■ 江宗穆 胡宗義 夏菱陽 田潤澤

一、引言

黨的十九大報告提出鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，把農(nóng)業(yè)農(nóng)村農(nóng)民問題視為關(guān)系國計民生的根本性問題，將解決“三農(nóng)”問題定為全黨工作的重中之重。在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略中，農(nóng)民是主體，其核心目標(biāo)是改善農(nóng)村居民生活，幫助農(nóng)村居民走向共同富裕（趙勇智等，2019）。自十八大以來，我國農(nóng)村居民收入持續(xù)增長（數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計摘要2023》）。農(nóng)村居民生活得到顯著改善，農(nóng)村扶持政策已初見成效。但是，對于我國建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家的總要求，農(nóng)村發(fā)展仍任重道遠。正如黨的二十大報告所指出的“全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家，最艱巨最繁重的任務(wù)仍在農(nóng)村”，說明“三農(nóng)”問題對于我國現(xiàn)代化建設(shè)具有全局性的重大意義。

根據(jù)公共財政理論，財政支農(nóng)政策對于農(nóng)業(yè)發(fā)展具有積極帶動作用。當(dāng)前我國財政支農(nóng)體系主要分為兩個部分：一是用于國家扶持農(nóng)村建設(shè)的項目，主要包括農(nóng)業(yè)農(nóng)村的基本建設(shè)支出、農(nóng)林牧漁各單位的事業(yè)費以及科技三項費用等；二是用于支持農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的項目，主要包括水利系統(tǒng)和水土保持的補助費、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)補貼、農(nóng)業(yè)科技推廣補助費等用于支持農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展的資金。因此，財政支農(nóng)政策是我國支持鄉(xiāng)村發(fā)展的核心手段，準(zhǔn)確評價其對農(nóng)村居民收入水平的影響，精準(zhǔn)識別其實現(xiàn)農(nóng)村居民增收的作用機理，對我國加快鄉(xiāng)村崛起進程、實現(xiàn)全民共同富裕具有重要意義。

二、文獻綜述

財政支農(nóng)政策對農(nóng)村居民收入影響的相關(guān)研究主要包括兩個方面：一是農(nóng)村居民收入的影響因素。其一，研究農(nóng)村土地制度對農(nóng)村居民收入的影響。既有研究發(fā)現(xiàn)，穩(wěn)定的土地產(chǎn)權(quán)（Goldstein和Udry，2008） 和 土 地 承 包 權(quán)（Deininger 等，2014）能夠顯著提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，因此土地確權(quán)對農(nóng)村居民收入有積極的影響作用（張廣輝和張建，2021；張國林和何麗，2021），土地流轉(zhuǎn)制度成為農(nóng)村居民收入增長的重要源泉（欒江等，2021；史常亮等，2017；冒佩華和徐驥，2015）。其二，研究社會經(jīng)濟結(jié)構(gòu)對農(nóng)村居民收入的影響。諸多學(xué)者認可了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的積極作用（曹菲和聶穎，2021；王麗納和李玉山，2019）；另有部分學(xué)者認可了就業(yè)結(jié)構(gòu)的積極作用，認為勞動力回流返鄉(xiāng)能夠提高農(nóng)村居民收入（斯曉夫等，2020；Paul 和Sharma，2013）。其三，研究農(nóng)村內(nèi)在因素對農(nóng)村居民收入的影響。既有研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機械化（楊義武和林萬龍，2021；Benin，2015）、農(nóng)耕地比重（Chamberlin 和Jayne，2020）、耕地集中度（Tran 和Van Vu，2019）、鄉(xiāng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)（佟瓊和李慧，2014）、鄉(xiāng)村數(shù)字化水平（Chen 等，2022）以及鄉(xiāng)村金融發(fā)展（黃壽峰，2016；Ge 等，2022；Chen 等，2021）均能對農(nóng)村居民收入產(chǎn)生影響。

二是財政政策的作用效果。其一，研究財政支農(nóng)政策對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響。Yi 等（2015）認為，我國已形成了基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、種糧補貼以及價格支持等為代表的全方位糧食生產(chǎn)財政支持體系，其能夠有效擴大糧食生產(chǎn)規(guī)模（孫華臣等，2023；卜林和趙軼薇，2023）、保障糧食安全（蔣團標(biāo)和羅琳，2022），還能有效提升農(nóng)業(yè)資源配置效率（鄭宏運和李谷成，2020）、提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率（張啟正等，2022；Rizov 等，2013）。其二，研究財政支農(nóng)政策對農(nóng)村居民收入的影響。目前較多相關(guān)研究集中在我國財政支農(nóng)體系內(nèi)的農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)項目（趙勇智等，2019）以及該項目內(nèi)部的產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營項目（朱湖根等，2007）對農(nóng)村居民收入的影響。對于我國財政支農(nóng)整體體系對農(nóng)村居民收入的影響，既有研究較多采用時間序列數(shù)據(jù)識別二者的長期均衡關(guān)系（羅東和矯健，2014；劉振彪，2011），抑或采用面板數(shù)據(jù)對某一省份財政支農(nóng)的農(nóng)村居民增收效應(yīng)進行研究（王維泓和隆滟，2022；馬莉和錢金云，2021），但對于我國整體財政支農(nóng)對農(nóng)村居民收入水平的影響機制的探討略顯薄弱（趙勇智等，2019）。

