一、引　言

党的二十届三中全会强调城乡融合发展是中国式现代化的必然要求，要优化农业补贴政策体系，建立农村低收入人口和欠发达地区分层分类帮扶制度，并将其作为完善强农惠农富农支持制度的重要内容。我国农村减贫工作始终坚持财政主导，国家通过加大农业投入、调整补贴标准、扩大补贴范围等措施建立了比较完善的财政支农政策体系，为促进农村减贫提供了财力保障（卢洪友和杜亦譞，2019；杨灿明，2022）。我国农村发展还面临着人口多、农村经济发展基础薄弱等现实国情，这使得帮扶政策成为推动农村减贫的重要举措。20世纪80年代以来，国家制定了一系列扶持政策， ¹尤其在《国家八七扶贫攻坚计划（1994—2000年）》中提出，财政扶贫资金应向国家重点扶持的贫困县倾斜。随着农村减贫工作取得阶段性胜利，国家在《中国农村扶贫开发纲要（2001—2010年）》和《中国农村扶贫开发纲要（2011—2020年）》中提出对口帮扶规划，并将帮扶模式扩展到社会帮扶、精准帮扶和产业帮扶等方面。在国家财政支农、农村减贫帮扶等系列政策的推动下，我国较好地完成了脱贫攻坚工作。然而，在持续推动共同富裕过程中，财政支农的帮扶效应如何？其在多大程度上加快了共同富裕进程？这些问题值得深入思考。

财政支农的帮扶效应是指财政支农资金不断向低收入群体倾斜的背景下，财政支农政策能够起到精准促进低收入群体增收，缩小低收入群体与中高收入群体间收入差距的作用。低收入群体收入提升是实现共同富裕的有效路径（史新杰等，2022），财政支农的帮扶效应有助于推动农村共同富裕。以财政支农资金为主体的政府农业投资增长有助于优化资源配置，促进农业生产率提升（Emerlson Moses，2012），提高农业经营收入。此外，政府农业投资带来的农业增长是减少农村贫困和缩小城乡收入差距的重要措施（郭玲和迟舒桐，2023）。偏向农村的财政政策能够通过税收、转移支付、购买性支出、信贷供给与农业科技进步水平的交互作用等途径缩小城乡收入差距（Odusola，2017；储德银等，2019）。在现有文献中，基于推动农业农村发展实施的财政支农政策能否发挥帮扶效应，更好地提高农村低收入家庭收入福利？这还未得到有效检验。一方面，现有文献更多关注财政支农对城乡收入差距（蒋团标等，2023；王文波，2023）和农村减贫（李晓嘉等，2019；闫坤和史卫，2021）的影响，而忽略了农村内部收入差距特别是对不同收入群体间差距的影响；另一方面，现有关于财政支农政策的经济效果的研究中，较少有文献对其中的作用机制进行分析，特别是较少深入探讨财政支农为何对低收入群体具有更好的收入促进作用，而关于提高低收入群体收入促进共同富裕的路径研究中，较少有文献从收入源头角度进行研究。史新杰等（2022）指出，应提高低收入群体的人力资本积累水平和就业技能。综上所述，本文基于共同富裕视角探索财政支农帮扶效应形成的理论机理，建立有效提升其帮扶效应的政策体系，这对于提高低收入群体收入和扩大中等收入群体比重，全面推进乡村振兴，促进农村共同富裕具有重要意义。

财政支农的帮扶效应还与农村劳动力专业化、职业化转型有关。随着中国经济进入新常态，农业农村发展驱动力转型迫切需要培育新型专业化农民，使其成为推动农业发展方式转变、建设农业现代化的主体，以此保障农民收入平稳增长。为适应新发展阶段全面推进乡村振兴的需要，党的二十大报告提出，要“统筹乡村基础设施和公共服务布局，发展新型农业经营主体和社会化服务，发展农业适度规模经营”。在上述背景下，已有较多研究关注了农村劳动力专业化、职业化对农民收入增长的影响。农村劳动力专业化是其职业化的基础，是指农村劳动力在所从事的工作领域掌握一定的专业应用技术，包括农业生产专业化和非农生产专业化，并分别对应农业生产职业化和非农就业职业化。农业生产专业化程度越高，越有助于形成新型农业经营主体和推进农业专业化水平，最终使其和农民增收之间实现良性循环（温涛等，2015）。对于非农生产专业化的农村劳动力来说，其所从事领域的专业化程度决定了其在城市获得就业岗位的能力和就业岗位类型，在进城务工劳动力专业化程度不断提高的背景下，农民工与城镇职工存在职业趋同化趋势，这提升了包括农民工在内的城镇劳动力市场的工资水平（盖庆恩等，2024）。中央和地方财政共同支持下的农民职业教育和职业培训工程是提升农村劳动力专业化水平的重要方式，其推动了农村劳动力职业化转型。然而，农村低收入家庭劳动力专业化和职业化转型通常需要更大规模、更持续的财政资金投入才能实现。因此，探究低收入家庭劳动力专业化和职业化转型是否在财政支农的帮扶效应中发挥推动作用也是一个值得关注的重要内容。

有学者研究发现，促进低收入家庭收入大幅度提升是实现农村共同富裕的重要政策选择（李实，2021）。本文基于全国农村固定观察点数据，研究发现财政支农促进了农村家庭收入增长，且对低收入家庭的收入增长效应更大，这表明财政支农对低收入家庭具有帮扶效应。相对于福利性财政支农，生产性财政支农对农村低收入家庭收入增长的帮扶效应更强。机制分析表明，福利性财政支农通过提高低收入家庭成员人力资本积累水平，促进了其农业生产的专业化和劳动力外出从业的职业化；生产性财政支农通过提高低收入家庭的农业生产率、劳动力外出从业偏好和规模，对低收入家庭产生更显著的帮扶效应。以上渠道促进了低收入家庭经营纯收入和外出从业纯收入的增长，实现了对农村低收入家庭增收的帮扶效应。

