鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的效應(yīng)研究

摘 要：既有文獻(xiàn)多關(guān)注財(cái)政支持鄉(xiāng)村振興的政策工具、支持方式、存在的問(wèn)題等，忽視了鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的效應(yīng)評(píng)估。本文基于2011—2019年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間計(jì)量模型等方法，研究了鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，第一，在研究期內(nèi)，鄉(xiāng)村振興在各地區(qū)之間存在發(fā)展不協(xié)調(diào)，空間差異較大的問(wèn)題；第二，鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策不僅促進(jìn)了本地區(qū)鄉(xiāng)村振興，還帶動(dòng)了相鄰地區(qū)的鄉(xiāng)村振興；第三，鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的效應(yīng)主要通過(guò)產(chǎn)業(yè)帶動(dòng)、治理規(guī)范和減貧增收渠道實(shí)現(xiàn)，文明教化和生態(tài)改善的渠道效應(yīng)不顯著；第四，當(dāng)人力資本大于11.77時(shí)，鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的效應(yīng)顯著增強(qiáng)。因此，建議在加大鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出的同時(shí)，還須重視地區(qū)間鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的空間協(xié)調(diào)；調(diào)整鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出要更多傾向于生態(tài)文明建設(shè)和鄉(xiāng)風(fēng)文明建設(shè)；重視人力資本積累，提高人力資本水平。

關(guān)鍵詞：鄉(xiāng)村振興；財(cái)政政策；空間溢出；渠道效應(yīng)；門(mén)檻效應(yīng)

文章編號(hào)：2095-5960（2024）05-0018-10；中圖分類號(hào)：F120；文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

收稿日期：2023-03-17

基金項(xiàng)目：貴州省教育廳課題“貴州鄉(xiāng)村建設(shè)投入機(jī)制和保障研究”（2024RW111）。

作者簡(jiǎn)介：盧光熙（1991—），男，貴州遵義人，博士，貴州財(cái)經(jīng)大學(xué)講師，貴州新發(fā)展理念與多黨合作高端智庫(kù)研究員，研究方向?yàn)樨?cái)稅理論與政策；梁 倩（1980—），女，貴州甕安人，博士生，貴州財(cái)經(jīng)大學(xué)副教授，研究方向?yàn)樨?cái)稅理論與政策；周夢(mèng)迪（2001—），女，河南安陽(yáng)人，碩士，貴州財(cái)經(jīng)大學(xué)研究生，研究方向?yàn)樨?cái)稅理論與政策。

一、引言及文獻(xiàn)綜述

推進(jìn)中國(guó)式現(xiàn)代化，必須堅(jiān)持不懈夯實(shí)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)，推進(jìn)鄉(xiāng)村全面振興。然而，盡管中國(guó)鄉(xiāng)村振興在整體上不斷推進(jìn)，但正面臨農(nóng)業(yè)發(fā)展相對(duì)落后、生態(tài)環(huán)境短板挑戰(zhàn)較大、城鄉(xiāng)要素雙向流動(dòng)不暢、公共資源配置均等化程度不高、城鄉(xiāng)收入失衡局面尚待扭轉(zhuǎn)以及縣域經(jīng)濟(jì)綜合承載力不足等突出問(wèn)題。以農(nóng)業(yè)發(fā)展為例，發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體農(nóng)業(yè)的產(chǎn)值份額與農(nóng)業(yè)就業(yè)份額一般收斂于2%左右，而我國(guó)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)值份額和農(nóng)業(yè)就業(yè)份額分別為7.3%和24.1%。^［1］作為國(guó)家治理的基礎(chǔ)和重要支柱，財(cái)政在推進(jìn)鄉(xiāng)村振興建設(shè)中理應(yīng)發(fā)揮關(guān)鍵作用。2012—2020年，中央、省、市縣財(cái)政專項(xiàng)扶貧資金累計(jì)投入近1.6萬(wàn)億元，其中中央財(cái)政累計(jì)投入6601億元。^①【①參見(jiàn)《以財(cái)政政策為抓手支持鄉(xiāng)村振興》，https：//theory.gmw.cn/2021-08-30/content_35122473.htm。】令人遺憾的是，財(cái)政支持鄉(xiāng)村振興的效果并未引起學(xué)界和實(shí)務(wù)界的重點(diǎn)關(guān)注，而科學(xué)評(píng)估鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的實(shí)際效果是優(yōu)化調(diào)整該政策的重要依據(jù)。在這一背景下，科學(xué)評(píng)估鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的效應(yīng)，是深入實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略、加快推進(jìn)中國(guó)式現(xiàn)代化的重要舉措，具有重大現(xiàn)實(shí)意義。

