徐舒琪　王國(guó)梁

摘要：充分利用財(cái)政支農(nóng)資金，提升財(cái)政資金的使用效率，進(jìn)而提高農(nóng)村居民的富裕程度和消費(fèi)水平，是深入推進(jìn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的關(guān)鍵舉措。文章基于浙江省10個(gè)地級(jí)市2005～2018年的面板數(shù)據(jù)，采用個(gè)體固定效應(yīng)模型對(duì)浙江省財(cái)政支農(nóng)支出及其他控制變量對(duì)浙江省農(nóng)村居民消費(fèi)水平進(jìn)行回歸分析，旨在探究財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平影響程度和作用方向。研究結(jié)果表明，財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)浙江省農(nóng)村居民消費(fèi)水平有正向推動(dòng)作用；財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)浙江省農(nóng)村居民消費(fèi)水平的賦能效應(yīng)正在逐步減弱。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村居民消費(fèi)水平；財(cái)政支農(nóng)支出；個(gè)體固定效應(yīng)模型

一、引言

提高農(nóng)村居民的富裕程度和消費(fèi)水平是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略總要求中的重要一環(huán)，而財(cái)政支農(nóng)支出作為提高農(nóng)村發(fā)展水平和農(nóng)村居民消費(fèi)水平的重要物質(zhì)基礎(chǔ)，能對(duì)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實(shí)施有效賦能。由于農(nóng)業(yè)發(fā)展條件的不確定性和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)相對(duì)較低的收益率，農(nóng)村居民的收入水平具有較大的不穩(wěn)定性且整體增收步伐較為緩慢，僅靠市場(chǎng)的自發(fā)調(diào)節(jié)難以持續(xù)有效提升農(nóng)村居民的可支配收入水平和消費(fèi)能力，通過(guò)政府的財(cái)政收支手段尤其是財(cái)政支農(nóng)支出來(lái)提升農(nóng)村的資源配置和利用效率，對(duì)農(nóng)村發(fā)展產(chǎn)生直接的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)和間接的再分配效應(yīng)顯得尤為重要。科學(xué)測(cè)度和評(píng)估財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)村居民的動(dòng)態(tài)消費(fèi)效應(yīng)，旨在檢驗(yàn)財(cái)政資金的使用效率和社會(huì)效益，為進(jìn)一步完善財(cái)政支農(nóng)資金的支出結(jié)構(gòu)、使用方向和支出規(guī)模提供有益的政策借鑒。

浙江省作為習(xí)近平總書(shū)記“鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略”的重要理論發(fā)源地和改革試驗(yàn)田，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實(shí)施步伐始終走在全國(guó)前列。研究浙江省財(cái)政支農(nóng)支出的動(dòng)態(tài)消費(fèi)效應(yīng)能更好地探究決定鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略成敗的核心因素，為浙江省乃至全國(guó)其他地區(qū)農(nóng)村居民實(shí)現(xiàn)提效增收和擴(kuò)大消費(fèi)“雙重紅利”提供有益的經(jīng)驗(yàn)和路徑借鑒，對(duì)全國(guó)其他地區(qū)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的深入推進(jìn)和有效實(shí)施具有極強(qiáng)的示范效應(yīng)。

二、文獻(xiàn)綜述

自“三農(nóng)”政策推行以來(lái)，我國(guó)31個(gè)省份財(cái)政支農(nóng)的資金規(guī)模不斷擴(kuò)大，但隨之而來(lái)的是組織管理效率低下，資金利用率較低等問(wèn)題，因此，長(zhǎng)期以來(lái)受到國(guó)內(nèi)學(xué)者的廣泛關(guān)注。國(guó)內(nèi)學(xué)者在財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)村居民的動(dòng)態(tài)消費(fèi)效應(yīng)可大致分為作用方向和效率兩個(gè)方面。