本文的贡献主要体现在以下三个方面：（1）本文拓展了财政支农政策的经济效应研究。本文将低收入和中高收入群体纳入同一分析框架，分析财政支农对高、低收入群体增收效应的差异，识别了财政支农对低收入群体的帮扶效应；（2）本文构建了一个包含财政支农影响的城乡两部门的一般均衡模型，拓展了财政支农与收入分配的理论分析框架，并实证检验了财政支农对低收入家庭的帮扶效应及其实现机制，为农村低收入群体劳动收入影响因素的研究进行了重要补充；（3）本文按经济性质将财政支农补贴分为生产性补贴和福利性补贴，基于劳动力专业化和职业化转型视角，深入分析生产性和福利性财政支农帮扶效应的作用机制及差异，突出了不同类型财政支农政策的差异化功能，为财政支农政策的分类设计与精准施策提供了新的理论视角和经验证据。

二、理论模型

（一）基本模型

本文参考Black和Henderson（1999）的模型设定，将经济部门划分为农村部门和城市部门。农村部门主要生产原材料或中间投入品，其产品价格为外生给定的单位价格；城市部门以农村部门提供的中间品为投入，生产最终消费品，产品价格记为P。农村部门总人口为N，根据家庭人均收入水平，将农村家庭分为低收入（贫困）和中高收入（非贫困）两类，分别用A、B表示，人口比例分别为$ \eta $、$ 1-\eta $。两类家庭具有同样的职业选择：继续留在农村部门从事农业生产或者进入城市部门务工，其概率分别为$ z $、$ 1-z $。本文参考Alesina和Rodrik（1994）、尹恒和朱虹（2011）的做法，按经济性质将财政支农支出分为两部分：一部分为生产性支农支出，包括政府部门提供的农林等支出，用于改善农村部门的生产效率，提高农业生产产出；另一部分为福利性支农支出，主要是政府部门对农村部门提供的教育、医疗、社会保障等支出，模型中主要通过教育惠农支农政策来体现。

1. 家庭决策。本文假设低收入家庭选择进入城市和留在农村的比例分别为$ {z}_{A} $、$ 1-{z}_{A} $，家庭成员可实时调整其进城比例。代表性低收入家庭最大化效用可以设定为：

其中，$ {c}_{A} $为居民消费；$ g $、$ \rho $分别为人口增长率和时间贴现率，并且$ \rho \gt g $；$ P $为最终消费品的价格；$ {h}_{1A} $、$ {h}_{ZA} $分别为留在农村和进入城市家庭成员的人力资本水平；$ {g}_{w} $为农村福利性财政支出，如果$ f{\left({g}_{w}\right)}< 0 $，则表明农村福利性财政支出越高，农村家庭从教育惠农中获益越大，家庭的实际教育支出价格$ Pf({g}_{w}) $越小，且$ \underset{{g}_{w}\rightarrow 0}{\lim } f({g}_{w})=1 $，$ \underset{{g}_{w}\rightarrow +\infty }{\lim } f({g}_{w})=0 $。

2. 农村和城市部门生产。（1）农村部门。假设有$ {m}_{1} $个半径为$ {R}_{1} $同质自然村，中心为宅基地，远小于村耕地面积，为方便分析将其半径设为0，其他区域为耕地。假设农村部门人口规模为$ {n}_{1} $，低收入家庭的务农成员被视为同质且独立从事农业生产的个体，其农业产出可表示为$ {X}_{1A}={D}_{1}h_{1A}^{{\theta }_{1}}g_{p}^{{\beta }_{1}} $。其中，$ {\theta }_{1} $为该居民人力资本产出弹性；$ {g}_{p} $为生产性财政支农支出，其能够改善农村部门的生产效率；$ {\beta }_{1} $为该类型财政支农支出对农村低收入家庭生产产出弹性。因为农产品的价格为单位价格，可得低收入家庭成员的务农收入$ {I}_{1A}={X}_{1A}={D}_{1}h_{1A}^{{\theta }_{1}}g_{p}^{{\beta }_{1}} $。

假定中高收入家庭选择进入城市和留在农村的比例是外生的，分别为$ {z}_{B} $、$ 1-{z}_{B} $。假定高收入家庭的农业生产是规模报酬不变的，则人均生产函数可表示为$ {X}_{1B}={U}_{e}g_{p}^{{\beta }_{1}} $，U_e为补贴前中高收入家庭的人均产出，$ {\beta }_{1} $为生产性财政支农对中高收入家庭的生产产出弹性。