綜上所述，既有研究中就財政支農(nóng)對農(nóng)村居民收入的影響進行了一些較有實踐意義的探討，但是針對“財政支農(nóng)如何有效提高農(nóng)村居民收入”這一問題仍未做出有效解答，對財政支農(nóng)政策的農(nóng)村居民增收效果機制探討仍待補充。現(xiàn)有研究中對農(nóng)村居民收入的影響因素已進行了較為廣泛的探討，為剖析財政支農(nóng)對農(nóng)村居民收入的影響與提升機制打下了較為扎實的理論基礎(chǔ)。

因此，本文基于2007—2021 年全國30 個省（直轄市、自治區(qū)）的平衡面板數(shù)據(jù)，研究我國財政支農(nóng)對農(nóng)村居民收入的影響。本文可能的邊際貢獻在于：第一，從農(nóng)民收入的不同來源出發(fā)，通過中介效應(yīng)模型梳理財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)收入、非農(nóng)收入渠道的作用機制，打開了“財政支農(nóng)—農(nóng)村居民增收”這一機制黑箱，豐富了財政支農(nóng)作用機制的研究框架；第二，通過調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，既考慮了農(nóng)村金融與財政支農(nóng)的交互影響，又考慮了鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對財政支農(nóng)效果的影響，從理論上對如何提高財政支農(nóng)的農(nóng)村居民增收效應(yīng)進行了回答。

三、研究框架

根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》可知，我國農(nóng)村居民收入來源主要包括農(nóng)業(yè)收入、非農(nóng)收入以及轉(zhuǎn)移性收入三大類。財政支農(nóng)政策作為一項系統(tǒng)性扶持計劃，其資金的運用是多維的，主要包括激勵農(nóng)村居民農(nóng)業(yè)生產(chǎn)積極性以推動農(nóng)業(yè)發(fā)展、扶持農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以實現(xiàn)鄉(xiāng)村進步、幫助農(nóng)村居民脫貧以實現(xiàn)共同富裕。其中針對農(nóng)村居民的生活補助金、種糧補貼等轉(zhuǎn)移性支付手段可以直觀提高農(nóng)村居民的轉(zhuǎn)移性收入。因此，本文在研究財政支農(nóng)如何高效、穩(wěn)定地提高農(nóng)村居民收入水平時，重點關(guān)注財政支農(nóng)對農(nóng)村居民農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入的影響機制。

（一）財政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)機械化生產(chǎn)

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資本主要分為公共投入與個人投入（朱晶，2003），財政支農(nóng)資金作為一項公共財政支出，可通過農(nóng)業(yè)補貼發(fā)放給農(nóng)民，增加了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資本中的公共投入。財政支農(nóng)資本的注入，一方面以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)補貼的形式增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資本，降低了農(nóng)村居民在進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動時的個人相對投入成本，減少達到生產(chǎn)均衡邊界時需要的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)個人投入，使得農(nóng)村居民有更多資金用于農(nóng)業(yè)機械化改造；另一方面，財政支農(nóng)資金主要承擔(dān)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投入，如鄉(xiāng)村道路建設(shè)與電力、灌溉系統(tǒng)的完善（郭玲和遲舒桐，2023），同樣也為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機械化升級提供了條件。因此，理論上財政支農(nóng)可以提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機械化水平。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機械化作為一項勞動節(jié)約型技術(shù)進步，一方面可以提高生產(chǎn)效率進而提高農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量（Benin，2015），同時可以將價格昂貴的人工成本轉(zhuǎn)化為相對低廉的機械維護成本，從而降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本（Wang 等，2016），提高農(nóng)村居民的農(nóng)業(yè)收入；另一方面，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機械化可以釋放大量的農(nóng)業(yè)勞動力參與到非農(nóng)工作之中（李谷成等，2018），從而提高農(nóng)村居民的非農(nóng)收入。因此，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機械化既能通過降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本和增加產(chǎn)量提高農(nóng)村居民的農(nóng)業(yè)收入，又能通過釋放勞動力到非農(nóng)行業(yè)提高農(nóng)村居民的非農(nóng)收入，由此得到假設(shè)1。

假設(shè)1：財政支農(nóng)通過促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機械化提高農(nóng)村居民收入水平。

