王維泓，隆 滟

(1.甘肅農(nóng)業(yè)大學 管理學院，蘭州 730070；2.甘肅農(nóng)業(yè)大學 人文學院，蘭州 730070)

甘肅省作為欠發(fā)達省份，2020年第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值占全省GDP的14%，農(nóng)村人口占全省總?cè)丝诘?7.77%，是一個典型的農(nóng)業(yè)省份。甘肅省始終貫徹落實國家的各項脫貧攻堅與惠農(nóng)利農(nóng)政策，逐步增加財政支農(nóng)支出規(guī)模，完善農(nóng)社會保障的兜底功能并提升農(nóng)業(yè)、農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)工程、推進貧困人口易地搬遷，至2020年全省75個貧困縣全部摘帽，所屬的7 262個貧困村全部退出貧困序列，農(nóng)村居民人均可支配收入達到10 344，增長了7.4%，農(nóng)村貧困人口如期實現(xiàn)了脫貧，有效促進了農(nóng)民收入的穩(wěn)定增長[1]。因此，從甘肅省的實際情況出發(fā)，通過建立面板門限模型對甘肅省財政支農(nóng)支出的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行分析，找出現(xiàn)階段甘肅省財政支農(nóng)存在的問題，并據(jù)此提出相應(yīng)的對策建議，可以豐富甘肅省財政支農(nóng)理論的研究，為政府優(yōu)化財政支農(nóng)支出的結(jié)構(gòu)與使用效率提供理論依據(jù)。

對于我國財政支農(nóng)與農(nóng)民收入的研究，學者們采用向量誤差修正模型、var模型、面板門限模型從影響因素、影響效果等方面進行了研究：謝軍(2020)提出財政支農(nóng)支出對農(nóng)民收入存在正向沖擊影響，但正向沖擊影響較弱，在一定程度上存在著滯后性[2]；陳小昆(2020)采用泰爾指數(shù)測算發(fā)現(xiàn)：財政支出結(jié)構(gòu)影響城鄉(xiāng)居民的收入差距；收入較低的農(nóng)村居民在農(nóng)林和醫(yī)療中獲得的收益最大[3]；張京華(2019)認為山東省財政支農(nóng)存在對城鎮(zhèn)化水平的雙重門限效應(yīng)，城鄉(xiāng)收入差距會隨著城鎮(zhèn)化水平的提高表現(xiàn)出先擴大后縮小的特點[4]；姚遂(2017)得出財政支農(nóng)對農(nóng)民收入的影響作用較小，在短期內(nèi)存在抑制作用[5]；姚旭兵(2015)發(fā)現(xiàn)財政支農(nóng)對農(nóng)民收入影響受到其所在區(qū)域市場化水平的制約，得出低市場化與高市場化省份的財政支農(nóng)對農(nóng)民收入的效應(yīng)高于中等市場化的省份[6]；章鵬(2015)發(fā)現(xiàn)安徽省財政支農(nóng)對農(nóng)民有著顯著的促進作用，且存在長期穩(wěn)定與均衡的狀態(tài)[7]；朱湖根(2007)通過分析以1993年為分界點，前后農(nóng)業(yè)勞動投入與農(nóng)業(yè)投資對農(nóng)民收入的彈性較小，但農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化投資作用顯著[8]。以上分析建議政府在持續(xù)增加財政支農(nóng)支出的基礎(chǔ)上要優(yōu)化財政支農(nóng)支出結(jié)構(gòu)。

綜上所述，我國學者對財政支農(nóng)與農(nóng)民收入的影響進行了許多的研究。本文以上述研究為基礎(chǔ)，通過建立面板門限模型來研究甘肅省財政支農(nóng)與農(nóng)民收入之間的關(guān)系。

1 實證研究設(shè)計

1.1 研究方法

本文選取Hansen[9]所提出的門限模型的思路，選用面板門限模型來研究甘肅省財政支農(nóng)對農(nóng)民收入的影響，分析其對農(nóng)民收入的影響是否存在非線性的關(guān)系。依據(jù)數(shù)據(jù)自身的特點，研究在不同經(jīng)濟發(fā)展水平與城鎮(zhèn)化水平下，財政支農(nóng)支出對農(nóng)民收入的影響效果。首先要確定存在門限值的數(shù)量，并對門限值進行估計。