（2）城市部门。假定存在$ {m}_{2} $个以$ {R}_{2} $为半径的单中心城市，中心为中央商务区，居民居住在城市中心外围，居住面积为单位土地面积，不考虑拥堵成本。$ {n}_{Z} $、$ {n}_{l} $、$ {n}_{2} $分别代表农村转移人口、城市本地人口和城市总人口的数量，则$ {n}_{Z}+{n}_{l}={n}_{2} $，农村转移人口占城市总人口比例为$ {\eta }_{Z}={{n}}_{{Z}}/{{n}}_{{2}} $。假设城市居民同时承担消费与生产者角色，则城市代表性企业j的生产函数为$ {X}_{2j}={D}_{2}\left(n_{2}^{{\delta }_{2}}h_{2}^{{\varphi }_{2}}\right)h_{2j}^{{\theta }_{2}}x_{1j}^{1-\alpha } $。其中，$ {D}_{2} $为城市的生产力水平；$ {\delta }_{2} $为人口规模弹性，表示集聚外部性；$ {h}_{2j} $为企业人力资本；$ {\theta }_{2} $代表企业人力资本的弹性；$ {h}_{2} $为城市的平均人力资本；$ {\varphi }_{2} $为人力资本的弹性；$ {x}_{1j} $为企业需要的中间品投入数量；$ 1-\alpha $为中间品的弹性，且$ 0< \alpha \lt 1 $。

企业通过选择中间品投入量以实现利润最大化，根据城市居民工资等于企业利润，计算得到城市居民工资$ {W}_{2j}=\alpha {\left[{\left(1-\alpha \right)}^{1-\alpha }{D}_{2}P\left(n_{2}^{{\delta }_{2}}h_{2}^{{\varphi }_{2}}\right)h_{2j}^{{\theta }_{2}}\right]}^{1/\alpha } $。假设城市部门利用农村部门提供的中间投入品生产消费品，企业$ j $雇佣农村低收入和中高收入家庭进城务工人口的概率分别为$ {\eta }_{ZA} $、$ {\eta }_{ZB} $，则雇佣城市人口的概率为$ {1-\eta }_{Z} $，其中$ {\eta }_{ZA}+{\eta }_{ZB}={\eta }_{Z} $。三类人口对应的人力资本水平分别为$ {h}_{ZA} $、$ {h}_{ZB} $、$ {h}_{l} $，假设城市本地人口的人力资本水平高于进城务工人员，即$ {h}_{l}={m}_{A}{h}_{ZA}={m}_{B}{h}_{ZB} $，$ {m}_{A}> 1，{m}_{B}> 1 $，则城市平均人力资本水平$ {h}_{2}={\eta }_{ZA}{h}_{ZA}+{\eta }_{ZB}{h}_{ZB}+\left({1-\eta }_{Z}\right){h}_{l} $。由此可得农村转移人口和城市人口的工资分别为$ {W}_{ZA} $、$ {W}_{ZB} $、$ {W}_{l} $，整理得到城市平均工资为：

（3）城市交通成本与地租。假定城市边缘租金为0，离城市边缘单位距离的土地租金为$ {\tau }_{2} $，且在无套利条件下，每个居民的房租和通勤成本之和是相等的。根据以上条件可得城市总租金成本$ {TR}_{2}=\dfrac{1}{2}{b}_{2}n_{2}^{\tfrac{3}{2}} $，总通勤成本$ {TC}_{2}={b}_{2}n_{2}^{\tfrac{3}{2}} $。其中，$ {b}_{2}=\dfrac{2}{3}{\pi }^{-\tfrac{1}{2}}{\tau }_{2} $。

（4）城市管理部门。假设城市部门管理者收取地租作为财政收入，由于人口规模存在外部性，城市管理者通过设置转移支付进行补偿，并在此基础上确定最优的人口规模与转移支付水平以实现收益最大化。假设$ {T}_{2} $、$ {T}_{Z} $、$ {T}_{l} $分别为城市人口、农村转移人口和城市本地人口的人均转移支付，则$ {T}_{2}={\eta }_{Z}{T}_{Z}{+\left(1-{\eta }_{Z}\right)T}_{l} $。非户籍人口可能并不完全享有市民待遇，因此假定农村转移人口的人均转移支付小于城市本地人口，记为$ {T}_{l}=\xi {T}_{Z} $，$ \xi \gt 1 $，整理得$ {T}_{Z}=\psi {T}_{2}= {\left[{\eta }_{Z}+\left(1-{\eta }_{Z}\right)\xi \right]}^{-1}{T}_{2}< {T}_{2} $。城市管理者通过转移支付来补偿农村转移人口带来的人口规模外部性，即$ {T}_{Z}=\left({\delta }_{2}+1\right){W}_{2}-{W}_{2} $。另外，根据Henry George理论，总转移支付$ {n}_{2}{T}_{2} $等于总地租$ {TR}_{2} $，从而$ {T}_{Z}=\dfrac{1}{2}{\psi b}_{2}n_{2}^{\tfrac{3}{2}} $，故$ {\delta }_{2}{W}_{2}=\dfrac{1}{2}{\psi b}_{2}n_{2}^{\tfrac{1}{2}} $，结合式（2）可计算得到城市总人口$ {n}_{2} $。

本文进一步根据城市管理者最大收益的一阶条件，可得两种类型农村家庭转移人口的人均收入$ {I}_{ZA} $和$ {I}_{ZB} $以及其与城市本地居民人均收入$ {I}_{l} $的关系式。

（二）均衡分析 ²

1. 家庭最优决策。由式（1）可得代表性低收入家庭的现值Hamilton方程：

动态求解上式可得：$ \dfrac{{{I}}_{{1A}}}{{{I}}_{{ZA}}}=\dfrac{1-{\phi }_{2}}{1-{\theta }_{1}} $，$ \dfrac{{h}_{{1A}}}{{h}_{{ZA}}}=\dfrac{{\theta}_{{1}}\left({1-}{\phi }_{{2}}\right)}{{\phi }_{{2}}\left({1-}{\theta}_{{1}}\right)} $。显然$ \left(1-{\phi }_{2}\right)/\left(1-{\theta }_{1}\right)< 1 $。另外，假设农村中高收入家庭进城工作收入大于在补贴前农村务农的收入，即$ {{I}}_{{ZA}}=\lambda {{U}}_{e} $，且$ {\lambda >1} $。

