農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼與農(nóng)戶幸福感研究

陸昌博

摘要：本文基于2019年中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，利用Ordered Probit等模型，研究了農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶主觀幸福感的影響。實(shí)證結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼可能明顯提升農(nóng)戶主觀幸福感，農(nóng)業(yè)資產(chǎn)積累能將農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的正向影響傳導(dǎo)至幸福感的提升。邊際效應(yīng)分析顯示，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼可能使農(nóng)戶感覺“非常不幸福”“不幸?！焙汀耙话阈腋！钡母怕曙@著下降，而使感覺“幸?！薄胺浅Ｐ腋！钡母怕曙@著上升。使用工具變量回歸后，結(jié)果依然支持農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的幸福效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼 主觀幸福感 農(nóng)業(yè)資產(chǎn) CHFS Ordered Probit

一、引言

公共政策的最終目標(biāo)是增進(jìn)國(guó)民福利和居民幸福感。個(gè)人經(jīng)濟(jì)狀況的提升可以增加幸福感，幸福的公民也意味著社會(huì)的穩(wěn)定。主觀評(píng)價(jià)指標(biāo)通過人們對(duì)心理感受的描述來衡量幸福感。積極情緒體驗(yàn)越豐富，生活滿意度越高，生命意義感和主觀幸福感水平也就越高。探討主觀幸福感的影響因素，對(duì)于改善人民生活、提升生活滿意度具有重要意義。以往研究大多基于客觀環(huán)境條件或人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征研究幸福感的影響因素，例如收入差距、生態(tài)環(huán)境、教育程度等。同時(shí)，部分研究關(guān)注到政府公共政策與居民主觀幸福感的相關(guān)關(guān)系。政府公共政策不但能夠促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展，還能提升居民的主觀幸福感。

農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼是國(guó)家重要的支農(nóng)政策，是有效提高農(nóng)戶收入和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)積極性的重要工具。在精準(zhǔn)扶貧、鄉(xiāng)村振興的背景下，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼作為國(guó)家重要的支農(nóng)政策，其對(duì)于農(nóng)戶主觀幸福感的影響值得探討?，F(xiàn)有類似研究集中于探討農(nóng)村低保制度、農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)等對(duì)于農(nóng)戶主觀感受的影響，結(jié)論大多支持惠農(nóng)政策對(duì)農(nóng)戶生活滿意度的提升效果。韓華為和陳莉（2019）認(rèn)為低保制度能促進(jìn)農(nóng)民提升信任感、產(chǎn)生正面情緒，同時(shí)降低對(duì)于收入差距的主觀感受。胡原等（2022）研究發(fā)現(xiàn)，精準(zhǔn)扶貧能夠通過增加經(jīng)濟(jì)收入、提高主觀地位來提升貧困戶主觀幸福感，這種影響對(duì)于老年貧困戶和一般貧困戶更加顯著。農(nóng)戶作為收入較低的群體，農(nóng)戶往往是處于相對(duì)貧困的群體，當(dāng)自身收入水平、生活條件低于周圍人或自身期望時(shí)，會(huì)產(chǎn)生相對(duì)剝奪感，造成幸福感損失（羅必良等，2021）。針對(duì)收入差距對(duì)于農(nóng)戶主觀幸福感的影響的研究大多表明，城鄉(xiāng)居民的收入差距、村莊內(nèi)部的收入差距等都會(huì)降低農(nóng)戶生活滿意度。（馮婧和陳志鴻，2015；尤亮等，2018）。而改善這一現(xiàn)狀的關(guān)鍵是重視民生事業(yè)、加大民生投入，賦予農(nóng)戶追求的能力和選擇的機(jī)會(huì)，改善未來的經(jīng)濟(jì)狀況（周紹杰等，2015）。農(nóng)戶家庭作為農(nóng)村地區(qū)進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)等經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的基本單位，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)于其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)具有重要影響。大量關(guān)于農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的研究表明，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼可以通過財(cái)富效應(yīng)、預(yù)期效應(yīng)等激勵(lì)農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，具有促進(jìn)農(nóng)民增收、糧食增產(chǎn)等重要作用。

