為主體性表現(xiàn)在三大方面：一是自主性，即個(gè)人擁有自我選擇的基本權(quán)利；二是能動(dòng)性，即個(gè)人愿意積極參與外界活動(dòng)；三是受動(dòng)性，即人們發(fā)揮主觀創(chuàng)造性的時(shí)候，也將受到管理規(guī)范和社會(huì)約束等方面的制約[8]。其次是關(guān)于農(nóng)民主體的研究。已有研究普遍認(rèn)為鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略下的“農(nóng)民主體”是以農(nóng)村土地集體所有制為基礎(chǔ)的生產(chǎn)主體，是能參與市場(chǎng)議價(jià)的組織主體，是能從兼業(yè)化向?qū)I(yè)化、碎片化向規(guī)?；鹘y(tǒng)經(jīng)營(yíng)向現(xiàn)代生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變的新型職業(yè)農(nóng)民[9]。最后是農(nóng)民主體性研究。相關(guān)文獻(xiàn)普遍認(rèn)為，農(nóng)民主體性包括文化認(rèn)同、制度信任和權(quán)益爭(zhēng)取三個(gè)維度[10]。農(nóng)民主體性表現(xiàn)為農(nóng)民的自主性、能動(dòng)性、創(chuàng)造性，而農(nóng)民的自主性、能動(dòng)性、創(chuàng)造性寓于經(jīng)濟(jì)主體性、社會(huì)主體性和文化主體性之中。農(nóng)民經(jīng)濟(jì)主體性表現(xiàn)為農(nóng)民在規(guī)范化的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的主導(dǎo)程度，社會(huì)主體性表現(xiàn)為對(duì)村莊公共事務(wù)的參與程度和組織程度，文化主體性表現(xiàn)為對(duì)當(dāng)下從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的自我身份的認(rèn)知與認(rèn)同程度[11]。

綜上所述，學(xué)者們對(duì)農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼的政策效應(yīng)和農(nóng)民主體性進(jìn)行了較為深入的研究，為本文提供了堅(jiān)實(shí)的研究基礎(chǔ)，但存在進(jìn)一步研究空間：一方面，國(guó)內(nèi)對(duì)農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼的研討主要集中在分析農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼的經(jīng)濟(jì)效益，以及對(duì)于農(nóng)民的糧食生產(chǎn)支持作用，少有學(xué)者關(guān)注隨著政策的不斷優(yōu)化，其效應(yīng)已從經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域延伸至政治、社會(huì)范疇；另一方面，學(xué)者們普遍認(rèn)為農(nóng)民主體性集中表現(xiàn)在文化認(rèn)同、制度信任、權(quán)益爭(zhēng)取等方面，但少有學(xué)者具體構(gòu)建農(nóng)民主體性的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，更鮮有學(xué)者關(guān)注農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼與激活農(nóng)民主體性之間的關(guān)系。因此，探究農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼能否激活農(nóng)民主體性是值得研究的重大課題。

二、理論假設(shè)

農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼政策與農(nóng)民主體性激活存在一定的內(nèi)在聯(lián)系，激勵(lì)相容理論、社會(huì)比較理論、邊際報(bào)酬理論能為其提供一定的理論解釋。哈維茨提出的激勵(lì)相容理論認(rèn)為，在一個(gè)系統(tǒng)機(jī)制中，當(dāng)激勵(lì)主體提供的資源滿足激勵(lì)客體自利需求時(shí)，激勵(lì)客體將自我驅(qū)動(dòng)，朝激勵(lì)主體所需方向發(fā)展[12]。農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼可以通過(guò)設(shè)置特定補(bǔ)貼強(qiáng)度的方式為農(nóng)民提供收入激勵(lì)，激發(fā)農(nóng)民的自主自發(fā)行為，以為符合條件的農(nóng)民提供資源的方式強(qiáng)化農(nóng)民的文化認(rèn)同，提高農(nóng)民的主體性。亞當(dāng)斯等學(xué)者提出的社會(huì)比較理論認(rèn)為，個(gè)體的相對(duì)收入以及對(duì)公平的認(rèn)識(shí)決定個(gè)人對(duì)自身處境的看法。相對(duì)剝奪感會(huì)影響個(gè)體在工作中的努力程度[13]。農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼的發(fā)放能提高農(nóng)民的相對(duì)收入，使處于不同經(jīng)濟(jì)水平和社會(huì)地位的農(nóng)民產(chǎn)生不同程度的獲得感，在接收補(bǔ)貼和相互比較的過(guò)程中改變從事農(nóng)業(yè)工作的努力程度，調(diào)整社會(huì)角色認(rèn)知，選擇不同社會(huì)角色。馬爾薩斯的邊際報(bào)酬理論提出，在一個(gè)地區(qū)或行業(yè)，當(dāng)資本的投入增加到一定程度時(shí)，資本投入增加所導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)效益將逐漸減少[14]。農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼作為一種政府資本投入，可以通過(guò)促進(jìn)農(nóng)民增收從而獲得包括農(nóng)民主體性提升在內(nèi)的一系列效應(yīng)，但這種效應(yīng)隨著農(nóng)民收入水平的提高，呈邊際效益遞減態(tài)勢(shì)。為進(jìn)一步驗(yàn)證上述分析，探索農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼與農(nóng)民主體性的關(guān)系，提出如下假設(shè)：