2. 中间品市场均衡。考虑到低收入家庭的农业产出占社会总体农业产出比例较少，本文假设中高收入家庭的农业产出为投入市场的中间投入品，而假设低收入家庭的农业产出是自给自足。本文假设中间投入品具有以下四种功能：一是用于覆盖农村生产成本；二是作为城市企业生产投入的要素；三是构成居民日常食物的来源，用$ {s}_{{1}} $、$ {s}_{{2}} $分别表示在农村中高收入家庭和城市工作的居民的恩格尔系数；四是用于支付居民的通勤费用。因此，中间投入品的总体市场均衡满足下式：

结合前文对收入和产出的推导，可得到低收入家庭进城比例$ {{z}}_{A} $和城市部门产品均衡价格$ P $。

（三）比较静态分析

由于农村低收入和中高收入家庭的人均收入分别为$ {I}_{{A}}={{D}}_{{1A}}{E}_{{1}}^{{{\theta }}_{{1}}}h_{{A}}^{{{\theta }}_{{1}}}{g}_{{p}}^{{{\beta }}_{{1}}}/{F}_{{1}} $，$ {I}_{B}={{U}}_{{e}}{g}_{{p}}^{{{\beta }}_{{1}}}/{F}_{2} $，则低收入与中高收入农村家庭人均收入差距$ \mathit{\Lambda }={{I}}_{{B}}/{I}_{A}={{U}}_{{e}}{F}_{{1}}/{{D}}_{{1A}}{E}_{{1}}^{{{\theta }}_{{1}}}h_{{A}}^{{{\theta }}_{{1}}}{F}_{2} $。其中，$ {E}_{1}={\left[{1+}\left({{\theta }}_{{1}}{-}{\phi }_{{2}}\right){{z}}_{{A}}/{\phi }_{{2}}\left({1-}{{\theta }}_{{1}}\right)\right]}^{-1} $，$ {F}_{1}={\left[{1+}\left({{{\phi }_{{2}}}{-\theta }}_{{1}}\right){{z}}_{{A}}/\left({1-}{\phi }_{{2}}\right)\right]}^{-1} $，$ {F}_{2}={\left[{{z}}_{B}{+\lambda g}_{{p}}^{{{-\beta }}_{{1}}}\left({1-}{{z}}_{B}\right)\right]}^{-1} $。对上述表达式进行比较静态分析，可得：

对农村人力资本水平进行比较静态分析，可得$ {\partial }{z}_{{A}}/{\partial }{{g}}_{P}> 0 $、$ {\partial }{z}_{{A}}/{\partial }{{g}}_{w}> 0 $。对$ {{z}}_{A} $进行比较静态分析，可得$ {\partial }{z}_{{A}}/{\partial }{{g}}_{P}> 0 $。 ³

又由$ {{I}}_{{1A}}/{{I}}_{{ZA}}< 1 $可得$ {\phi }_{{2}}> {{\theta }}_{{1}} $，结合式（5）至式（8），可得$ {\partial }{{I}}_{{A}}/{\partial }{{g}}_{P}> 0 $，$ {\partial \wedge }/{\partial }{{g}}_{p}< 0 $，$ {\partial }{{I}}_{{A}}/{\partial }{{g}}_{w}> 0 $，$ {\partial \wedge }/{\partial }{{g}}_{w}< 0 $，由此得出命题1：

命题1：生产性财政支农和福利性财政支农支出均通过促进低收入家庭实现更高的收入增长来缩小低收入与中高收入家庭间的收入差距，从而实现对农村低收入家庭的帮扶效应。

下面进一步讨论财政支农支出对农村低收入家庭帮扶效应的理论机制。本文考虑福利性财政支农政策对农村低收入家庭的帮扶机制。本文通过对收入差距进行比较静态分析，可得农村低收入家庭的人力资本积累与收入差距关系的表达式$ \dfrac{{\partial \wedge }}{{\partial }{h}_{A}}=-{{\theta }}_{{1}}\dfrac{{F}_{{1}}{{U}}_{{e}}h_{{A}}^{{{\theta }}_{{1}}-1}}{{F}_{2}{E}_{{1}}^{{{\theta }}_{{1}}}{{D}}_{{1A}}}< 0 $。因此，可得$\dfrac{\partial \wedge }{\partial {{g}}_{w} }=\left(\dfrac{\partial \wedge }{\partial {h}_{A}}\right)\left(\dfrac{\partial {h}_{{A}}}{\partial {{g}}_{w}}\right)< 0 $，由此得到命题2：

命题2：福利性财政支农支出可以通过促进农村低收入家庭人力资本积累来缩小低收入家庭与中高收入家庭间的收入差距，从而实现对农村低收入家庭的帮扶效应。

由（7）式可知，生产性财政支农支出变化对两类家庭收入差距的影响可以被拆分为低收入家庭的整体人力资本积累决策、选择进城务工的比例以及两类家庭务农收入水平三个部分，考虑到整体人力资本积累水平不仅受到家庭选择务农和进城务工时的人力资本水平的影响，也受到进城比例的影响，我们主要从低收入家庭进城比例视角对生产性财政支农的影响机制进行分析，从而得到低收入家庭进城比例与农村两类家庭收入差距关系的表达式：