財(cái)政支持鄉(xiāng)村振興的相關(guān)問(wèn)題被廣泛關(guān)注。鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略是黨的十九大對(duì)以往實(shí)施的農(nóng)村戰(zhàn)略工作的系統(tǒng)升華^［2］，也是實(shí)現(xiàn)共同富裕的內(nèi)在要求^［3］。但是，鄉(xiāng)村振興存在區(qū)域差異較大，發(fā)展不協(xié)調(diào)等問(wèn)題^［4］，作為國(guó)家治理的基礎(chǔ)和重要支柱，財(cái)政有必要支持鄉(xiāng)村振興^［5］。財(cái)政通過(guò)加大農(nóng)業(yè)科技投入^［6］、加強(qiáng)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和農(nóng)村公共服務(wù)供給等提高鄉(xiāng)村振興水平^［5］。然而，當(dāng)前的鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出難以滿足“三農(nóng)”發(fā)展需要^［7］、鄉(xiāng)村振興財(cái)政資金的使用效率較低^［8］。因此，財(cái)政不僅要更大力度向“三農(nóng)”傾斜，還需加強(qiáng)財(cái)政的引導(dǎo)功能，引導(dǎo)民間資本進(jìn)入鄉(xiāng)村振興領(lǐng)域，解決鄉(xiāng)村振興資金缺口問(wèn)題^［9］，整合鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策，使之規(guī)范化、系統(tǒng)化，提高財(cái)政資金使用效率^［10］。

評(píng)估財(cái)政支持鄉(xiāng)村振興的政策效應(yīng)，測(cè)算鄉(xiāng)村振興的得分指數(shù)是關(guān)鍵一步。學(xué)界主要從指標(biāo)體系、測(cè)度方法、研究對(duì)象三個(gè)方面對(duì)鄉(xiāng)村振興得分進(jìn)行了測(cè)度。1.指標(biāo)體系。有學(xué)者從鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的二十字方針來(lái)設(shè)計(jì)指標(biāo)體系^［11］，也有學(xué)者從經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、生活、生態(tài)、城鄉(xiāng)五個(gè)方面構(gòu)建中國(guó)農(nóng)村發(fā)展指數(shù)以此反映鄉(xiāng)村振興水平^［12］。2.測(cè)度方法。測(cè)度鄉(xiāng)村振興水平得分的方法主要包括：熵權(quán)法+指標(biāo)合并法^［13］、主成分分析法^［14］。3.研究對(duì)象。現(xiàn)有研究主要從全國(guó)省域?qū)用?sup>［15^］、地級(jí)市層面^［16］和縣級(jí)層面^［17］構(gòu)建指標(biāo)體系，測(cè)度鄉(xiāng)村振興水平。

綜上，鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的相關(guān)問(wèn)題已經(jīng)成為學(xué)界研究的熱點(diǎn)，并取得了豐碩的研究成果，但還存在一定的局限。第一，既有文獻(xiàn)大多從政策工具出發(fā)，研究財(cái)政助力鄉(xiāng)村振興的方式，鮮有文獻(xiàn)從理論上厘清鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策作用于鄉(xiāng)村振興的傳導(dǎo)機(jī)制，而厘清這一傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)于完善鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策，明確實(shí)證研究方向十分重要。第二，既有研究中的規(guī)范分析較多，實(shí)證研究少見(jiàn)。諸多文獻(xiàn)雖然測(cè)算了鄉(xiāng)村振興水平，但并沒(méi)有在此基礎(chǔ)進(jìn)一步評(píng)估鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的效應(yīng)，而準(zhǔn)確評(píng)估鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的效應(yīng)是科學(xué)評(píng)價(jià)和完善鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的重要依據(jù)。據(jù)此，文章從空間溢出效應(yīng)、渠道效應(yīng)、門(mén)檻效應(yīng)三個(gè)方面厘清了鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策作用于鄉(xiāng)村振興的作用機(jī)理，并從這三個(gè)方面開(kāi)展了實(shí)證研究。與既有文獻(xiàn)相比，本文的邊際貢獻(xiàn)是：第一，精確估計(jì)了鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的本地帶動(dòng)效應(yīng)和對(duì)相鄰地區(qū)的空間外溢效應(yīng)。第二，識(shí)別出了下一步鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的著力點(diǎn)。第三，厘清了人力資本在發(fā)揮鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策效應(yīng)中的加速機(jī)制。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）空間溢出效應(yīng)