H1 農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼具有激勵(lì)效應(yīng)。在控制了其他影響因素的情況下，農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼能夠總體上提高農(nóng)民的文化認(rèn)同度、制度信任度、權(quán)益爭(zhēng)取度，提高農(nóng)民主體性。

H2 農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼的激勵(lì)效應(yīng)因群體特性而異。農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼能促進(jìn)農(nóng)民社會(huì)身份重構(gòu)，其對(duì)于家庭人均年收入較低、急需用錢(qián)滿足生存需要的農(nóng)戶主體性提升較為明顯；家庭人均年收入較高、不急需用錢(qián)、有非農(nóng)化發(fā)展?jié)摿Φ霓r(nóng)戶可能選擇成為其他社會(huì)角色，農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼的增收效應(yīng)對(duì)其主體性水平提升效率不高。

H3 農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼的增收效應(yīng)對(duì)農(nóng)民主體性的提升作用體現(xiàn)出邊際效益遞減規(guī)律。農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼在農(nóng)民收入中占比達(dá)到一定水平后，農(nóng)民主體性將不再隨增收效應(yīng)的提升而增長(zhǎng)。

三、數(shù)據(jù)與方法

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

湖南、湖北兩省是我國(guó)糧食主產(chǎn)區(qū)，農(nóng)村生產(chǎn)生活環(huán)境具有一定典型性。2023年6月，在湖南、湖北兩省16個(gè)地級(jí)市的多個(gè)自然村，采用自填式問(wèn)卷和結(jié)構(gòu)式訪問(wèn)相結(jié)合的方法，以務(wù)農(nóng)家庭、半農(nóng)半工家庭、農(nóng)業(yè)相關(guān)專業(yè)的青年學(xué)生、關(guān)注鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)的社會(huì)人士為主要調(diào)查對(duì)象，進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查，共提問(wèn)682人，去除無(wú)效樣本、缺失值和極端值后，整理出643份有效問(wèn)卷數(shù)據(jù)，有效樣本來(lái)源地及對(duì)應(yīng)樣本量分布如表1所示。

本次調(diào)研采用非比例分配法篩選受訪戶，盡可能使受訪戶情況具普遍性、代表性。在有效受訪戶數(shù)據(jù)中，2.64%為農(nóng)二代大學(xué)生，89.12%為小農(nóng)戶，6.53%為中等規(guī)模農(nóng)戶，1.71%為種植大戶。73.41%的家庭至少有一人在外務(wù)工，兼業(yè)化比例較高。其中有581戶去年拿到農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼，未收到農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼的受訪者主要是農(nóng)二代、農(nóng)學(xué)專業(yè)學(xué)生、有意進(jìn)行鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)的社會(huì)人士等潛在農(nóng)戶。在收到農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼的群體中，去年平均每戶所得補(bǔ)貼額為1395.16元，其中湖北農(nóng)戶獲得的戶均補(bǔ)貼為1767.09元，湖南農(nóng)民的戶均補(bǔ)貼為972.64元。

（二）變量設(shè)置

1．因變量。

農(nóng)民主體性為一級(jí)評(píng)價(jià)指標(biāo)，文化認(rèn)同度、制度信任度、權(quán)益爭(zhēng)取度共同組成農(nóng)民主體性二級(jí)評(píng)價(jià)指標(biāo)[10][15]。本次問(wèn)卷用“您認(rèn)可自己的農(nóng)民身份、愿意做新時(shí)代的農(nóng)民嗎？”“您認(rèn)為在新時(shí)代作為農(nóng)民生活在農(nóng)村是否具有幸福感？”兩問(wèn)來(lái)表示文化認(rèn)同度。用“您是否認(rèn)可當(dāng)前鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略和農(nóng)村治理制度？”“在現(xiàn)有農(nóng)村治理體系下，您是否愿意成為農(nóng)民，在農(nóng)村居住、生活？”兩問(wèn)來(lái)表示制度信任度。用“您是否愿意積極參與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，以此方式獲取自身經(jīng)濟(jì)利益？”“您是否愿意積極參與村莊公共事務(wù)，以此方式滿足政治權(quán)益？”兩問(wèn)來(lái)表示權(quán)益爭(zhēng)取度。經(jīng)過(guò)取平均值法處理后，三方面的指標(biāo)均為1～10的有序分類變量，具體情況如表2所示。