（二）財政支農(nóng)與就業(yè)結(jié)構(gòu)

在改革開放初期，由于第一產(chǎn)業(yè)整體利潤偏低，且農(nóng)業(yè)生產(chǎn)極易受到自然災(zāi)害的影響導(dǎo)致收入極不穩(wěn)定，再加上改革開放之后我國第二、第三產(chǎn)業(yè)蓬勃發(fā)展，吸引了大量農(nóng)村勞動力流出。近年來，財政支農(nóng)為農(nóng)業(yè)發(fā)展提供了巨大的政策紅利，為第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展注入了強大動力。一方面，財政支農(nóng)可以直接給予參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)村居民農(nóng)業(yè)生產(chǎn)補貼，直接提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)利潤；另一方面，在財政支農(nóng)資金的支持下，各鄉(xiāng)村地區(qū)的供水、供電等基礎(chǔ)設(shè)施逐漸滿足農(nóng)業(yè)生產(chǎn)需要，提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)抵御自然災(zāi)害的能力，穩(wěn)定了農(nóng)業(yè)收入。因此，在財政支農(nóng)政策的扶持下，勞動力在一定程度上可能會回流至第一產(chǎn)業(yè)。

勞動力回流至第一產(chǎn)業(yè)，能夠給農(nóng)業(yè)發(fā)展帶來更大的“機遇”。一方面，隨著全民受教育水平的提高，回流至第一產(chǎn)業(yè)的勞動力可能帶來更為先進的生產(chǎn)技術(shù)，如“大學(xué)生農(nóng)村居民”返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)有利于實現(xiàn)農(nóng)業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展，帶來傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式的變革，幫助提高農(nóng)村居民的農(nóng)業(yè)收入。另一方面，根據(jù)周廣肅等（2017）的研究，高質(zhì)量勞動力回流能夠帶來更多的創(chuàng)業(yè)資金，有利于農(nóng)村地區(qū)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，增加農(nóng)村居民的非農(nóng)就業(yè)機會與非農(nóng)收入，由此得出假設(shè)2。

假設(shè)2：財政支農(nóng)通過引導(dǎo)勞動力回流提高農(nóng)村居民的收入水平。

（三）財政支農(nóng)與農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)

財政支農(nóng)為農(nóng)村居民改善種植結(jié)構(gòu)提供了條件，一是財政支農(nóng)資金完善了農(nóng)村地區(qū)供水、供電等基礎(chǔ)設(shè)施，為用水用電需求較高的經(jīng)濟作物種植提供了條件；二是財政支農(nóng)補貼為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)培訓(xùn)提供了資金，為農(nóng)村居民傳授種植經(jīng)驗，也提高了農(nóng)村居民對自然災(zāi)害導(dǎo)致減產(chǎn)等風(fēng)險的承受能力，進而提升了農(nóng)村居民農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的信心，敢于追求更高利潤的農(nóng)作物種植結(jié)構(gòu)；三是財政支農(nóng)資金改善了鄉(xiāng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施狀況，在一定程度上可以幫助打開經(jīng)濟作物的銷路。因此，財政支農(nóng)能夠改善農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)，幫助農(nóng)村居民改變以往過度依賴單一糧食生產(chǎn)的農(nóng)業(yè)種植模式，因地制宜地發(fā)展現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)。

農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)的改善，意味著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高。農(nóng)作物種植結(jié)構(gòu)合理化搭配能夠?qū)崿F(xiàn)農(nóng)作物總產(chǎn)量的增加，同時經(jīng)濟作物種植比例的提高也能夠促進單位生產(chǎn)收益上升，因此對于農(nóng)村居民的農(nóng)業(yè)收入具有提高作用。由此得到假設(shè)3。

假設(shè)3：財政支農(nóng)通過改善農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)提高農(nóng)村居民的收入水平。

根據(jù)上文的機制分析，總結(jié)本文研究機理框架，如圖1 所示。

圖1 研究機理框架

四、財政支持對農(nóng)村居民收入影響的實證分析

（一）研究設(shè)計

為解決由不可觀測的個體差異造成的遺漏變量問題，同時考慮個體的時間動態(tài)行為信息，本文選用雙向固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型作為研究的基準(zhǔn)模型，模型設(shè)定形式如下：