根據(jù)地理學(xué)第一定律，任何事物都是與其他事物相關(guān)聯(lián)的，距離相近的事物聯(lián)系更加緊密，社會(huì)經(jīng)濟(jì)變量之間也同樣如此。鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的空間溢出效應(yīng)表現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：一方面，財(cái)政支農(nóng)支出通過(guò)直接投資、財(cái)政貼息、獎(jiǎng)補(bǔ)等方式先促進(jìn)本轄區(qū)的鄉(xiāng)村振興，這將會(huì)產(chǎn)生一定的示范效應(yīng)，其他轄區(qū)在這種示范效應(yīng)的帶動(dòng)下，也同樣會(huì)加大財(cái)政支農(nóng)投入力度，從而推動(dòng)鄉(xiāng)村振興建設(shè)。另一方面，通過(guò)財(cái)政搭臺(tái)、市場(chǎng)唱戲的方式，吸引民間資本進(jìn)入鄉(xiāng)村振興建設(shè)領(lǐng)域，轄區(qū)內(nèi)資本、資源、技術(shù)等生產(chǎn)要素的聚集與流動(dòng)成為產(chǎn)生空間外溢效應(yīng)的重要原因，其他轄區(qū)通過(guò)“搭便車(chē)”的方式也同樣促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和鄉(xiāng)村振興。實(shí)際上，區(qū)域性鄉(xiāng)村振興水平逐漸趨同，是由于相鄰區(qū)域間社會(huì)習(xí)俗和自然地理?xiàng)l件相近共同作用的結(jié)果，不會(huì)因?yàn)樾姓^(qū)域劃分而產(chǎn)生較大差異。所以，鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策不僅會(huì)對(duì)轄區(qū)內(nèi)的鄉(xiāng)村振興產(chǎn)生影響，也同樣會(huì)對(duì)相鄰地區(qū)的鄉(xiāng)村振興產(chǎn)生影響。基于上述分析，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策不僅會(huì)促進(jìn)本地區(qū)鄉(xiāng)村振興，還會(huì)促進(jìn)相鄰地區(qū)的鄉(xiāng)村振興。

（二）渠道效應(yīng)