因此，$ {\partial \wedge }/{\partial }{{g}}_{p}=\left({\partial \wedge }/{\partial }{z}_{A}\right)\left({\partial }{z}_{{A}}/{\partial }{{g}}_{p}\right)< 0 $，由此可得命题3：

命题3：生产性财政支农支出可通过提高农村低收入家庭成员进城比例来缩小低收入家庭与中高收入家庭间的收入差距，从而实现对农村低收入家庭的帮扶效应。

三、计量模型、变量选择与数据来源

（一）计量模型

为检验理论模型中得到的命题和识别财政支农的帮扶效应，本文在张勋和万广华（2016）的研究基础上提出分析财政支农实现帮扶效应的计量分析框架，计量模型如下：

其中，i、t分别代表家庭和年份；$ {\ln f inc}_{it} $为家庭i在t年的收入水平；$ {\ln f sub}_{it} $为家庭i在t年的财政支农变量；$ {low}_{i,t-1} $表示家庭i在t −1年是否为低收入家庭；$ {Z}_{it} $为控制变量，包括户主特征、家庭特征和村特征；$ {\theta }_{i} $为家庭固定效应；$ {\theta }_{t} $为时间固定效应；$ {\varepsilon }_{it} $为误差项。式（10）评估了财政支农对家庭收入的影响，若系数$ {\beta }_{1} $为正显著，则表明财政支农能够促进农村家庭整体收入增长；式（11）考察了财政支农的帮扶效应，即财政支农是否更有益于提高低收入家庭的收入。 ⁴财政支农对低收入家庭的增收效应为$ {\gamma }_{1}+{\gamma }_{3} $；对中高收入家庭的增收效应为$ {\gamma }_{1} $；$ {\gamma }_{3} $衡量了财政支农对低收入家庭和中高收入困家庭增收效应的差异，若$ {\gamma }_{3}> 0 $，则表明财政支农对低收入家庭的增收效应更大。因此，当且仅当系数$ {\beta }_{1} $和$ {\gamma }_{3} $均显著为正时，财政支农对农村低收入家庭具有帮扶效应。

（二）变量选择

1. 帮扶效应。本文计量模型部分展示了识别帮扶效应的具体过程。财政支农的帮扶效应反映了财政支农是否更有益于低收入家庭的收入增长，本文选用家庭纯收入的自然对数（lnfinc）作为收入水平的测度指标。另外，本文根据家庭纯收入的20%分位数设置低收入临界值，当家庭纯收入低于临界值时记为低收入家庭，取值为1，否则取值为0。

2. 财政支农。本文选择家庭获得的支农补贴总额的自然对数衡量政府对该家庭的财政支农水平（lnfsub）。财政支农划分为生产性财政支农和福利性财政支农两种类型。其中，将良种补贴、购买生产资料综合补贴、购置和更新大型农机具补贴之和表示生产性财政支农（fsub1），其他类型补贴的总额表示福利性财政支农（fsub2）。

3. 控制变量。户主层面的控制变量包括户主性别、户主年龄、户主受教育年限和户主健康水平；家庭层面控制了家庭类型、家庭抚养比、家庭经营主业、家庭是否有村干部和家庭参保情况；村层面的控制变量包括村人均耕地面积、村人均生产性固定资产原值、村是否是城市郊区、村经济发达程度居所在县（市）水平和村是否为乡镇政府所在地。

（三）数据来源与处理

本文数据主要来源于农业农村部全国农村固定观察点调查体系数据。 ⁵该数据记录了2008年之后政府对村庄农户的各项补贴之和，为研究财政支农问题提供了可靠的数据支撑。本文选用2009—2017年全国农村固定观察点调查数据作为研究样本，在删除收入和财政支农变量存在缺失值的样本后，最终得到305个村、17325个家庭，共101638个“家庭—年度”数据。另外，为排除异常值对估计结果的影响，本文对连续变量在1%和99%的水平上进行缩尾处理。主要变量的具体定义和描述性统计如表1所示。

四、实证结果

（一）基准模型

1. 基准模型回归分析。基准模型考察了财政支农的帮扶效应。本文基于式（10）双向固定效应模型，分析财政支农补贴对家庭纯收入的影响，具体回归结果如表2列（1）、列（2）所示。其中，列（1）仅控制了时间固定效应和家庭固定效应，列（2）在列（1）的基础上加入了控制变量。可以发现，财政支农补贴lnfsub的系数均通过1%水平的显著性检验，表明财政支农补贴显著地促进了家庭收入增长。为了进一步考察财政支农的帮扶效应，本文使用式（11）回归分析，估计结果如列（3）、列（4）所示。财政支农与低收入家庭滞后项的交互项的系数均通过1%水平的显著性检验，表明低收入家庭从财政支农中获益更多，财政支农对低收入家庭收入的影响具有帮扶性质。其原因为：一方面，财政支农通过提高农业生产率和农业技能水平促进了农业生产经营产出，提高了家庭经营收入；另一方面，农业生产率会扩大农村剩余劳动力规模，这导致家庭劳动力外出就业，且财政支农有助于提升劳动力非农技能，帮助其获得城市非农工作，进而提高家庭外出务工工资收入。上述影响对以农业生产收入为主的低收入群体影响更大（陈斌开和李银银，2020），因此实现了财政支农的帮扶效应。