門限模型的基本形式為：

Yit=μi+β1XitI(qit≤γ)+β2XitI(qit>γ)+εit

(1)

其中，i=1,2,3…N;t=1,2,3…T;I(·)為指示函數(shù)，qit為門限變量，為γ門限值，β為回歸系數(shù)，μi反映個體固定效應(yīng)，εit為隨機干擾項。

當存在兩個及以上門限值時，其基本形式為：

Yit=μi+β1XitI(qit≤γ1)+β2XitI(γ1

(2)

1.2 變量選取與說明

1.2.1 數(shù)據(jù)來源與變量選取

本文所使用的數(shù)據(jù)為甘肅省14個地市州2010—2019年的平衡面板數(shù)據(jù)，所有的初始數(shù)據(jù)均來自《甘肅省發(fā)展年鑒》《甘肅農(nóng)村年鑒》與甘肅省統(tǒng)計局。為了保持數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性與減小異方差性對數(shù)據(jù)進行取對數(shù)處理,被解釋變量：農(nóng)村居民人均可支配收入。為農(nóng)民初次分配與再分配后收入的總和，可以體現(xiàn)農(nóng)民實際收入的總體情況[10]。

解釋變量：財政支農(nóng)支出水平。財政支農(nóng)支出水平主要用財政用于農(nóng)林水事務(wù)的支出科目進行核算。

門限變量：①經(jīng)濟發(fā)展水平，以人均GDP進行表示，可以衡量當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平的狀況。②城鎮(zhèn)化率，采用各地區(qū)年末城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋矸从吵擎?zhèn)化水平。在城鎮(zhèn)化的發(fā)展進程中，會使得農(nóng)村公共服務(wù)、農(nóng)村居民生活條件、農(nóng)村經(jīng)濟得到顯著改善，進而影響農(nóng)民收入。

控制變量：為了盡量減少遺漏變量從而造成的估計偏誤，本文添加了8個影響財政支農(nóng)與農(nóng)民收入的控制變量，分別為農(nóng)業(yè)技術(shù)進步、人力資本、土地要素、工業(yè)化水平、社會保障支出水平、經(jīng)營規(guī)模、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平，以上變量可以反映研究區(qū)域農(nóng)業(yè)發(fā)展水平與政府對民生的投入等狀況。

表1 各變量選取匯總

2 實證結(jié)果與分析

2.1 模型設(shè)定

首先以經(jīng)濟發(fā)展水平(Pcgdp)為門限變量時，假設(shè)存在單一門限，其門限模型的具體形式為：

LnPicomeit=μi+β1Exagriit(lnPcgdp≤γ)+β2Exagriit(lnPcgdp>γ)+∑βmControlit+εit

(3)

其次以城鎮(zhèn)化率(UR)為門限變量時，假設(shè)存在單一門限，其門限模型的具體形式為：

LnPicomeit=μi+β1Exagriit(UR≤γ)+β2Exagriit(UR>γ)+∑βmControlit+εit

(4)

模型設(shè)定后，對解釋變量進行F檢驗與Hausman檢驗，得到其P值為 0.003 1，因此拒絕原假設(shè)，表明模型具有顯著的個體固定效應(yīng)。

2.2 門限效應(yīng)檢驗

首先以經(jīng)濟發(fā)展水平(lnPcgdp)為門限變量。通過“Bootstrap”反復(fù)抽樣500次，以判斷模型的門限效應(yīng)。得到門限檢驗結(jié)果如表2所示。對單一門限進行檢驗時，門限效應(yīng)F值為24.40，P值為 0.000 0。再對其進行雙重門限的檢驗，門限效應(yīng)的F值為32.16，P值為 0.010 0。在進行三重門限檢驗時，F(xiàn)值為14.53，P值為 0.800 0，沒有通過顯著性檢驗。因此，以經(jīng)濟發(fā)展水平為門限變量時，兩個門限值具有顯著性。