2．自變量。

農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼的分析維度包括是否收到補(bǔ)貼、補(bǔ)貼數(shù)額和補(bǔ)貼方式。在是否收到補(bǔ)貼方面，將“您去年是否收到了農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼？”一問(wèn)設(shè)為是否收到農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼變量。在補(bǔ)貼數(shù)額方面，為減弱模型的異方差，將補(bǔ)貼數(shù)額取對(duì)數(shù)除以家庭年收入的對(duì)數(shù)作為解釋變量，代表普惠性補(bǔ)貼的增收效果。在補(bǔ)貼方式方面，將“補(bǔ)貼是否方便”作為解釋變量，代表補(bǔ)貼發(fā)放的便利程度。如表3所示，通過(guò)對(duì)三者進(jìn)行主成分分析處理，合成農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼受益度變量，表示農(nóng)民對(duì)于農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼的受益程度，均值為3.28。

3．控制變量。

資源稟賦影響個(gè)人的主體性認(rèn)知，通常認(rèn)為，資源稟賦包括勞動(dòng)力稟賦、資本稟賦和技術(shù)稟賦[16]。將年齡、性別、受教育程度設(shè)為勞動(dòng)力稟賦，將種植規(guī)模、家庭人均年收入、經(jīng)濟(jì)周轉(zhuǎn)情況設(shè)為資本稟賦，將理財(cái)經(jīng)驗(yàn)設(shè)為技術(shù)稟賦。資源稟賦變量是控制變量，具體分布情況如表4所示。

4. 量表信效度檢驗(yàn)。

采用α系數(shù)法檢測(cè)量表部分的信度，基于因子分析法檢測(cè)量表的效度。結(jié)果顯示，α系數(shù)為0.670，效度為0.708，量表數(shù)據(jù)通過(guò)信效度檢驗(yàn)。

（三）研究路徑與模型選擇

按照研究假設(shè)，按順序作出以下研究安排：

為檢驗(yàn)H1，建立16個(gè)多元有序logistic回歸模型，探究是否收到農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼、農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼的增收效應(yīng)、便利程度、農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼受益程度與農(nóng)戶文化認(rèn)同度、制度信任度、權(quán)益爭(zhēng)取度、農(nóng)民主體性之間的關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)?；鶞?zhǔn)回歸模型設(shè)為：

ln[Pr（Y<=j）] = β0j+ β1X1 + β2X2 +…+

βkXk （j = 2，3，…，J） （1）

其中，j是有序分類變量可取到的最大值，Pr（Y<=j）為有序分類變量取值小于等于j的概率，k為自變量的個(gè)數(shù)，β0j和β1，β2，…，βk是模型的系數(shù)。

為檢驗(yàn)H2，基于資源稟賦變量，劃分出多個(gè)異質(zhì)性農(nóng)民群體，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行分組回歸，從而更加全面地描述不同類型農(nóng)民的主體性激活機(jī)制。

Yg=Xgβg+εg （2）

其中，Yg是第g組的因變量；Xg是第g組的自變量；βg是第g組的回歸系數(shù)；εg是誤差項(xiàng)。

為檢驗(yàn)H3，通過(guò)構(gòu)建農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼增收效應(yīng)和農(nóng)民主體性的分位數(shù)回歸模型，檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼增收效應(yīng)的邊際遞減情況。

分位數(shù)回歸模型設(shè)為：

Y=f（X1－n，β） （3）

此處β為未知參數(shù)，可以代表一個(gè)標(biāo)量或一個(gè)向量。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

首先對(duì)農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼各維度變量、補(bǔ)貼受益度總變量與農(nóng)民主體性分別進(jìn)行基準(zhǔn)回歸。在控制了相關(guān)變量后，結(jié)果如表5所示。

數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼的受益程度與農(nóng)民主體性呈顯著正相關(guān)關(guān)系。獲得農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼的農(nóng)民對(duì)自我身份更認(rèn)可，主體性更強(qiáng)。補(bǔ)貼的增收效應(yīng)越明顯，農(nóng)民的文化認(rèn)同度、制度信任度越高。農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼的便利程度越高，農(nóng)民的主體性越強(qiáng)。