已有研究大多討論農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)、農(nóng)戶增收等經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的影響，鮮有文獻(xiàn)將農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼和農(nóng)戶主觀幸福感納入統(tǒng)一框架，至今仍缺少基于大樣本數(shù)據(jù)分析農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼提升農(nóng)戶主觀幸福感的研究。農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼是否能增加農(nóng)戶幸福感？農(nóng)業(yè)資產(chǎn)積累是否能將農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的積極作用傳導(dǎo)至幸福感的提升？基于以上問題，本研究基于中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）2019年的數(shù)據(jù)，探索居民農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼與主觀幸福感的關(guān)系以及影響機(jī)制，以期為農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的研究積累實(shí)證證據(jù)，助力農(nóng)戶主觀幸福感的提升。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)于主觀幸福感的直接影響

農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼逐漸成為農(nóng)戶的一項(xiàng)收入補(bǔ)貼，能夠避免因自然災(zāi)害等因素造成的農(nóng)戶收入損失。是保證農(nóng)民增收和糧食增產(chǎn)的重要工具。農(nóng)戶能否順利開展生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)直接影響到農(nóng)戶的生活質(zhì)量。貧困程度較高的農(nóng)戶自身發(fā)展能力較弱，難以通過自身資源提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)水平。農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼可以有效緩解農(nóng)戶資金壓力，增加農(nóng)戶的物質(zhì)基礎(chǔ)，提升了農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性和競(jìng)爭(zhēng)力。農(nóng)戶可以利用農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼加速農(nóng)業(yè)資產(chǎn)積累、掌握更多經(jīng)營(yíng)技能，進(jìn)而提高生計(jì)能力。有利于農(nóng)戶安居樂業(yè)、提升其主觀幸福感。

地區(qū)以及農(nóng)戶的個(gè)人和家庭特征可能會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的幸福效應(yīng)造成異質(zhì)性影響。地區(qū)發(fā)展水平的不同會(huì)導(dǎo)致農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶主觀幸福感的異質(zhì)性影響。地區(qū)間的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異、資源稟賦差異等會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶對(duì)于農(nóng)業(yè)政策的反應(yīng)有所不同。同時(shí)，糧食主產(chǎn)區(qū)與非主產(chǎn)區(qū)之間的自然條件、農(nóng)業(yè)發(fā)展水平以及補(bǔ)貼方式也存在差異（鐘甫寧等，2008；高強(qiáng)和曹翔，2021）。農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)于不同收入群體的農(nóng)戶的影響可能存在差異。戶固有的財(cái)富積累導(dǎo)致其基礎(chǔ)幸福水平的不同，而農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的激勵(lì)效應(yīng)可能對(duì)于低收入群體更加顯著，能夠有效緩解其資金約束。同時(shí)，自身收入較低的農(nóng)戶對(duì)資金存在更多需求，可能從農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼中受益更大。對(duì)于相對(duì)貧困的家庭來說，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼投入效果更好。對(duì)于不同經(jīng)營(yíng)規(guī)模的農(nóng)戶，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的影響也有所不同。農(nóng)戶的個(gè)人或家庭特征也可能造成農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的不同影響。例如，女性相比于男性更加幸福；已婚群體更加幸福；家庭或個(gè)體在教育或健康方面的缺失可能會(huì)降低其主觀幸福感等（李磊等，2017；袁正和李玲，2017）。

綜上所述，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼可以提升農(nóng)戶主觀幸福感，其幸福效應(yīng)存在一定異質(zhì)性。

（二）農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)主觀幸福感的影響機(jī)理

農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼可以通過穩(wěn)定提高農(nóng)戶收入，進(jìn)而提高農(nóng)戶的生產(chǎn)資料投資能力，增加農(nóng)業(yè)資產(chǎn)，最終提升農(nóng)戶主觀幸福感。同時(shí)，農(nóng)業(yè)資產(chǎn)的增加也提升了農(nóng)戶的主觀地位，減少了相對(duì)貧困，增強(qiáng)農(nóng)戶主觀感受。隨著城鎮(zhèn)化和市場(chǎng)化進(jìn)程的推進(jìn)，非農(nóng)就業(yè)選擇逐漸增多，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶數(shù)量不斷減少，而糧食補(bǔ)貼能夠增強(qiáng)農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性，并降低非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間供給（吳連翠和柳同音，2012）。許慶等（2020）認(rèn)為，農(nóng)業(yè)支持保護(hù)能夠擴(kuò)大農(nóng)戶種糧面積，促進(jìn)規(guī)模經(jīng)營(yíng)。公茂剛和張梅橋（2022）研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼可以增加拖拉機(jī)和大型農(nóng)具數(shù)量，提升農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度。吉星和張紅霄（2022）的研究表明，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼能夠提升農(nóng)戶信貸可得性，緩解資金約束，促使其增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資并購(gòu)買更多農(nóng)機(jī)服務(wù)。