其中，被解釋變量為農(nóng)村居民人均年收入（income）。由于國家統(tǒng)計局在2013 年對居民收入調(diào)查進行了一體化改革，2013 年以前使用農(nóng)村居民人均純收入指標(biāo)對農(nóng)村居民收入水平進行統(tǒng)計，2013 年開始使用農(nóng)村居民人均可支配收入指標(biāo)進行統(tǒng)計。通過對比二者的統(tǒng)計口徑，本文認為二者之間區(qū)別較小，仍然具有可比性。囿于數(shù)據(jù)的可得性，本文在2013 年以前使用農(nóng)村居民人均純收入指標(biāo)，在2013 年及以后選擇農(nóng)村居民人均可支配收入指標(biāo)。核心解釋變量為人均財政支農(nóng)支出（finance），選擇人均財政農(nóng)林水事務(wù)支出來衡量。財政農(nóng)林水事務(wù)支出包括財政在農(nóng)業(yè)、林業(yè)、水利、農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)以及扶貧等方面的支出總和。μi為模型中的地區(qū)固定效應(yīng)，λt為模型中的時間固定效應(yīng)。

為盡可能避免因遺漏其他變量所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文選擇下列指標(biāo)作為控制變量，對可能影響農(nóng)村居民收入水平的人力資本要素、土地要素以及生產(chǎn)資源要素進行了控制。選取農(nóng)村居民受教育程度（educate）作為人力資本要素，借鑒趙勇智等（2019）的做法，由農(nóng)村居民人口比例×居民平均受教育年限得出農(nóng)村居民平均受教育程度，其中居民平均受教育年限=（小學(xué)學(xué)歷人口數(shù)×6+初中學(xué)歷人口數(shù)×9+高中學(xué)歷人口數(shù)×12+大專及以上學(xué)歷人口數(shù)×16）/6 歲以上居民人口數(shù)。選取農(nóng)作物總播種面積（crop）作為土地要素。選取有效灌溉面積（irrigate）、農(nóng)村用電總量（electric）、農(nóng)用化肥施用總量（chemical）、農(nóng)用機械總動力（machinery）作為生產(chǎn)資源要素。

除此之外，本文在機制分析與異質(zhì)性分析部分還使用了以下變量：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機械化水平（technic）、勞動力就業(yè)結(jié)構(gòu)（job_ind）、農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)（grow_ind）、農(nóng)村金融發(fā)展水平（fin_density）、農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展基礎(chǔ)（econ_base）。各變量的定義見表1。

表1 變量定義表

針對財政支農(nóng)支出、農(nóng)村居民收入等價值型變量，本文采用以2007 年為基期的農(nóng)村居民消費價格指數(shù)，進行價格平減。其中，由于北京、天津、上海、重慶的農(nóng)村居民消費價格指數(shù)缺失，本文根據(jù)李谷成等（2018）的觀點及一般性做法，采用相應(yīng)年份的居民消費價格指數(shù)予以替代。

考慮到我國自2007 年開始統(tǒng)計各地區(qū)財政農(nóng)林水事務(wù)支出，本文選擇以2007 年作為樣本起始。同時，囿于數(shù)據(jù)的可得性，西藏、港澳臺相關(guān)數(shù)據(jù)缺失較多，選擇其余30 個省（直轄市、自治區(qū)）作為本文的研究對象。

因此，本文以2007—2021 年30 個省（直轄市、自治區(qū)）組成的平衡面板數(shù)據(jù)為研究樣本，數(shù)據(jù)主要來自《中國統(tǒng)計年鑒》 《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》以及中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS）和國泰安（CSMAR）等數(shù)據(jù)庫。

主要指標(biāo)的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2 所示。

（二）實證結(jié)果分析

本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果見表3。作為對比，本文同時匯報了隨機效應(yīng)模型與固定效應(yīng)模型結(jié)果，并通過Hausman 檢驗進行模型選擇。其中列（1）為隨機效應(yīng)模型（RE）的基準(zhǔn)回歸結(jié)果；列（2）為固定效應(yīng)模型（FE）的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，本模型對地區(qū)固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)進行了控制。模型估計均使用異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，下文模型保持一致。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

基準(zhǔn)回歸結(jié)果顯示，無論是隨機效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型，財政支農(nóng)支出的系數(shù)均顯著為正，說明財政支農(nóng)支出能夠顯著提高農(nóng)村居民的收入水平。分析Hausman 檢驗結(jié)果，p 值為0.002 1，強烈拒絕原假設(shè)，所以本文應(yīng)使用固定效應(yīng)模型。進一步分析模型結(jié)果，對于固定效應(yīng)模型，財政支農(nóng)支出的系數(shù)為0.324 3，在5%的水平下顯著，說明地區(qū)人均財政支農(nóng)支出每增加1 元，該地區(qū)的農(nóng)村居民人均收入平均增加0.324 3 元。