表2 門限檢驗結(jié)果

其次以城鎮(zhèn)化水平(UR)為門限變量，得到門限檢驗結(jié)果如表3所示。在對其進行單一門限檢驗與雙重門限檢驗時，通過了顯著性檢驗，表明存在兩個門限值。在進行三重門限檢驗時，F(xiàn)值為14.70，P值為 0.400 0，沒有通過顯著性水平檢驗。因此，以城鎮(zhèn)化水平為門限變量時，兩個門限值具有顯著性。

表3 門限檢驗結(jié)果

2.3 門限真實值的檢驗

表4為以經(jīng)濟發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化率為門限時的估計值、置信區(qū)間。在經(jīng)濟發(fā)展水平下，兩個門限的估計值分別為 9.256 3 與 11.022 0。在城鎮(zhèn)化水平下，兩個門限的估計值分別為 0.299 2 與 0.810 1。

表4 門限估計值

如圖1與圖2為以經(jīng)濟發(fā)展水平與城鎮(zhèn)化水平為門限變量的似然比函數(shù)圖，根據(jù)似然比函數(shù)圖可以更加直觀的理解門限值估計與置信區(qū)間的構(gòu)建過程[11]。

圖1 人均GDP門限似然比函數(shù)圖

圖2 城鎮(zhèn)化門限似然比函數(shù)圖

2.4 實證結(jié)果

2.4.1 基于經(jīng)濟發(fā)展水平的門限模型回歸結(jié)果

如表5所示，財政支農(nóng)對農(nóng)民的收入存在著基于經(jīng)濟發(fā)展水平的雙重門限效應(yīng)。門限值分別為 9.256 3 與 11.022 0。由于在引入人均GDP作門限變量時取了對數(shù)，兩個門限值對應(yīng)的人均國民生產(chǎn)總值為 10 470 元與 61 207元。人均國民生產(chǎn)總值低于 10 470 元時，財政支農(nóng)對農(nóng)民收入的回歸系數(shù)為負，財政支農(nóng)對農(nóng)民收入存在一定的效應(yīng)，但并不顯著。表明當經(jīng)濟發(fā)展水平較低時，財政支農(nóng)支出對農(nóng)民收入并沒有起到預(yù)期的促進作用。

表5 門限回歸結(jié)果

表6 經(jīng)濟發(fā)展水平的區(qū)域劃分

當人均國民生產(chǎn)總值跨過第一個門限，即人均國民生產(chǎn)總值大于 10 470 元但小于 61 207 元時，財政支農(nóng)對農(nóng)民收入的回歸系數(shù)由負變正，為 1.032 4 且在5%的顯著水平下顯著；表明隨著經(jīng)濟發(fā)展水平跨越一定門限時，財政支農(nóng)才會對農(nóng)民收入具有促進作用。人均國民生產(chǎn)總值跨越第二個門限時，財政支農(nóng)對農(nóng)民收入的回歸系數(shù)變?yōu)?1.736 0 且在5%的顯著水平下顯著；表明財政支農(nóng)對農(nóng)民收入的促進作用會隨著當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平的不斷提逐步增強。

從各控制變量對農(nóng)民收入的影響上來看，農(nóng)業(yè)技術(shù)進步、土地要素、工業(yè)化水平、經(jīng)營規(guī)模與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平通過了1%的顯著性檢驗，說明加大對這五個要素的支持力度對提高農(nóng)民收入具有顯著的促進作用。土地要素雖然通過顯著性檢驗，但其系數(shù)為 -10.808 9，沒有通過經(jīng)濟意義上的檢驗，反映出甘肅省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件、農(nóng)業(yè)技術(shù)發(fā)展水平等因素尚不能對逐步擴大的播種面積形成良性互動，土地要素的增加并不能有效推動農(nóng)民增收。人力資本與社會保障水平未通過檢驗，說明對甘肅省農(nóng)民收入的作用并不顯著。