因此，本文選取農(nóng)業(yè)資產(chǎn)積累作為農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼影響農(nóng)戶主觀幸福感的中介變量。進(jìn)而提出第二個(gè)研究假設(shè)：

假設(shè)2：農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼可以通過提高農(nóng)業(yè)資產(chǎn)積累增強(qiáng)農(nóng)戶主觀幸福感。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

本文選取2019年的中國(guó)家庭金融調(diào)查中心（China Household Finance and Survey，CHFS）統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。該調(diào)查樣本覆蓋全國(guó)29個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市），34643戶家庭、107008個(gè)家庭成員的信息，包括人口統(tǒng)計(jì)特征、資產(chǎn)與負(fù)債、支出與收入、主觀評(píng)價(jià)等。由于本文關(guān)注農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶的影響，故選擇農(nóng)村地區(qū)家庭進(jìn)行分析。剔除關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失的樣本和城鎮(zhèn)家庭樣本，采用6694戶有效家庭樣本進(jìn)行分析。

（二）變量設(shè)定

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為農(nóng)戶主觀幸福感。使用2019年CHFS問卷中受訪戶對(duì)于“總的來說，您現(xiàn)在覺得幸福嗎？”的回答，將“非常幸?！薄靶腋！薄耙话恪薄安恍腋！薄胺浅２恍腋！狈謩e賦值為5、4、3、2、1，用來衡量受訪者的幸福程度。另外，利用市級(jí)平均農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼金額作為工具變量進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。

2.核心解釋變量

本文的解釋變量為農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼金額。利用2019年CHFS問卷中受訪戶所獲得農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼金額的對(duì)數(shù)來衡量農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼。同時(shí)，利用是否獲得農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼替換農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼金額作為替代變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

3.中介變量

基于不少學(xué)者關(guān)注到農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)于農(nóng)戶增收、農(nóng)業(yè)資產(chǎn)積累的正相關(guān)關(guān)系，本文的中介變量為農(nóng)業(yè)資產(chǎn)積累。將農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)資產(chǎn)金額的對(duì)數(shù)考察農(nóng)業(yè)資產(chǎn)積累水平。

4.控制變量

參考現(xiàn)有研究，年齡、性別等個(gè)人因素以及家庭規(guī)模、家庭收入等家庭特征可能會(huì)影響農(nóng)戶主觀幸福感?；诖耍狙芯恐锌刂谱兞繌膫€(gè)人和家庭兩個(gè)方面出發(fā)，具體包括年齡、性別、婚姻狀況、受教育程度、家庭消費(fèi)、家庭規(guī)模、家庭收入。根據(jù)描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在6694戶農(nóng)業(yè)戶口家庭統(tǒng)計(jì)樣本中，4554戶獲得農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼，占總樣本的68.0%。農(nóng)戶幸福感的均值為3.9，有4737人感到“幸福”或“非常幸?！保急?0.8%。表明大部分受訪者感到比較幸福。受訪者平均年齡為59.8歲，平均受教育水平為11.5年，85.5%受訪者為男性、89.1%受訪者已婚。

（三）模型構(gòu)建

本文的被解釋變量是農(nóng)戶主觀幸福感，由于被解釋變量幸福感是取值在1至5的有序變量，故選擇Ordered Probit模型和最小二乘法（OLS）進(jìn)行分析。同時(shí)報(bào)告Oprobit模型的邊際效應(yīng)，分析因解釋變量導(dǎo)致的被解釋變量概率變化的百分比?；灸Ｐ驮O(shè)定為：

其中，為被解釋變量，表示農(nóng)戶主觀幸福感，為解釋變量，表示農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼，為一組控制變量，為截距項(xiàng)，為擾動(dòng)項(xiàng)。

為了研究農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)主觀幸福感的影響路徑，本文根據(jù)Baron（1986）和溫忠麟等（2005）的研究，進(jìn)一步利用中介效應(yīng)模型研究農(nóng)業(yè)資產(chǎn)積累在農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼影響主觀幸福感過程中發(fā)揮的中介效應(yīng)。

其中，Mi表示中介變量，即農(nóng)業(yè)資產(chǎn)積累。Zi為控制變量，α0、θ0為截距項(xiàng)，εi為擾動(dòng)項(xiàng)。