根據(jù)黨的十九大提出“產(chǎn)業(yè)興旺、生態(tài)宜居、鄉(xiāng)風(fēng)文明、治理有效、生活富裕”的鄉(xiāng)村振興“二十字”方針，鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響，主要通過(guò)產(chǎn)業(yè)帶動(dòng)、生態(tài)改善、文明教化、治理規(guī)范、減貧增收來(lái)實(shí)現(xiàn)。產(chǎn)業(yè)帶動(dòng)方面，當(dāng)前農(nóng)村存在產(chǎn)業(yè)鏈條短，農(nóng)產(chǎn)品附加值不高等問(wèn)題，因此，要實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興，農(nóng)業(yè)須從“產(chǎn)業(yè)扶貧”向“產(chǎn)業(yè)興旺”轉(zhuǎn)變。財(cái)政通過(guò)重點(diǎn)支持現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)體系建設(shè)和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)體系建設(shè)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)增加值增長(zhǎng)率和農(nóng)民創(chuàng)業(yè)率提升、農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)規(guī)模做大等目標(biāo)，進(jìn)而推動(dòng)產(chǎn)業(yè)興旺。生態(tài)改善方面，由于我國(guó)鄉(xiāng)村，特別是西部地區(qū)的鄉(xiāng)村大多處于偏遠(yuǎn)山區(qū)，公共基礎(chǔ)設(shè)施落后，公共服務(wù)能力較弱，人居環(huán)境較差。鄉(xiāng)鎮(zhèn)財(cái)政安排專項(xiàng)資金用于農(nóng)村污水處理、生活垃圾處理、普及衛(wèi)生廁所、農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等舉措，可極大地改善農(nóng)村人居環(huán)境，促進(jìn)人與自然和諧共生。文明教化方面，鄉(xiāng)村具備悠久的歷史文化和優(yōu)秀的傳統(tǒng)文化，是國(guó)家發(fā)展的穩(wěn)定器和蓄水池，推動(dòng)文明教化、促進(jìn)鄉(xiāng)風(fēng)文明是鄉(xiāng)村振興的靈魂。財(cái)政通過(guò)支持農(nóng)村義務(wù)教育發(fā)展、鄉(xiāng)鎮(zhèn)文化站建設(shè)、文藝團(tuán)建設(shè)、群眾業(yè)余演出團(tuán)建設(shè)等方式推動(dòng)了鄉(xiāng)村文明教化，促進(jìn)鄉(xiāng)村振興。治理規(guī)范方面，無(wú)序的鄉(xiāng)村秩序會(huì)使得鄉(xiāng)村振興難以繼續(xù)，鄉(xiāng)村振興亟須規(guī)范的鄉(xiāng)村治理。財(cái)政通過(guò)落實(shí)村級(jí)組織經(jīng)費(fèi)運(yùn)轉(zhuǎn)政策，可激發(fā)鄉(xiāng)村內(nèi)生治理能力，強(qiáng)化鄉(xiāng)村治理，規(guī)范鄉(xiāng)村運(yùn)行。減貧增收方面，生活富裕是鄉(xiāng)村振興的落腳點(diǎn)。財(cái)政資金重點(diǎn)偏向農(nóng)村貧困人口和深度貧困地區(qū)，強(qiáng)化對(duì)老少邊窮地區(qū)的財(cái)政支持，通過(guò)轉(zhuǎn)移支付，增強(qiáng)基層提供公共服務(wù)的能力，縮小城鄉(xiāng)差距，促進(jìn)農(nóng)民減貧增收。基于上述分析，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的效應(yīng)主要通過(guò)產(chǎn)業(yè)帶動(dòng)、生態(tài)改善、文明教化、治理規(guī)范、減貧增收渠道得以實(shí)現(xiàn)。

（三）門(mén)檻效應(yīng)

根據(jù)發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)的相關(guān)理論，人力資本積累到一定程度后，經(jīng)濟(jì)才會(huì)邁入持續(xù)增長(zhǎng)的狀態(tài)進(jìn)而脫離貧困，否則會(huì)陷入貧困惡性循環(huán)之中，鄉(xiāng)村振興也同樣如此。只有當(dāng)人力資本水平提高到一定程度后，財(cái)政對(duì)鄉(xiāng)村振興建設(shè)的效果才會(huì)顯現(xiàn)。這也就意味著在人力資本積累的不同區(qū)間，鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出對(duì)鄉(xiāng)村振興建設(shè)的邊際效果存在差異。人力資本積累初期，知識(shí)溢出效應(yīng)較弱，資源配置不合理，財(cái)政支持鄉(xiāng)村振興的效果不明顯；在人力資本積累達(dá)到一定程度后，高等教育層次人才增多，知識(shí)的交流與共享更為通暢，能夠滿足該地區(qū)鄉(xiāng)村振興建設(shè)過(guò)程中對(duì)高素質(zhì)人力資本的需要，這可以提高財(cái)政資金的使用效率，強(qiáng)化財(cái)政支持鄉(xiāng)村振興的邊際效果。據(jù)此，本文提出假設(shè)3。

假設(shè)3：人力資本積累達(dá)到一定閾值后，鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的效應(yīng)顯著增強(qiáng)。

在理論分析和研究假設(shè)上，本文構(gòu)建了財(cái)政支持鄉(xiāng)村振興的作用機(jī)理圖。見(jiàn)圖1所示。

三、模型設(shè)計(jì)、變量說(shuō)明及描述性統(tǒng)計(jì)