按照兩個門限的劃定區(qū)間對甘肅省十四個地市州以經(jīng)濟發(fā)展水平進行區(qū)域劃分，劃分結(jié)果如表6所示。

本文將甘肅省十四個地市州按照經(jīng)濟發(fā)展水平的兩個門限值劃分為三個區(qū)間，分別為：低區(qū)間(Pcgdp≤10 470)、中等區(qū)間 (10 47061 207)。如表6所示，2010年天水市、定西市等五個地市州的人均國民生產(chǎn)總值低于 10 470元，直至2015年定西市與臨夏州才跨過第二門限，在這個區(qū)間內(nèi)財政支農(nóng)并未有利于提高農(nóng)民收入，原因是在此階段，上述地市州經(jīng)濟發(fā)展水平較低，農(nóng)村居民人均可支配收入低、脫貧攻堅任務(wù)重，財政支農(nóng)資金主要用于扶貧任務(wù)。2015—2016年蘭州市、金昌市等13個地市州位于兩個門限之間，在此階段內(nèi)回歸系數(shù)為 1.032 4，說明財政支農(nóng)對農(nóng)民增收表現(xiàn)出顯著的促進作用。到2017年蘭州市成為繼嘉峪關(guān)市之后第二個跨越第二個門限的地區(qū)，此時回歸系數(shù)增長為 1.736 0，財政支農(nóng)對農(nóng)民增收的促進作用顯愈加明顯。

2.4.2 基于城鎮(zhèn)化率的門限回歸結(jié)果

如表7所示，甘肅省財政支農(nóng)對農(nóng)民收入存在基于城鎮(zhèn)化水平的雙重門限效應(yīng)，門限值分別為 0.299 2 與 0.810 1。其對應(yīng)城鎮(zhèn)化率分別為29.92%與81.01%。當城鎮(zhèn)化率低于29.92時，財政支農(nóng)對農(nóng)民收入的回歸系數(shù)為 0.175 8，且在5%的顯著水平顯著，表明城鎮(zhèn)化率的提升有利于提高農(nóng)民收入。

城鎮(zhèn)化率跨越第一個門限，即城鎮(zhèn)化率大于29.92%但低于81.01%時，財政支農(nóng)對農(nóng)民收入的回歸系數(shù)提升至 1.271 4，且在5%的顯著水平下顯著。城鎮(zhèn)化率跨過第二個門限，即城鎮(zhèn)化率大于81.01%，回歸系數(shù)由正變負，回歸系數(shù)變?yōu)?-0.475 3，財政支農(nóng)對農(nóng)民的收入存在一定的作用，但是并不顯著。這反應(yīng)出當財政支農(nóng)達到一定規(guī)模時，出現(xiàn)了邊際收益遞減的規(guī)律。從各控制變量對農(nóng)民收入的影響上來看，同樣是農(nóng)業(yè)技術(shù)進步、土地要素、工業(yè)化水平、經(jīng)營規(guī)模與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平通過了1%的顯著性檢驗，人力資本與社會保障水平未通過。

表7 門限回歸結(jié)果

按照兩個門限的劃定區(qū)間，進一步對甘肅省十四個地市州在分析期間內(nèi)進行城鎮(zhèn)化率的區(qū)域劃分，劃分結(jié)果如表8所示。

表8 城鎮(zhèn)化率的區(qū)域劃分

依據(jù)回歸結(jié)果，本文將甘肅省十四個地市州的城市化水平劃分為三個階段，分別為：低城市化階段(UR≤29.92%)、中等城市化階段(29.92%81.01%)。2010年，城鎮(zhèn)化率低于第一個門限，即低于29.92%的主要有天水市、武威市、平?jīng)鍪小c陽市等8個地市州，至2016年隴南市成為最后一個越過第一門限的地區(qū)，在這個階段隨著城鎮(zhèn)化的發(fā)展，財政支農(nóng)對農(nóng)民收入有一定的促進作用。2016—2019年有金昌市、白銀市等12個地市州處于兩門限之間，在這階段回歸系數(shù)從0.178 5 變?yōu)?1.271 5 表明隨著城市化率的進一步增長，財政支農(nóng)對農(nóng)民的增收作用逐漸增強。2016年蘭州市作為省會城市跨越第二個門限值，此時財政支農(nóng)對農(nóng)民收入的影響并不顯著，原因是當達到高城市化階段時，往往會出現(xiàn)為了追求發(fā)展的目標與進度而忽視公平的問題，社會保障水平不能很好的與城市化水平相契合，失地農(nóng)民在短期內(nèi)很難找到合適的工作，因此在這一階段財政支農(nóng)對農(nóng)民收入沒有產(chǎn)生明顯的促進作用。