（2）式分析農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)于農(nóng)業(yè)資產(chǎn)積累的影響，（3）式分析農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼和農(nóng)業(yè)資產(chǎn)積累對(duì)幸福感的影響。若（1）式中β1顯著，（2）式中α1顯著，（3）式中θ1、θ2顯著，則表明中介變量的部分中介效應(yīng)顯著。

四、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

本文使用Oprobit和OLS對(duì)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼與幸福感的關(guān)系進(jìn)行研究。表1報(bào)告了回歸結(jié)果以及基于Oprobit回歸的各變量的邊際效應(yīng)。可以看出農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)于農(nóng)戶主觀幸福感的提升具有顯著正向影響。由第（1）、（2）列可以看出，OProbit和OLS回歸系數(shù)均在5%水平上正向顯著。因此本文的假設(shè)1得證。從第（3）至（7）列的邊際效應(yīng)來看，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼能使居民感覺“非常不幸?！薄安恍腋！焙汀耙话阈腋！钡母怕曙@著下降，而使感覺“幸?！薄胺浅Ｐ腋！钡母怕曙@著上升。對(duì)“非常幸?！钡奶嵘饔米畲?，達(dá)到0.6%。

在控制變量中，戶主年齡、已和家庭收入與農(nóng)戶主觀幸福感正相關(guān)。具體來看，戶主年齡的增加能使“不幸?！薄耙话恪钡母怕式档?.1%、0.4%，而使“非常幸?！钡母怕试黾?.5%。已婚能使居民感覺“不幸?！焙汀耙话阈腋！钡母怕室来蜗陆?.1%、0.4%，而使居民個(gè)人感覺“非常幸?！钡母怕噬仙?.5%。可能是由于已婚者心理壓力較低，而未婚、喪偶等會(huì)增加農(nóng)戶生活成本和精神負(fù)擔(dān)。家庭收入與幸福感正相關(guān)，這與Esping-Andersen和Nedoluzhko（2017）的研究結(jié)論一致，即社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高的群體相對(duì)而言幸福感越高。家庭收入每提高一個(gè)單位，居民感覺“非常不幸?！薄安恍腋！焙汀耙话阈腋！钡母怕室来蜗陆?.1%、0.3%、1.2%，同時(shí)感覺“幸?！薄胺浅Ｐ腋！钡母怕室来紊仙?.1%和1.7%。

（二）內(nèi)生性檢驗(yàn)

初步的回歸分析驗(yàn)證了農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)于農(nóng)戶主觀幸福感的積極影響。然而，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)主觀幸福感的影響可能存在內(nèi)生性。第一，可能存在未被觀察到的遺漏變量影響農(nóng)戶幸福感，從而產(chǎn)生內(nèi)生性問題。第二，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼與幸福感之間可能存在雙向因果問題，即感到幸福的人更容易受到農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼。已有文獻(xiàn)大多選擇工具變量進(jìn)行最小二乘估計(jì)來解決內(nèi)生性的問題或討論工具變量的有效性。因此，為了避免本研究可能存在的內(nèi)生性問題導(dǎo)致的回歸偏誤，需要尋找工具變量并進(jìn)行IV Oprobit估計(jì)。

本文將市級(jí)平均補(bǔ)貼金額作為農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的工具變量。市級(jí)平均補(bǔ)貼金額與農(nóng)戶農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼金額有關(guān)，但與農(nóng)戶個(gè)人主觀幸福感并無直接聯(lián)系。因此符合工具變量選擇原則。同時(shí)，對(duì)模型是否具有內(nèi)生性和弱工具變量檢驗(yàn)。豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果顯示P值在1%水平上拒絕了模型不存在內(nèi)生性的假設(shè)，第一階段估計(jì)F值為24.14，大于臨界值10，通過1%水平顯著性檢驗(yàn)，拒絕了弱工具變量的假設(shè)。表明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼占比符合本文工具變量選取要求。

從二階段最小二乘（2SLS）的回歸結(jié)果可以看出，引入農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼占比的工具變量后，模型的回歸系數(shù)和顯著性水平并未發(fā)生明顯變化。農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼比例越高，農(nóng)戶主觀幸福感越強(qiáng)。2SLS估計(jì)的農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的系數(shù)在1%水平上顯著為正，比OLS估計(jì)的顯著性水平更高，其他控制變量的回歸結(jié)果與前文接近。說明在控制內(nèi)生性的情形下，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼能顯著提升農(nóng)戶主觀幸福感，進(jìn)一步支持假設(shè)1。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