（三）內(nèi)生性檢驗和穩(wěn)健性檢驗

1.工具變量法

考慮到可能存在農(nóng)村居民人均收入水平影響人均財政支農(nóng)支出的反向因果關(guān)系，即各政府的財政支農(nóng)力度會受到當(dāng)?shù)剞r(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的影響。若地區(qū)農(nóng)村居民人均收入水平較低，政府會傾向于撥付更多的財政資金用于支持農(nóng)村發(fā)展。本文通過構(gòu)造工具變量，采用2SLS 方法對模型基準(zhǔn)回歸結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗，從而剔除可能存在的內(nèi)生性問題。關(guān)于工具變量的選擇，本文通過兩種方式進行了構(gòu)造。其一，選擇各地區(qū)財政收入占GDP 比重（finance_in）作為工具變量。其二，選擇內(nèi)生變量人均財政支農(nóng)支出的滯后一期（finance_1）作為工具變量，進行補充驗證。

選擇以上工具變量的合理性在于：首先，政府的財政支出會明顯受到財政收入的影響。對于財政收入豐厚的地區(qū)，一方面政府擁有更多的財政資金可以分配到農(nóng)業(yè)發(fā)展領(lǐng)域，另一方面地區(qū)財政收入豐厚能夠反映出該地區(qū)經(jīng)濟基礎(chǔ)較好，在突破經(jīng)濟落后難關(guān)之后政府會更加關(guān)注地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展均衡問題，會更傾向于撥付更多的財政支農(nóng)資金用于支持農(nóng)村發(fā)展。因此，工具變量與潛在的內(nèi)生解釋變量相關(guān)，滿足工具變量的相關(guān)性假設(shè)。其次，農(nóng)村居民人均收入水平基本上不會影響地區(qū)財政收入水平。根據(jù)《中國財政年鑒》，我國近10 年來農(nóng)業(yè)主要稅收收入在國家財政收入中的占比長期在4%左右波動，可以看出研究階段農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展基本上不會影響到財政收入水平。因此，采用各地區(qū)財政收入占GDP 比重作為工具變量與被解釋變量無關(guān)，滿足工具變量的外生性假設(shè)。綜上，選擇各地區(qū)財政收入占GDP比重作為工具變量具有合理性。構(gòu)造工具變量進行穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果如表4 所示。

表4 工具變量法的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

表4 中 列（1） 和 列（2） 為finance_in的2SLS 回歸結(jié)果，列（3）和列（4）為finance_1 的2SLS 回歸結(jié)果。首先分析finance_in的2SLS 回歸，列（1）為第一階段回歸，工具變量finance_in在1%的水平下顯著為正，說明工具變量與內(nèi)生變量顯著正相關(guān)，進一步發(fā)現(xiàn)Cragg-Donald Wald 的F值為332.01，大于Stock-Yogo weak ID test 中10%的偏誤臨界值16.38，拒絕了“存在弱工具變量”的原假設(shè)，說明本文選取的工具變量finance_in是有效的。列（2）為第二階段回歸，finance的系數(shù)仍然顯著為正，表明在利用工具變量控制內(nèi)生性之后，回歸結(jié)果穩(wěn)健，證實財政支農(nóng)支出確實能夠提高農(nóng)村居民的收入水平。同理分析finance_1的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，結(jié)果同樣證實了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

2.替換解釋變量

為排除因解釋變量選擇問題而導(dǎo)致的回歸結(jié)果“偶然性”的問題，本文借鑒劉瓊和肖海峰（2020）對財政支農(nóng)水平的測度方式，選取財政支農(nóng)支出與農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值之比表示財政支農(nóng)強度（finance_gdp）,以此衡量財政支農(nóng)水平，替換核心解釋變量進行穩(wěn)健性檢驗。模型回歸結(jié)果如表5 所示。

表5 替換解釋變量的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

表5 中列（1）為財政支農(nóng)強度作為核心解釋變量的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，列（2）為基準(zhǔn)回歸結(jié)果。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果顯示，核心解釋變量的系數(shù)仍然顯著為正，控制變量的回歸結(jié)果基本保持一致，說明基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的，即財政支農(nóng)支出可以提高農(nóng)村居民的收入水平。

3.剔除新冠疫情影響

2020 年新冠疫情的暴發(fā)，使得諸多企業(yè)被迫進入停工停產(chǎn)狀態(tài)，給經(jīng)濟發(fā)展帶來了不小的沖擊。為了剔除新冠疫情帶來的沖擊干擾，本文剔除了2020 年和2021 年的數(shù)據(jù)，對剩余年份數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性檢驗，所得結(jié)果如表6 所示。

表6 剔除新冠疫情影響的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

表6 中列（1）為更換了樣本時間的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，列（2）為基準(zhǔn)回歸結(jié)果。分析穩(wěn)健性檢驗結(jié)果可以看出，在剔除新冠疫情影響之后，核心解釋變量的系數(shù)仍顯著為正，說明財政支農(nóng)支出能夠顯著提升農(nóng)村居民的人均收入水平，穩(wěn)健性檢驗通過。