2. 不同财政支农类型的帮扶效应。本部分将生产性财政支农对数（lnfsub1）和福利性财政支农对数（lnfsub2）作为核心解释变量，探讨不同类型财政支农支出对农村家庭收入的影响。根据表3列（1）与列（2）回归结果，生产性支农补贴的系数、生产性支农补贴与低收入家庭交互项的系数均在1%的水平下显著为正，表明生产性支农补贴有利于增加农村家庭收入，且与中高收入家庭相比，生产性支农补贴对低收入家庭的增收效应更加显著，故财政支农补贴对低收入家庭有帮扶效应。列（3）与列（4）结果表明，福利性支农补贴同样具有帮扶效应，命题1的结论得到验证。但是从系数大小来看，生产性支农补贴变量的系数要远小于福利性支农补贴变量的系数，且其交互项的系数也更小。这是因为：一方面，以良种补贴、购买生产资料综合补贴、购置和更新大型农机具补贴等为主的生产性支农补贴直接影响农村家庭的生产率，进而直接影响其收入水平，这对于生产率更低的低收入家庭的影响更大（高鸣和宋洪远，2018）；另一方面，低收入家庭面临人力资本投资不足、医疗费用支付能力较低的问题，这使得福利性支农支出增加有助于缓解这类家庭人力资本投资和医疗支出负担，提高其获得社会保障的能力（陈国强等，2018），所以福利性支农支出在降低家庭脆弱性方面发挥更重要作用，这使得其对低收入家庭收入的增长效应相对较弱。

（二）内生性讨论 ⁶

1. 工具变量法。本文借鉴Nunn和Qian（2014）、刘潘和张子尧（2023）的思路构造Bartik工具变量，使用家庭初始年财政支农补贴在区县所占份额与区县财政支农补贴的交互项（iv）作为家庭财政支农的工具变量。一方面，基期家庭财政补贴份额不影响后续样本期间内各年的家庭纯收入，相对来说是外生的，区县财政支农补贴相对于家庭收入而言也是外生的，因此iv满足外生性；另一方面，农户财政支农补贴与其所占份额高度相关，财政支农补贴越高，则其在所在区县份额越高，且农户财政补贴与区县层面财政支农补贴直接相关，因此iv也近似是村级财政支农补贴变量的预测值，其与内生变量财政补贴高度相关。工具变量法第一阶段的回归结果表明，工具变量iv与家庭财政补贴正相关；第二阶段回归结果表明，在考虑了内生性之后，财政支农补贴的帮扶效应仍然存在。

2. 外生政策冲击。本文将2012年9月国务院发布的《关于进一步加强和改进最低生活保障工作的意见》（以下简称《意见》）作为财政支农的外生政策冲击，该文件是国家层面第一次对改进低保制度、强化规范管理作出部署。一方面，《意见》强调要通过完善最低生活保障对象认定标准体系，规范了财政补贴发放程序，推行最低生活保障补贴社会化发放，确保财政补贴足额且及时发放到位；另一方面，文件也强调了加快推进低收入家庭认定工作，为社会救助政策向低收入家庭拓展提供支撑。此外，为贯彻落实《意见》，财政部、民政部还制定了《城乡最低生活保障资金管理办法》，从资金筹集、分配、发放和监督四个方面加强最低生活保障资金管理，提高资金使用效益。因此，《意见》的发布有利于提高低收入特别是最低生活保障家庭的财政补贴。基于此，本文将低收入家庭作为处理组，中高收入家庭为控制组，以2013年为政策基期，通过双重差分模型检验该政策是否能够通过提高低收入家庭财政补贴，进而提高低收入家庭的收入水平。特征事实分析表明， ⁷2013年前低收入家庭和高收入家庭得到的财政支农补贴金额的发展趋势基本一致，但从2013年开始，两类家庭得到的补贴金额的变化趋势发生改变，低收入家庭的上升趋势更快，得到的补贴也超过了中高收入家庭，因此未拒绝平行趋势假设。双重差分模型的估计结果表明，《意见》的发布显著提高了低收入家庭的财政支农补贴，其通过提高低收入家庭财政补贴，进而提高了低收入家庭的收入水平。综上所述，财政支农政策具有帮扶效应。

（三）稳健性检验 ⁸

为进一步验证本文的研究结论，本部分还进行了如下稳健性检验：第一，控制高阶固定效应。本文在基准模型中加入省份×年份固定效应，以控制省份层面随时间变化的不可观测因素对家庭收入的影响。第二，更换低收入家庭的衡量标准。根据家庭收入是否低于10%分位数和低于30%分位数，本文重新定义低收入家庭并进行回归检验。第三，更换帮扶对象，考虑财政支农对贫困家庭的帮扶效应。本文根据世界银行贫困标准，以1.9美元/天标准识别绝对贫困家庭，并参考汪晨等（2020）的做法，选用家庭纯收入中位数的60%作为相对贫困划线标准，定义相对贫困家庭。第四，更换核心解释变量，选用村级财政支农补贴的对数作为核心解释变量。第五，本文测度了村层面的基尼系数，来衡量村内的收入差距水平，使用村层面的数据分析财政支农对村内部收入差距的影响。第六，本文选用面板分位数模型进行估计，分析在不同的分位数处财政支农对家庭收入的边际效应。上述回归结果均表明财政支农具有帮扶效应，验证了本文结论的稳健性。