為進(jìn)一步確認(rèn)所得結(jié)論的穩(wěn)健性，改換對(duì)不同分樣本進(jìn)行了模型系數(shù)比較，結(jié)果如表6所示。設(shè)定（1）在對(duì)農(nóng)民主體性變量視作連續(xù)變量的基礎(chǔ)上進(jìn)行OLS回歸來(lái)檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，設(shè)定（2）改換湖北省分變量，設(shè)定（3）改換湖南省分變量。

表6顯示，在改換回歸模型后，回歸顯著性和方向性未發(fā)生大的變化。但在湖北省樣本中，受益于農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼的農(nóng)民其主體性可能降低，而湖南省樣本并無(wú)方向性變化。表5、表6結(jié)果說(shuō)明，總體來(lái)看，在控制了其他相關(guān)變量的情況下，有農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼、補(bǔ)貼的增收效應(yīng)越顯著、補(bǔ)貼形式越便捷，農(nóng)民主體性越強(qiáng)，H1得到驗(yàn)證。然而，這一結(jié)論并不穩(wěn)健，因?yàn)椴煌貐^(qū)的農(nóng)民會(huì)有不同的主體性激活機(jī)制，湖北省農(nóng)民更容易因農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼產(chǎn)生消極反應(yīng)。

（二）異質(zhì)性分析

對(duì)于不同類型的農(nóng)民而言，農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼的主體性激活效果有所不同?；诜纸M回歸且進(jìn)行似無(wú)相關(guān)檢驗(yàn)（SUR）后結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼受益度與農(nóng)民主體性關(guān)系在異質(zhì)性群體中有不同影響。

表7中，在控制了其他變量的情況下，進(jìn)一步對(duì)有著不同耕地面積、理財(cái)經(jīng)驗(yàn)、家庭收入狀況、經(jīng)濟(jì)周轉(zhuǎn)情況的農(nóng)民進(jìn)行了分組討論。結(jié)果顯示，非小農(nóng)戶、理財(cái)經(jīng)驗(yàn)豐富、不急需用錢(qián)、家庭人均年收入高于5萬(wàn)的群體對(duì)農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼帶來(lái)的效益無(wú)明顯反響。這說(shuō)明農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼帶來(lái)的效益對(duì)稟賦條件較差的小農(nóng)戶來(lái)說(shuō)，主體性激活效應(yīng)顯著。農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼對(duì)于稟賦條件較好的農(nóng)戶來(lái)說(shuō)缺乏顯著的主體性提升效果，H2得到驗(yàn)證。

（三）機(jī)制分析

H3認(rèn)為，農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼增收效應(yīng)與農(nóng)民主體性之間的關(guān)系并不完全呈正相關(guān)，而是呈邊際效應(yīng)遞減規(guī)律。表8體現(xiàn)了不同農(nóng)民主體性水平下，農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼增收效應(yīng)與農(nóng)民主體性的關(guān)系。

表8結(jié)果顯示，隨著農(nóng)民主體性水平的提高，增收效應(yīng)對(duì)農(nóng)民主體性的激活作用不斷降低，并存在負(fù)向作用。這在一定程度上反映了邊際效應(yīng)遞減規(guī)律，即整體上看增收效應(yīng)能夠激活農(nóng)民主體性，但隨著農(nóng)民主體性水平的提升，其激活作用是越來(lái)越弱的。經(jīng)過(guò)遞歸檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼增收效應(yīng)對(duì)農(nóng)民主體性的激活作用在Q75～Q80之間達(dá)成轉(zhuǎn)向，邊界點(diǎn)在Q80。

通過(guò)對(duì)主體性水平在Q80前和Q80后的農(nóng)戶進(jìn)行基于均值比較和Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)的異質(zhì)性分析（見(jiàn)表9），發(fā)現(xiàn)主體性水平在Q80后的農(nóng)民偏向于壯年，在種植面積、家庭人均年收入、經(jīng)濟(jì)周轉(zhuǎn)情況的表現(xiàn)均明顯更好。這說(shuō)明資本稟賦條件好的農(nóng)民通常有著更高的主體性，農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼在激勵(lì)綜合條件偏弱的農(nóng)民實(shí)現(xiàn)主體性提升的同時(shí)，還起到促進(jìn)資本稟賦條件較好的農(nóng)民根據(jù)自身需求進(jìn)行社會(huì)角色選擇的作用。至此，H3得到驗(yàn)證。