（四）異質(zhì)性分析

1.農(nóng)村金融支持力度異質(zhì)性

在金融發(fā)展程度不同的地區(qū)，當(dāng)?shù)剞r(nóng)村居民的金融服務(wù)可得性存在差異，因此會對政府財政支農(nóng)資金的使用效率產(chǎn)生差異性影響。自金融機構(gòu)涉農(nóng)貸款獎勵政策推出后，試點地區(qū)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平顯著提高（行偉波和張思敏，2021），可以預(yù)測在農(nóng)村金融發(fā)展程度較高的地區(qū)，農(nóng)村居民收入可能會受到更為積極的影響。為檢驗這一異質(zhì)性影響，本文選擇地區(qū)農(nóng)村人均金融機構(gòu)網(wǎng)點個數(shù)衡量農(nóng)村金融發(fā)展水平（fin_density），并構(gòu)建農(nóng)村金融發(fā)展水平與人均財政支農(nóng)支出的交互項（fin_density×finance），將兩個變量納入基準(zhǔn)回歸模型中，所得回歸結(jié)果如表7 列（1）所示。

表7 異質(zhì)性檢驗結(jié)果

根據(jù)回歸結(jié)果，交互項系數(shù)在1%的水平下顯著為正，說明財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民收入水平的影響受到農(nóng)村金融發(fā)展水平的顯著影響，在農(nóng)村金融發(fā)展水平越高的地區(qū)，財政支農(nóng)支出的農(nóng)村居民增收效應(yīng)越強。究其原因，一方面是由于財政支農(nóng)資金的注入需要金融系統(tǒng)的支持，金融服務(wù)可得性直接影響到農(nóng)村居民獲得財政支農(nóng)補貼的便利性，在農(nóng)村金融發(fā)展水平高的地區(qū)，政府財政資金能夠更加方便地支持農(nóng)村居民；另一方面，財政支農(nóng)資金作為一種扶持激勵手段，更多地通過補助的方式強化農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與扶持農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展，但并不能完全覆蓋農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的各項成本，剩余資金缺口需要借助農(nóng)村金融的支持。在較低的金融發(fā)展水平下，農(nóng)村居民更難獲得生產(chǎn)經(jīng)營活動所需的貸款支持，農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展受限，影響財政支農(nóng)資金的農(nóng)村居民增收效果。

2.農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展基礎(chǔ)異質(zhì)性

地區(qū)之間的經(jīng)濟基礎(chǔ)不同，意味著各地區(qū)鄉(xiāng)村發(fā)展難度不同，對財政支農(nóng)資金的使用效率產(chǎn)生考驗，進而對財政支農(nóng)支出的農(nóng)村居民增收效應(yīng)產(chǎn)生異質(zhì)性影響。如一個地區(qū)存在較大規(guī)模的低保收入群體，則意味著其整體經(jīng)濟基礎(chǔ)相對薄弱，會面臨更大的扶貧責(zé)任，財政資金更會偏向基建與扶貧用途；相比之下，低保人員比例較低的地區(qū)可能已經(jīng)邁入“致富”階段，財政支農(nóng)資金更會偏向用于支持農(nóng)村產(chǎn)業(yè)進步，引導(dǎo)農(nóng)村居民發(fā)展現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)，對農(nóng)村居民的收入水平產(chǎn)生異質(zhì)性影響。為檢驗這一異質(zhì)性效果，本文采用農(nóng)村低保人數(shù)占農(nóng)村總?cè)藬?shù)之比衡量農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展基礎(chǔ)（econ_base），并構(gòu)建農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展基礎(chǔ)與人均財政支農(nóng)支出的交互項（econ_base×finance），將兩個變量納入基準(zhǔn)回歸模型中，所得回歸結(jié)果如表7 列（2）所示。

結(jié)果顯示，交互項系數(shù)在1%的水平下顯著為負，說明財政支農(nóng)支出的農(nóng)村居民增收效應(yīng)會受到所在地區(qū)低保人員比例的顯著影響，且農(nóng)村低保人員比例越高越會抑制財政支農(nóng)支出的農(nóng)村居民增收效應(yīng)。究其原因，一方面，經(jīng)濟發(fā)展基礎(chǔ)較差的地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施也相對落后，財政支農(nóng)資金需要分擔(dān)更多的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)責(zé)任，對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展的直接補貼減少，農(nóng)村居民實際獲得的貨幣紅利減少，財政支農(nóng)的農(nóng)村居民增收效果可能會延遲顯現(xiàn)甚至縮減；另一方面，在低保人員比例較大的地區(qū)，農(nóng)村勞動力綜合水平可能受到限制，而勞動力水平是影響鄉(xiāng)村崛起的重要因素，這對充分發(fā)揮財政支農(nóng)政策效果提出了更大的挑戰(zhàn)。