（四）机制分析

1. 财政支农与人力资本积累。本文基于式（10）和式（11），将家庭人力资本积累水平作为被解释变量，考察财政支农对低收入家庭的农业生产率是否具有帮扶效应。本文选用家庭成员是否接受技能培训 ¹²的虚拟变量（train）考察农村家庭人力资本积累水平。表4是以技能培训虚拟变量为被解释变量，检验人力资本积累机制的估计结果。列（1）和列（2）、列（3）和列（4）、列（5）和列（6）分别考察财政支农总补贴、生产性财政支农补贴和福利性财政支农对人力资本积累的影响及其帮扶效应。结果显示，财政支农总补贴能够促进家庭进行技能培训，但其在低收入家庭和中高收入家庭间的影响无显著差异；生产性财政支农对家庭技能培训无显著性影响；福利性财政支农补贴的增加显著促进了家庭劳动力进行技能培训，且与中高收入家庭相比，其对低收入家庭劳动力技能培训的促进作用更加显著。上述结果表明，福利性财政支农通过提高低收入家庭成员人力资本积累水平促进了其农业生产的专业化和劳动力外出从业的职业化，进而对这类家庭有较强的帮扶效应，验证了命题2。

2. 财政支农与农业生产率。本文基于人力资本积累机制的检验方法，对农业生产率机制进行检验。本文参考Chari等（2021）的做法，采用固定效应模型测度家庭农业生产率（lntfp）， ⁹并以其为被解释变量，检验农业生产率机制。表5回归结果表明，福利性财政支农对家庭农业生产率无显著性影响；生产性财政支农补贴的增加显著提高了家庭的农业生产率水平，且与中高收入家庭相比，其对低收入家庭农业生产率的促进作用更加显著，这也与本文理论模型假设一致。综上所述，生产性支农补贴通过对农村家庭进行农业生产工具购置补贴等方式提高了农业生产的专业化水平，进而促进农业生产率提升，且这种促进作用对农村低收入家庭的影响更大，其促进了低收入家庭生产经营收入的增长。因此，生产性财政支农的农业生产率效应是其实现帮扶效应的重要机制。

3. 财政支农与家庭外出从业。本文根据劳动力外出从业所处的行业，判断其是否从事非农行业工作，并将家庭成员外出从事非农行业工作总时长的对数（lnoutwork）作为农村家庭成员外出从业的衡量指标。表6汇报了以lnoutwork变量为被解释变量的估计结果，生产性财政支农补贴的增加显著提高了农村劳动力外出从业时间，且与中高收入家庭相比，其对低收入家庭劳动力外出从业时间的影响更大。产生上述结果的可能原因为：一是生产性财政支农通过提高农业生产率和改善农村基础设施建设来扩大农村剩余劳动力规模，降低农村劳动力流动成本，从而导致家庭劳动力外出从业；二是劳动力非农技能的提升提高了其在城市获得非农就业岗位的能力，使其获得了更高的工资水平，推动了家庭收入增长（周京奎等，2020）。根据以上结论，本文认为生产性财政支农补贴通过促使农村家庭劳动力外出从事非农工作，提高其收入，且其对农村低收入家庭的促进作用更加显著，进而对低收入家庭收入增长的促进作用大于中高收入家庭，验证了命题3。因此，生产性财政支农对劳动力外出从业的促进效应是其实现帮扶效应的重要作用机制。

4. 基于家庭收入视角的检验。如果财政支农通过上述三个渠道实现帮扶效应，也就是说家庭收入增长来源于农业生产率、劳动力技能和外出工作的提高，那么，财政支农补贴应通过提高低收入家庭农业经营收入和外出从业收入实现帮扶效应。本文根据家庭纯收入来源将收入划分为农业经营纯收入、外出从业纯收入和其他纯收入，并取对数，将其作为被解释变量分别进行回归。本文从家庭收入视角对财政支农帮扶效应的机制进行检验。表7汇报了财政支农对不同类型收入的影响，结果显示财政支农促进了各类型农村家庭收入的增长，与中高收入家庭相比，财政支农对低收入家庭经营纯收入和外出从业收入的促进作用更强。以上结论表明，生产性财政支农和福利性财政支农分别促进了低收入家庭农业生产率和家庭成员农业技能的提高，这有助于低收入家庭经营收入特别是农业经营收入的增长。财政支农提高了农村低收入劳动力外出从业倾向和在城市获得非农就业岗位的能力，进而提高了低收入家庭的外出从业收入。农业经营收入和外出务工收入是缩小低收入群体和整体收入差距最主要的因素（罗楚亮和梁晓慧，2022），这从侧面验证了上述三个机制渠道。

（五）异质性分析 ¹⁰

1. 基于村特征的异质性分析。区域经济发展水平与农民发展资源获取、政府财政支出规模和效率等息息相关，本文将村庄划分为经济欠发达村与经济发达村， ¹¹以考察财政支农帮扶效应在不同经济基础条件下的影响差异。根据回归结果，与经济发达村相比，财政支农对经济欠发达村的居民收入增长的促进作用更大，且对经济欠发达村的低收入家庭的增收效应促进作用更强。上述结论表明，财政支农不仅实现了对低收入家庭的帮扶效应，而且对经济欠发达地区也具有帮扶效应，即财政支农对低收入家庭收入增长的作用在经济欠发达地区更显著。有学者研究表明，地方行政中心的建立有利于提高财政支出效率（杨野和常懿心，2021）。本文根据村庄是否是乡镇政府所在地进行异质性分析。回归结果表明，财政支农具有显著的收入增长效应和帮扶效应，但财政支农对乡镇政府所在地的农村居民收入的促进作用更大。

2. 基于家庭特征的异质性分析。本部分按照家庭收入主要来源将家庭分为生产经营收入为主和其他收入为主的家庭，考察财政支农帮扶效应在不同收入来源家庭的异质性影响。回归结果表明，财政支农对生产经营收入为主的家庭的收入增长影响更大；相对于其他收入为主的家庭，财政支农对生产经营收入为主的低收入家庭影响更大，帮扶效应更明显。本文还进一步按照家庭经营主业将家庭分为农业经营家庭和非农业经营家庭进行检验。回归结果表明，财政支农主要是促进了以农业经营为主的农村家庭收入增长，且仅对该类型家庭具有帮扶效应。