一是采用替換解釋變量的方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。采取農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼金額的對(duì)數(shù)代替農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼進(jìn)行分析，可以看出Ordered Probit和OLS估計(jì)下，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼金額對(duì)于農(nóng)戶主觀幸福感的影響均顯著為正，說明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的確能促進(jìn)農(nóng)戶主觀幸福感的提升。與前文結(jié)論一致，再次證實(shí)了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

二是本文還使用了Ordered Logit模型進(jìn)行回歸，考察農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)于農(nóng)戶主觀幸福感的影響。Ordered Probit模型假定隨機(jī)誤差項(xiàng)服從邏輯分布，Ordered Logit假定其服從正態(tài)分布?；貧w結(jié)果顯示，雖然估計(jì)系數(shù)降低至 0.029，但依舊在1%水平上顯著。結(jié)果與Ordered Probit、OLS回歸基本相同?？梢缘贸雠c基準(zhǔn)回歸一致的結(jié)論，驗(yàn)證了農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼可以促進(jìn)居民幸福感的提升。說明本文研究結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。

（四）異質(zhì)性分析

前文從全樣本角度考察了農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)于居民幸福感提升的影響，而現(xiàn)實(shí)生活中，由于個(gè)體特征差異以及各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異，幸福感對(duì)于不同群體、不同地區(qū)的影響可能會(huì)有所不同。幸福感的提升可能受制于地區(qū)之間發(fā)展不平衡、收入差距以及城鄉(xiāng)差距的因素。故本文從區(qū)域、性別、年齡、收入四個(gè)方面進(jìn)行異質(zhì)性分析，利用Oprobit模型回歸，考察農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)于農(nóng)戶幸福感的影響，具體如表2所示。

按照區(qū)域分類，基于東、中、西、東北四個(gè)區(qū)域進(jìn)行研究。東部地區(qū)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼帶來的幸福感最高，系數(shù)為0.029，在1%水平上顯著。其次是西部地區(qū)系數(shù)為0.017，在5%水平上顯著。中部地區(qū)、東北地區(qū)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼與幸福感之間的關(guān)系并不顯著?？赡苁且?yàn)橹胁亢蜄|北部大多省份為糧食主產(chǎn)區(qū)，本身農(nóng)業(yè)發(fā)展較好，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的激勵(lì)效果較小。

按照糧食主產(chǎn)區(qū)分類，分為糧食主產(chǎn)區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)。糧食主產(chǎn)區(qū)包括黑龍江、河南、山東、四川、江蘇、河北、吉林、安徽、湖南、湖北、內(nèi)蒙古、江西、遼寧等十三個(gè)省份。與農(nóng)業(yè)主產(chǎn)區(qū)相比，非農(nóng)業(yè)主產(chǎn)區(qū)獲得農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼更能夠促進(jìn)農(nóng)戶主觀幸福感的提升，這與吉星和張紅霄（2022）的研究結(jié)果一致，可能的原因有非糧食主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)戶獲得補(bǔ)貼后會(huì)利用農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼支付因地形條件等因素所產(chǎn)生的費(fèi)用，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的效果更好。

按照性別分類，戶主是女性時(shí)，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)于農(nóng)戶主觀幸福感提升并不明顯。當(dāng)戶主是男性時(shí)，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)于幸福感提升的作用在1%水平上顯著。即男性戶主更容易通過農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼獲得幸福的感覺?？赡艿脑蛴心行赞r(nóng)戶所承擔(dān)的經(jīng)濟(jì)壓力相對(duì)較大，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼可以較好減輕經(jīng)濟(jì)壓力。

按照年齡劃分，分為55歲以下、55歲及以上群體2個(gè)年齡段。對(duì)于兩個(gè)群體來說，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)于幸福感的正向影響均在1%水平上顯著。55歲以上群體的系數(shù)更高，正向影響更大?？赡苁怯捎陔S著年齡的增長(zhǎng)，人們更加知足常樂，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼所帶來的滿足程度更高。

按照收入水平劃分，將平均收入以下劃分為低收入群體，平均收入以上劃分為高收入群體。對(duì)于兩個(gè)群體而言農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶幸福感都具有顯著正向影響。對(duì)于低收入群體而言，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼明顯提升了農(nóng)戶的幸福感，且在1%水平上顯著，系數(shù)也更大。表明低收入家庭更容易在農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼中獲得滿足。這可能是由于對(duì)于低收入群體而言，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼帶來的邊際效應(yīng)更大，故對(duì)于幸福感的提升更加明顯。同時(shí)，高收入的農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)資產(chǎn)較高，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策效果不強(qiáng)。