（五）機制分析

本文借鑒江艇（2022）的思路，重點關(guān)注核心解釋變量對機制變量的影響效應(yīng)，具體模型形式如下所示：

其中，Di,t代表本文所選的機制變量，δ1反映了人均財政支農(nóng)支出對機制變量的影響。

1.財政支農(nóng)通過促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機械化實現(xiàn)農(nóng)民增收

為驗證財政支農(nóng)是否通過提高農(nóng)業(yè)機械化水平進而實現(xiàn)農(nóng)村居民增收，本文選擇農(nóng)用機械總動力與農(nóng)作物總播種面積的比值代表農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機械化水平（technic）。其中農(nóng)用機械總動力是指用于農(nóng)林牧漁業(yè)所有生產(chǎn)機械的動力之和，主要包括排灌機械、運輸機械、耕作機械、牧業(yè)機械、林業(yè)機械、漁業(yè)機械以及其他用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機械設(shè)備功率之和。機制檢驗結(jié)果如表8 列（1）所示。檢驗結(jié)果顯示，核心解釋變量的系數(shù)在5%的水平下顯著為正，說明人均財政支農(nóng)支出顯著提高了農(nóng)作物單位種植面積的農(nóng)用機械總動力投入，機械投入在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入中所占比例顯著增加，即說明財政支農(nóng)顯著提升了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機械化水平。同時，既有研究印證了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機械化水平的提高對農(nóng)民收入的積極作用（Benin，2015；Wang 等，2016；李谷成等，2018），因此財政支農(nóng)支出能夠通過提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機械化水平達到提高生產(chǎn)技術(shù)的目的，從而提高農(nóng)村居民的收入水平，假設(shè)1 成立。

表8 機制檢驗結(jié)果

2.財政支農(nóng)通過引導(dǎo)勞動力回流實現(xiàn)農(nóng)村居民增收

為驗證財政支農(nóng)是否吸引了勞動力回流反哺農(nóng)業(yè)發(fā)展進而實現(xiàn)農(nóng)村居民增收，本文選擇農(nóng)業(yè)從業(yè)人員占所有就業(yè)人員的比重衡量勞動力就業(yè)結(jié)構(gòu)（job_ind），受數(shù)據(jù)可得性影響，選擇第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)代替農(nóng)業(yè)從業(yè)人數(shù)。機制檢驗結(jié)果如表8 列（2）所示。檢驗結(jié)果表明，核心解釋變量的系數(shù)在1%的水平下顯著為正，即財政支農(nóng)支出能顯著提高第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占比，說明財政支農(nóng)能夠吸引勞動力回流至第一產(chǎn)業(yè)。同時，既有研究證實了勞動力回流帶來的就業(yè)結(jié)構(gòu)改善有利于農(nóng)村發(fā)展，能夠顯著提高農(nóng)村居民收入水平（斯曉夫等，2020；周廣肅等，2017），因此財政支農(nóng)通過引導(dǎo)勞動力回流實現(xiàn)農(nóng)村居民增收這一機制得以驗證，假設(shè)2 成立。

3.財政支農(nóng)通過改善種植結(jié)構(gòu)實現(xiàn)農(nóng)村居民增收

為驗證財政支農(nóng)支出是否通過改善種植結(jié)構(gòu)實現(xiàn)農(nóng)村居民增收這一機制渠道，本文選擇糧食種植面積占農(nóng)作物總播種面積之比（grow_ind）代表農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)，機制檢驗結(jié)果如表8 列（3）所示。檢驗結(jié)果顯示，核心解釋變量的系數(shù)在10%的水平下顯著為負，說明財政支農(nóng)支出顯著降低了當(dāng)?shù)丶Z食種植面積占農(nóng)作物總播種面積之比，減少了當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)對糧食種植的依賴，對農(nóng)產(chǎn)品種植結(jié)構(gòu)起到了改善效果。其對農(nóng)村居民收入的影響機制主要體現(xiàn)在，財政支農(nóng)支出為農(nóng)業(yè)發(fā)展提供了財政資金保證，使得當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)生產(chǎn)不再過度依賴糧食生產(chǎn)，推動了當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)生產(chǎn)由低價值傳統(tǒng)農(nóng)作物向更具多樣化和商品化的高價值農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型，從而提高農(nóng)村居民農(nóng)業(yè)收入水平。由此驗證了財政支農(nóng)支出通過改善農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)實現(xiàn)農(nóng)民增收的作用機制，假設(shè)3 成立。

（六）進一步分析

十九大提出了鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，成為我國農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的重要轉(zhuǎn)折點，分析鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施前后我國財政支農(nóng)對農(nóng)村居民收入水平的差異性影響，對研究鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的政策輻射效應(yīng)具有重要意義。由于鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的提出已接近2017年底，本文以2018 年為分界點，設(shè)定鄉(xiāng)村振興虛擬變量Mt，定義在2018 年以前Mt =0，2018 年及以后Mt =1，將其引入基準(zhǔn)回歸模型，具體如模型（3）、（4）所示。