3 結(jié)論與建議

本文通過甘肅省14個地市州2010—2019年的面板數(shù)據(jù)，以財政支農(nóng)對農(nóng)民收入影響的非線性假設(shè)為前提，構(gòu)建門限回歸模型進行實證分析。其存在基于經(jīng)濟發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化率的雙重門限效應(yīng)。當經(jīng)濟發(fā)展水平低于第一個門限值時，財政支農(nóng)對農(nóng)民收入的影響并不顯著，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的不斷提高時，財政支農(nóng)對農(nóng)民收入的促進作用逐漸增強。以城鎮(zhèn)化水平為門限變量時，隨著城鎮(zhèn)化率的不斷提升，財政支農(nóng)對農(nóng)民收入的影響會愈發(fā)顯著，但當城鎮(zhèn)化率突破第三個門限值達到高城市化率階段時，財政支農(nóng)對農(nóng)民收入存在一定的效應(yīng)但是并不顯著，由此出現(xiàn)了邊際收益遞減規(guī)律。同時，可以看出甘肅省整體經(jīng)濟發(fā)展水平與城鎮(zhèn)化差異較大，發(fā)展水平較低[12]。據(jù)此得出以下建議：

第一，推動財政支持資金持續(xù)向農(nóng)業(yè)、農(nóng)村領(lǐng)域傾斜，建立財政支農(nóng)資金投入的穩(wěn)定增長機制。創(chuàng)新對農(nóng)業(yè)投入的新形式，以政府投入為主支持市場資本參與設(shè)立鄉(xiāng)村振興基金，使社會力量參與，支持鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)多元化發(fā)展[13]。

第二，加強農(nóng)業(yè)科技與物質(zhì)裝備能力建設(shè)，提升農(nóng)業(yè)機械化水平。當前甘肅省各地區(qū)發(fā)展水平與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件差異較大，要因地制宜、加大資金投入，支持研發(fā)適宜山地、梯田等旱區(qū)作業(yè)的農(nóng)機裝備，提升特色農(nóng)產(chǎn)品的種收機械化水平[14]并做好新一輪農(nóng)機購置補貼工作。要提升農(nóng)業(yè)科技水平的長效增長能力，促進農(nóng)業(yè)科技成果轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力，推動絲路寒旱農(nóng)業(yè)作為特色現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的重點，引領(lǐng)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。

第三，推動甘肅省農(nóng)村基本經(jīng)營制度改革，鼓勵土地適度規(guī)模經(jīng)營。首先嚴格遵守耕地保護制度，防止耕地“非農(nóng)化”，推進新一輪高標作準農(nóng)田建設(shè)，與此同時改造一批鹽堿地充分利用戈壁、沙地等不適宜耕作的土地大力發(fā)展戈壁農(nóng)業(yè)[15]。其次落實好土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)并培育一批家庭農(nóng)場與農(nóng)民合作社，完善新型經(jīng)營主體的利益聯(lián)結(jié)體系，逐步解決農(nóng)業(yè)過程中存在的瓶頸問題

第四，以人為本推動新型城鎮(zhèn)化發(fā)展，提高城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量促進城鄉(xiāng)互補、協(xié)調(diào)發(fā)展，為鄉(xiāng)村振興注入新動能[16]。面對甘肅省城鎮(zhèn)化水平整體較低與不平衡的狀態(tài)，要促進縣域內(nèi)城鄉(xiāng)融合發(fā)展，培育適合地方發(fā)展的縣域經(jīng)濟，著力打破城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，促使城鄉(xiāng)要素的雙向流動，推動鄉(xiāng)村振興高質(zhì)量發(fā)展。