在作用方向?qū)用?，由于研究地區(qū)存在差異性，國(guó)內(nèi)學(xué)者的態(tài)度也存在分歧，一類認(rèn)為財(cái)政支農(nóng)政策對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)具有正向推動(dòng)作用，馬艾等人基于不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同質(zhì)性和異質(zhì)性假設(shè)，提出全國(guó)各區(qū)域地方財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)主要呈現(xiàn)擠入效應(yīng)的結(jié)論，區(qū)域內(nèi)各省份財(cái)政支農(nóng)支出消費(fèi)的擠入擠出效應(yīng)呈現(xiàn)省區(qū)差異化；Chien-Chung Nieh *， Tsung-wu Ho，支持了私人消費(fèi)、政府支出及其相對(duì)價(jià)格之間的線性確定性一體化關(guān)系，政府和私人消費(fèi)互為補(bǔ)充，說(shuō)明擴(kuò)張性政府支出并不排斥私人消費(fèi)。

在效率層面，國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究可分為對(duì)規(guī)模效率，結(jié)構(gòu)效率和使用效率的基于理論模型的測(cè)算。王謙，李超采用三階段DEA模型，基于我國(guó)28個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)對(duì)財(cái)政支農(nóng)支出效率進(jìn)行了測(cè)度，發(fā)現(xiàn)我國(guó)整體的財(cái)政支農(nóng)支出效率還未達(dá)到有效，多省支農(nóng)資金表現(xiàn)為規(guī)模報(bào)酬遞減；徐合帆，鄭軍等人構(gòu)建基于BCC模型和Malmquist指數(shù)法的DEA-Tobit模型，得出湖北省支農(nóng)績(jī)效低主要是由規(guī)模效率低造成的；周紅梅，李明賢同樣運(yùn)用DEA模型對(duì)湖南省的支農(nóng)資金績(jī)效進(jìn)行測(cè)算，發(fā)現(xiàn)整體效率較高，六年綜合技術(shù)效率都在0.8以上，且逐年增加。

基于以上分析，該領(lǐng)域內(nèi)學(xué)者的研究已廣泛涉及財(cái)政支農(nóng)政策的作用方向、作用機(jī)理、績(jī)效評(píng)價(jià)體系構(gòu)建及影響因素等多個(gè)角度，但仍有部分不足之處，目前的研究大多基于全國(guó)或多區(qū)域的視角，鮮有文獻(xiàn)從單個(gè)典型區(qū)域的角度出發(fā)研究省級(jí)層面的經(jīng)典案例，忽視了不同省份存在的地域文化和發(fā)展水平等差異，且得出的結(jié)論存在分歧；在支農(nóng)資金的績(jī)效影響因素分析中，大多是根據(jù)數(shù)學(xué)模型進(jìn)行推導(dǎo)，缺少了符合歷史規(guī)律和客觀事實(shí)的理論性分析。

三、浙江省財(cái)政支農(nóng)支出及農(nóng)村居民消費(fèi)現(xiàn)狀

（一）浙江省財(cái)政支農(nóng)支出規(guī)模分析

分析圖1可知，2005～2019年，浙江省財(cái)政支農(nóng)支出的總體規(guī)模不斷擴(kuò)大，自2005年的86.15億元增長(zhǎng)至2019年的744.24億元，增長(zhǎng)7.64倍，高于全國(guó)平均水平。財(cái)政支農(nóng)支出的增長(zhǎng)率波動(dòng)較大，2005～2011年間增長(zhǎng)率維持在2%左右，可能與2004年“三農(nóng)”政策的正式實(shí)施及2008年席卷全球的經(jīng)濟(jì)危機(jī)后政府加大投資有密切關(guān)系，但2011年至今，財(cái)政支農(nóng)政策增長(zhǎng)率始終處于低位。財(cái)政支農(nóng)支出在一般財(cái)政預(yù)算支出中占比相對(duì)穩(wěn)定在9%左右；2005～2019年財(cái)政支農(nóng)支出占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的比重逐年升高，說(shuō)明農(nóng)業(yè)的發(fā)展對(duì)財(cái)政的依賴度越來(lái)越高。