五、結(jié)論與討論

本文嘗試回答了農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼政策能否激活農(nóng)民主體性這一問(wèn)題，限于數(shù)據(jù)可得性，僅采用了部分地區(qū)的微觀截面數(shù)據(jù)，在數(shù)據(jù)處理方面也有一定局限性。結(jié)果顯示：總體而言，農(nóng)民的農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼受益程度越高，農(nóng)民的主體性更強(qiáng)。湖南地區(qū)收到農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼的農(nóng)民，對(duì)于農(nóng)民身份的文化認(rèn)同度、對(duì)農(nóng)村秩序的制度信任度、對(duì)農(nóng)村生活的權(quán)益爭(zhēng)取度較未收到補(bǔ)貼的農(nóng)民高，而湖北地區(qū)的農(nóng)民主體卻呈消極的反應(yīng)。異質(zhì)性分析結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼的受益結(jié)果對(duì)家庭人均年收入偏低、種植規(guī)模更小的農(nóng)民主體性提升更明顯。對(duì)于稟賦條件更好特別是資本稟賦條件更好的農(nóng)民來(lái)說(shuō)，或許非農(nóng)工作更符合其生存發(fā)展需要，因此這類群體有著其他主體性激活機(jī)制，農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼政策甚至可能成為一個(gè)使農(nóng)民相互比較、產(chǎn)生相對(duì)剝奪感、作出非農(nóng)化決策的契機(jī)。此外，分位數(shù)回歸結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼的增收效應(yīng)與農(nóng)民主體性之間呈邊際效益遞減趨勢(shì)。若將農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼政策視作一種提升農(nóng)民主體性的資本投入，并不是投入越多越好。

鄉(xiāng)村振興的關(guān)鍵是人才振興。在激活中小農(nóng)戶主體性的同時(shí)，保障種植大戶、城市潛在農(nóng)民等的農(nóng)村生活積極性，吸引其投身鄉(xiāng)村建設(shè)事業(yè)，是實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興刻不容緩的任務(wù)。農(nóng)民主體性水平普遍存在提升空間，應(yīng)繼續(xù)將農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼政策納入加強(qiáng)農(nóng)民主體性的政策工具箱中，在農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼的覆蓋面、補(bǔ)貼力度、補(bǔ)貼形式的便利程度上不斷優(yōu)化，持續(xù)向中小規(guī)模農(nóng)戶提供生存發(fā)展“收入安全網(wǎng)”功能，提升農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼在農(nóng)民增收方面的福利效應(yīng)。同時(shí)，可通過(guò)增加農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼項(xiàng)目或其他社會(huì)福利優(yōu)惠項(xiàng)目，增加農(nóng)業(yè)農(nóng)村對(duì)種植大戶和城市潛在農(nóng)民的吸引力，以達(dá)到吸納人才、增強(qiáng)鄉(xiāng)村振興強(qiáng)大動(dòng)力的目的。另外，可將定時(shí)量化測(cè)算與政策目標(biāo)相結(jié)合，計(jì)算各省、市的最佳農(nóng)業(yè)直接補(bǔ)貼水平，以此提高涉農(nóng)財(cái)政資金利用效率。

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（責(zé)任編輯：鐘瑤，鄒彬）

Can Agricultural Direct Subsidy

Activate the Subjectivity of Farmers？

—Empirical Analysis Based on Survey Data from Hunan and Hubei Provinces

XUE Jiashu1， WAN Xiaomeng2， WANG Li3

（1.Graduate School of Chinese Academy of Fiscal Sciences， Beijing 100142，China;

2. Institute of Agricultural Information， Chinese Academy of Agricultural Sciences， Beijing 100081， China;

3. School of Management， Hunan City University， Yiyang，Hunan 413000， China）

Abstract：Based on the theory of incentive compatibility and marginal reward theory， and according to the survey data of Hunan and Hubei provinces in 2023， we analyzes whether the agricultural direct subsidy policy can activate the farmers’ subjectivity. The results show a decreasing trend of marginal benefit between the income-increasing effect of agricultural direct subsidies and the improvement of farmers’ subjectivity. Agricultural direct subsidies on the low per capita annual income of households， small farmers to enhance the subjectivity more obvious， and better endowment conditions， especially farmers who have better capital endowment have another subjective activation mechanism. Given this， we should continue using agricultural direct subsidies to provide small and medium-sized farmers with an “income safety net” for survival and development. We suggest increasing agricultural direct subsidy projects or other preferential social welfare projects， increasing the attractiveness of agriculture and rural areas to large growers and potential urban farmers， combining regular quantitative calculations with policy objectives， and improving the efficiency of agriculture-related financial funds.

Key words：agricultural direct subsidies; farmers’ subjectivity; rural revitalization