（五）影響機(jī)制分析

前文在全樣本、分組回歸的情況下考察了農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)于農(nóng)戶幸福感提升的影響，可以看出農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼能夠促進(jìn)農(nóng)戶主觀幸福感的提升，但并未提及影響機(jī)制。本文基于前文的理論分析，利用中介效應(yīng)模型，根據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)的步驟，試圖從農(nóng)業(yè)資產(chǎn)積累的角度探討農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)于幸福感的影響，即農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼可以通過增加農(nóng)業(yè)資產(chǎn)積累進(jìn)而提升農(nóng)戶主觀幸福感。結(jié)合式（2）進(jìn)行估計(jì)，由表3可以看出農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼正向影響農(nóng)業(yè)資產(chǎn)積累。結(jié)合式（3），在基準(zhǔn)回歸中加入農(nóng)業(yè)資產(chǎn)積累這一中介變量，可以發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼和農(nóng)業(yè)資產(chǎn)積累均顯著正向影響農(nóng)戶主觀幸福感，部分中介效應(yīng)成立，驗(yàn)證了假設(shè)2。在農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼作用于農(nóng)戶主觀幸福感提升的過程中，部分影響是通過農(nóng)業(yè)資產(chǎn)積累實(shí)現(xiàn)的。

五、結(jié)論與啟示

本文從農(nóng)戶主觀幸福感的視角出發(fā)，基于2019年CHFS的大樣本數(shù)據(jù)，利用OLS、Ordered Probit模型，研究了農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)于農(nóng)戶主觀幸福感的影響。實(shí)證結(jié)果表明，第一，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼顯著提升了居民的主觀幸福感。邊際效應(yīng)分析顯示，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼能使居民感覺“非常不幸?！薄安恍腋！焙汀耙话阈腋！钡母怕曙@著下降，而使感覺“幸?！薄胺浅Ｐ腋！钡母怕曙@著上升。已婚、年齡的增加以及收入的提高均對(duì)農(nóng)戶主觀幸福感有正向影響。使用工具變量回歸后，結(jié)果依然支持農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的幸福效應(yīng)。第二，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)于幸福感的影響存在差異，對(duì)于東部和西部地區(qū)、非農(nóng)業(yè)主產(chǎn)區(qū)、低收入群體、戶主男性以及年齡55歲以上的群體積極效應(yīng)更強(qiáng)。第三，機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)資產(chǎn)積累可以作為中介變量將農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的正向影響傳導(dǎo)至農(nóng)戶主觀幸福感的提升。本文研究結(jié)果為農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的幸福效應(yīng)提供了實(shí)證證據(jù)。

基于上述結(jié)論，本文的政策啟示在于：（1）適當(dāng)擴(kuò)大農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼金額，提高農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼比例，保證農(nóng)戶幸福感和生產(chǎn)積極性。（2）推動(dòng)農(nóng)村地區(qū)、相對(duì)落后地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，縮小區(qū)域之間的發(fā)展鴻溝。（3）將農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼向低收入群體、農(nóng)業(yè)發(fā)展水平較低的地區(qū)傾斜，提升居民福祉，促進(jìn)社會(huì)和諧發(fā)展。（4）提升農(nóng)業(yè)資產(chǎn)積累，發(fā)展農(nóng)業(yè)機(jī)械化，改善農(nóng)民生活質(zhì)量。

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Does agricultural subsidy improve farmers sense of happiness

——Empirical research based on China Household Finance Survey （CHFS）

Lu changbo

Abstract： Based on the survey data of Chinas household finance in 2019， this paper uses Ordered Probit and other models to study the impact of agricultural subsidies on farmers subjective well-being. The empirical results show that agricultural subsidies can significantly improve the subjective well-being of farmers， and the accumulation of agricultural assets can transmit the positive impact of agricultural subsidies to the improvement of well-being. The marginal effect analysis shows that agricultural subsidies can significantly reduce the probability of farmers feeling "very unhappy"，"unhappy" and "general happiness"， but significantly increase the probability of farmers feeling "happy" and "very happy". After using instrumental variable regression， the results still support the happiness effect of agricultural subsidies.

Key words： agricultural subsidies； subjective well-being；agricultural assets； CHFS；Ordered Probit

（作者單位：中國(guó)財(cái)政科學(xué)研究院）

責(zé)任編輯：宗宇翔