（二）浙江省農(nóng)村居民消費(fèi)發(fā)展分析

浙江省農(nóng)村居民的消費(fèi)是逐年上升的，從2005年的5215元增長(zhǎng)至2018年的19752元，增加2.79倍，但增長(zhǎng)率波動(dòng)較大，尤其是2013年，比上年同期名義增長(zhǎng)25%，到2017年卻下跌至4%，且城鄉(xiāng)消費(fèi)支出差距仍在繼續(xù)擴(kuò)大，絕對(duì)值由2005年的7039元增長(zhǎng)至2018年的14846元，這也從側(cè)面反映出了支農(nóng)惠農(nóng)政策效果的不顯著，提升財(cái)政支農(nóng)支出資金的規(guī)模和使用效率是關(guān)鍵的舉措。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）變量選取

1. 變量含義

本文被解釋變量為，浙江省農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出（CONS）。為了提高模型準(zhǔn)確性，本文除去將政府財(cái)政支農(nóng)支出（X1）作為核心解釋變量外，同時(shí)選取農(nóng)村居民人均可支配收入（X2）、農(nóng)村居民人均生產(chǎn)總值（按戶籍）（X3）、固定資產(chǎn)投資（X4）、財(cái)政社會(huì)保障支出（X5）四個(gè)變量作為控制變量。

2. 變量說(shuō)明

由于寧波市2016～2018年農(nóng)村居民人均可支配收入、麗水市2005～2010年農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出、湖州及寧波2018年固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)缺失，為保證數(shù)據(jù)完整性和連貫性，本文使用相關(guān)年份數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸擬合，經(jīng)比較預(yù)測(cè)值較為準(zhǔn)確。其中舟山市數(shù)據(jù)缺少較多，故剔除。2007年后財(cái)政支農(nóng)指出計(jì)算口徑更改，故本文在2007年以前使用農(nóng)林水利氣象部門指出或農(nóng)業(yè)林業(yè)和水利三項(xiàng)支出相加作為統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，2007年后統(tǒng)一使用農(nóng)林水事務(wù)支出，前后基本保持一致。

為剔除價(jià)格變化的影響，本文變量均采用實(shí)際值，并進(jìn)行了平減處理。分別將各解釋變量除以2005年為基期的GDP平減指數(shù)。在此基礎(chǔ)上對(duì)方程兩邊同時(shí)取對(duì)數(shù)，以消除異方差的影響。本文所用數(shù)據(jù)均來(lái)源于2006～2019年浙江省10個(gè)地級(jí)市（除溫州）的統(tǒng)計(jì)年鑒。

（二）實(shí)證分析

為克服樣本容量小、個(gè)體異質(zhì)性與內(nèi)生性問(wèn)題， 獲得更加準(zhǔn)確可信的估計(jì)值， 本文使用面板數(shù)據(jù)模型。本文建立如下分析財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)村居民的動(dòng)態(tài)消費(fèi)效應(yīng)的模型：

1. 單位根檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)而言，普遍使用LLC檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、ADF－Fisher檢驗(yàn)和PP－Fisher檢驗(yàn)等5種方法對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。本文使用Eviews8．0分別對(duì)五個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，表1給出了LLC檢驗(yàn)的結(jié)果。通過(guò)表1可以看出，結(jié)合各變量的趨勢(shì)圖，全部變量取對(duì)數(shù)后均為一階單整，符合I（0）。

2. 面板協(xié)整結(jié)果

根據(jù)單位根檢驗(yàn)的結(jié)果，農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出及其解釋變量均為零階單整，為避免偽回歸的產(chǎn)生，本文對(duì)其進(jìn)行 Pedroni 協(xié)整檢驗(yàn)。如表2所示，Panel PP 統(tǒng)計(jì)量、Group PP 統(tǒng)計(jì)量在 1% 的顯著性水平下顯著，Panel ADF 統(tǒng)計(jì)量、Group PP 統(tǒng)計(jì)量在 5% 的顯著性水平下顯著。根據(jù)少數(shù)服從多數(shù)的投票原則，農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出與其解釋變量間存在協(xié)整關(guān)系，可以使用經(jīng)典回歸模型建立回歸模型。

3. F檢驗(yàn)

選用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究時(shí)，通常要考慮是采用固定效應(yīng)模型（FE）還是隨機(jī)效應(yīng)模型（ＲE），所以本研究在進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)首先采用了F檢驗(yàn)對(duì)模型進(jìn)行篩選以選擇恰當(dāng)?shù)膶?shí)證分析方法。