3. 基于户主特征的异质性分析。本文从户主异质性视角探讨财政支农的帮扶效应。本部分按照户主从事行业是否为农林牧渔业进行分样本回归，考察财政支农对户主从事行业的异质性影响。回归结果表明，当户主从事行业为农林牧渔业时，财政支农对低收入家庭的影响更大，具有帮扶效应，而在从事其他行业的家庭中无帮扶效应，这说明财政支农能够有效帮扶以农业为生的家庭特别是低收入家庭。另外，作为家庭经营决策者，户主受教育程度在一定程度上会影响家庭收入水平，进而影响财政支农的帮扶效应。回归结果显示，当户主学历低于初中学历时，财政支农对低收入家庭的帮扶效应更明显。

五、结论及政策启示

我国农村减贫政策始终坚持财政主导，并逐步构建了多层次财政支农政策体系，为促进农村减贫提供了有力支撑。那么，随着政府财政支农投入力度不断增强，支农惠农政策不断落实，其能否在支农资金分配上精准帮扶低收入家庭，进而在实现帮扶效应方面发挥重要作用呢？其中的影响机制又如何？本文采用全国农村固定观察点数据，从理论和实证两方面研究财政支农对低收入家庭的帮扶效应及其作用机制。研究发现，财政支农促进了农村家庭收入增长，且对低收入家庭的收入增长效应更大，该结果表明财政支农对低收入家庭具有帮扶效应；相对于福利性财政支农，生产性财政支农对农村低收入家庭收入增长的帮扶效应更强。机制分析表明，福利性财政支农通过提高低收入家庭成员人力资本积累水平，促进了其农业生产的专业化和劳动力外出从业的职业化；生产性财政支农通过提高低收入家庭的农业生产率、劳动力外出从业偏好和规模，对低收入家庭产生更显著的帮扶效应。以上渠道促进了低收入家庭经营纯收入和外出从业纯收入的增长，实现了对农村低收入家庭增收的帮扶效应。根据本文的研究结论，提出以下政策建议：

第一，在财政支农投入环节，应构建基于农户反馈的财政支农投入动态调整机制。在乡村振兴背景下，防止脱贫农户返贫、支持低收入农户持续增收是推进农村共同富裕的重要基础。上述类型农户属于农村收入脆弱性较强的家庭，其家庭特征是农业生产率和人力资本积累水平较低，而农业生产率和人力资本积累水平的提升又需要建立完善的要素投入支持体系，在没有外部政策支持的情况下，仅靠农村家庭内生动力来推动，在短期内难以改善其家庭收入的脆弱性。因此，可基于农村低收入家庭改善收入脆弱性的实际需求，建立财政支农投入动态调整机制，在短期内以提高农业生产率和人力资本积累为目标，增加财政支农投入强度，在长期内则以提高农村家庭收入质量为目标，建立相对平稳的财政支农投入机制。

第二，在财政支农实施环节，以提升农民融入农业产业链的能力为目标，优化生产性和福利性财政支农支出结构。目前，无论是生产性支农还是福利性支农，均以提高农民自身产出能力为重要目标。这就需要在财政支农实施环节，将种子补贴、生产资料购买补贴、大型农机补贴等所代表的生产性支农与农业产业链建设相结合，增加农业产业链建设补贴，同时把教育培训等福利性支农作为提升农民参与农业产业链的重要措施，从而优化生产性和福利性财政支农结构。

第三，在财政支农资金管理环节，应建立以资金使用绩效为导向的规范化、精准化和高效化的资金管理机制。为推进规范化管理，应构建完善的村级财政支农资金管理系统，包括基本财务类科目、财政支农专项资金拨入与使用科目等，同时建立村级财务人员培训支持系统，使得村级财务工作能更好地适应乡村振兴战略实施的需要。此外，为实现精准化和高效化管理，还应建立比较完善的管理机制，包括监管主体对项目资金配置过程、项目实施过程进行监管等，同时对上述过程建立可量化的评估指标，形成监管与绩效互动的资金管理机制。

1限于篇幅，省略农村减贫和防止返贫帮扶政策演化过程的分析，留存备索。

2限于篇幅，省略推导过程，留存备索。

3限于篇幅，省略推导过程，留存备索。

4这里的低收入家庭是指接受财政支农补贴当期的低收入家庭。为缓解收入与贫困的双向因果关系，本文选择上一期的低收入家庭代入方程。

5全国农村固定观察点调查体系是一项长期跟踪调查，调查内容包括家庭与村庄的人口、就业、收入和支出、农业补贴、农地利用等多方面详细信息。

6限于篇幅，省略图表分析结果，留存备索。

7限于篇幅，省略特征事实图表分析结果，留存备索。

8限于篇幅，省略稳健性检验的结果，留存备索。

9农业总产出用家庭农作物的总收入表示。其中，中间投入为种子种苗费用和农家肥折价之和；资本投入包括机械作业费用、固定资产折旧及修理费和小农具购置修理费；土地投入为土地种植面积；劳动力投入为总投工天数。

10限于篇幅，省略图表分析结果，留存备索。

11将村庄经济发展程度处于所在市（县）发展水平的上等、中上等与中等界定为经济发达村，将居所在市（县）水平的中下等和下等界定为经济欠发达村。

12技能培训包括农业培训、农业技术教育、非农培训和非农职业教育。