首先對模型（3）進行回歸，分析鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略提出對財政支農(nóng)的農(nóng)村居民增收效應(yīng)的影響，結(jié)果如表9 列（1）所示。結(jié)果顯示鄉(xiāng)村振興虛擬變量與人均財政支農(nóng)支出的交互項在1%的水平下顯著為正，說明鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略提出后，財政支農(nóng)的農(nóng)村居民增收效應(yīng)更強。進一步對模型（4）進行回歸，分析財政支農(nóng)的農(nóng)村居民增收效應(yīng)在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施前與實施后的具體表現(xiàn)，結(jié)果如列（2）所示，可以發(fā)現(xiàn)在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施前，財政支農(nóng)支出能夠?qū)r(nóng)村居民收入水平產(chǎn)生正向影響，但是不夠顯著；在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施后，財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民的收入水平產(chǎn)生了顯著正向影響。以上實證結(jié)果說明在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略提出后，鄉(xiāng)村發(fā)展受到了各地政府極高的重視，財政支農(nóng)力度大幅提高，在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略支持下財政支農(nóng)的農(nóng)村居民增收效應(yīng)得到顯著提升。

表9 基于鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略影響的檢驗結(jié)果

五、結(jié)論

本文基于2007—2021 年我國30 個?。ㄖ陛犑小⒆灾螀^(qū)）面板數(shù)據(jù)，研究了我國財政支農(nóng)支出對農(nóng)民收入的影響，得到以下主要結(jié)論：財政支農(nóng)支出能夠顯著提高農(nóng)村居民的收入水平，有效實現(xiàn)了財政支農(nóng)的農(nóng)村居民增收效應(yīng)，這一結(jié)論通過內(nèi)生性和穩(wěn)健性檢驗。財政支農(nóng)通過促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機械化、引導(dǎo)勞動力回流反哺農(nóng)業(yè)以及改善農(nóng)業(yè)種植結(jié)構(gòu)，實現(xiàn)農(nóng)村居民增收效應(yīng)。此外，財政支農(nóng)的農(nóng)民增收效應(yīng)受其他因素的影響。其一，財政支農(nóng)資金的運用需要農(nóng)村金融的支持，在農(nóng)村金融發(fā)展水平較高的地區(qū)，財政支農(nóng)的農(nóng)村居民增收效應(yīng)更為明顯；其二，財政支農(nóng)的農(nóng)村居民增收效應(yīng)受到農(nóng)村經(jīng)濟基礎(chǔ)的限制，在農(nóng)村低保人員比例較高的地區(qū)，財政支農(nóng)的農(nóng)村居民增收效應(yīng)較差。進一步研究發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略有利于財政支農(nóng)政策充分發(fā)揮農(nóng)民增收效應(yīng)。本文通過設(shè)置虛擬變量識別鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的影響，發(fā)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施前后我國財政支農(nóng)政策的農(nóng)村居民增收效應(yīng)存在顯著區(qū)別，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施之后財政支農(nóng)政策的農(nóng)民增收效應(yīng)更強。

基于本文研究結(jié)論，提出以下政策建議：一是要繼續(xù)完善財政支農(nóng)政策體系，以農(nóng)村建設(shè)為基礎(chǔ)，加快財政支農(nóng)政策體系化、系統(tǒng)化建設(shè)，著重考慮財政支農(nóng)項目的一體化協(xié)調(diào)發(fā)展，同時各地區(qū)因地制宜地制定合理的財政支農(nóng)政策和配套措施，提高財政支農(nóng)效率。二是要建立健全金融支農(nóng)服務(wù)體系，充分發(fā)揮農(nóng)村金融的普惠性職能，持續(xù)拓寬農(nóng)村金融的覆蓋廣度與使用深度，將金融服務(wù)嵌入農(nóng)民生活各個環(huán)節(jié)，推動涉農(nóng)生產(chǎn)場景建設(shè)，不斷提高農(nóng)村居民的金融獲得感。同時，促進財政支農(nóng)與金融支農(nóng)體系協(xié)調(diào)配合，充分發(fā)揮金融的資源配置功能，實現(xiàn)財政支農(nóng)資金精準(zhǔn)滴灌。三是要加大農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投入，提高財政支持鄉(xiāng)村基礎(chǔ)設(shè)施比例，重點建設(shè)鄉(xiāng)村道路、農(nóng)用水電、糧食倉庫等基礎(chǔ)設(shè)施，吸引更多社會資本、更多企業(yè)走進鄉(xiāng)村，鼓勵企業(yè)扶持鄉(xiāng)村發(fā)展。