選取以上公式，分別記錄混合效應(yīng)回歸模型和固定效應(yīng)回歸模型所得到的殘差，計(jì)算得出F值為4.8341，大于臨界值1.965，在95%的置信水平上拒絕無(wú)時(shí)間固定效應(yīng)的原假設(shè)，即認(rèn)為在模型中應(yīng)包括時(shí)間固定效應(yīng)。

4. Hausman檢驗(yàn)

為了判斷應(yīng)該用個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型還是個(gè)體固定效應(yīng)模型，我們對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行豪斯曼檢驗(yàn)。

H0：個(gè)體效應(yīng)與回歸變量無(wú)關(guān)，即選擇個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型。

H1：個(gè)體效應(yīng)與回歸變量相關(guān)，即選擇個(gè)體固定效應(yīng)模型。

Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，P為0.0028，在5%的顯著性水平上拒絕模型為隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)，而且由于各市的農(nóng)民居民消費(fèi)水平存在差異，可能存在不隨時(shí)間變動(dòng)的遺漏變量，因此，本研究采用固定效應(yīng)模型。

5. 回歸結(jié)果

經(jīng)Hausmen檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)的判斷，本文選擇使用個(gè)體固定效應(yīng)模型（FE），但考慮到控制變量可能存在的多重共線性問(wèn)題，本文運(yùn)用軟件，使用逐步回歸法，通過(guò)比較以下三個(gè)含有不同解釋變量的固定效應(yīng)模型，選擇最優(yōu)估計(jì)模型。

回歸模型估計(jì)和檢驗(yàn)的結(jié)果：運(yùn)用F統(tǒng)計(jì)量，進(jìn)行總體的顯著性檢驗(yàn)，模型1F值為323.5838，明顯顯著。修正的可決系數(shù)R方接近于1，說(shuō)明模型擬合程度較高。但在引入變量lnx4、lnx5后，解釋變量t統(tǒng)計(jì)量的顯著性明顯下降，且系數(shù)不符合客觀事實(shí)，因此綜合考慮，選擇模型1。

最終回歸方程為：

lnconsit=2.0497+0.1572x1it+1.0785x2it-0.4709x3it+εit

五、結(jié)論和對(duì)策建議

根據(jù)模型分析，本文得出以下結(jié)論：

第一，浙江省農(nóng)村居民的消費(fèi)主要由農(nóng)民的人均可支配收入、政府的財(cái)政支農(nóng)支出、第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)和人均生產(chǎn)總值決定，與商品價(jià)格指數(shù)相關(guān)性較弱。其中分別與人均可支配收入、政府的財(cái)政支農(nóng)支出成、人均生產(chǎn)總值正向相關(guān)，與第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)成負(fù)向相關(guān)。

第二，從總量看，財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)具有正向促進(jìn)作用，但通過(guò)其彈性系數(shù)判斷，作用效果不明顯?？赡芫哂幸韵略颍阂皇钦呢?cái)政支農(nóng)支出的作用流程繁瑣，可能存在內(nèi)部決策時(shí)滯和批準(zhǔn)時(shí)滯，運(yùn)行機(jī)制不健全，導(dǎo)致財(cái)政支農(nóng)支出在落實(shí)過(guò)程中存在較多不確定性因素，不能及時(shí)準(zhǔn)確地發(fā)揮作用；二是由于政府職能的轉(zhuǎn)變存在滯后性，管理水平較落后等多方面原因，各級(jí)政府及其公共部門缺乏效率觀念，責(zé)任意識(shí)較弱；三是在農(nóng)村地區(qū)農(nóng)作物仍然是農(nóng)村居民的主要收入來(lái)源，擴(kuò)大財(cái)政支農(nóng)支出供給規(guī)模對(duì)于發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、改善農(nóng)村環(huán)境和增加農(nóng)民收入進(jìn)而提高農(nóng)村居民消費(fèi)支出水平尤為重要。

參考文獻(xiàn)：

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＊基金項(xiàng)目：教育部人文社科青年基金項(xiàng)目（15YJC790102）；杭州電子科技大學(xué)高等教育教學(xué)改革研究重點(diǎn)項(xiàng)目（ZDJG202008）。

（作者單位：杭州電子科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院）