（一）模型構(gòu)建

1.空間效應(yīng)的模型構(gòu)建

為研究鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的空間效應(yīng)，構(gòu)建了如下空間計(jì)量模型：

RURAL=β+ψ∑WRURAL+βRJFAE+ρ∑WRJFAE+β∑X+θ∑WX+δ（1）

其中，δ=λmδ+v。在模型（1）中，W為空間權(quán)重矩陣，ρ為空間自回歸系數(shù)，ψ∑WRURAL為被解釋變量鄉(xiāng)村振興的空間滯后項(xiàng)，RURAL為鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出，∑X為一系列控制變量集，包括城鎮(zhèn)化率（CR）、普惠金融（DIFI）、交通便捷度（TRANS）、人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（RJGDP）、財(cái)政分權(quán)（CZFQ）、老年撫養(yǎng)比（OCDR）、旅游收入（ITR），u為地區(qū)控制效應(yīng)，γ為時(shí)間控制效應(yīng)，δ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。當(dāng)λ=0時(shí)，則為空間杜賓模型（SDM），當(dāng)λ=0且θ=0時(shí)，則為空間自回歸模型（SAR），當(dāng)ρ=0且θ=0時(shí)，則為空間誤差模型（SEM）。選擇具體模型要根據(jù)相關(guān)檢驗(yàn)來(lái)確定。

2.渠道效應(yīng)的模型構(gòu)建

為研究鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的渠道效應(yīng)，構(gòu)建機(jī)制分析模型：

jzbl=β+βRJFAE+β∑X+u+γ+δ（2）

在模型（2）中，jzbl是機(jī)制變量的統(tǒng)稱，具體包含了產(chǎn)業(yè)帶動(dòng)（IP）、生態(tài)改善（EI）、文明教化（RC）、治理規(guī)范（EG）、減貧增收（LW）五個(gè)分項(xiàng)。當(dāng)β顯著為正時(shí)，說(shuō)明鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的渠道效應(yīng)明顯，否則渠道效應(yīng)不明顯。其他變量意義同模型（1）。

3.門(mén)檻效應(yīng)的模型構(gòu)建

為研究鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的門(mén)檻效應(yīng)，構(gòu)建門(mén)檻效應(yīng)模型：

RURAL=β+βRJFAE×I（PC≤P）+βRJFAE×I（PC>P）+β∑X+μ+γ+δ（3）

在模型（3）中，I（PC≤P）為示性函數(shù)，符號(hào)PC和P分別表示人力資本和人力資本的門(mén)檻值。其他變量意義同模型（1）。

（二）變量選取

1.被解釋變量：鄉(xiāng)村振興（RURAL）。本文基于對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展綱要（2018—2022）的解構(gòu)，并借鑒相關(guān)研究^［4，11］，構(gòu)建了鄉(xiāng)村振興指標(biāo)體系，詳見(jiàn)表1所示。

本文運(yùn)用熵權(quán)TOPSIS方法^①【①熵權(quán)TOPSIS方法是進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)的常用方法，想了解該方法的讀者可參見(jiàn)相關(guān)文獻(xiàn)。】測(cè)算各省鄉(xiāng)村振興水平。根據(jù)測(cè)算結(jié)果可知以下兩點(diǎn)。第一，我國(guó)的鄉(xiāng)村振興取得了長(zhǎng)足發(fā)展。新疆、甘肅、湖南、寧夏、海南等省從低水平鄉(xiāng)村振興階段跨越至中等水平鄉(xiāng)村振興階段，此外，浙江、江蘇從中等水平鄉(xiāng)村振興階段發(fā)展至高水平鄉(xiāng)村振興階段。第二，高水平鄉(xiāng)村振興水平的省份較少，中等水平鄉(xiāng)村振興區(qū)域主要集中在中東部地區(qū)，低水平鄉(xiāng)村振興區(qū)域主要集中在西部地區(qū)。

2.核心解釋變量：鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出（RJFAE）。由于鄉(xiāng)村振興是過(guò)去“三農(nóng)”工作的遷移和系統(tǒng)性升級(jí)，因此，鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出與財(cái)政支農(nóng)支出具有高度重疊性，考慮到各地區(qū)自然環(huán)境和財(cái)政壓力的差異，本文用人均財(cái)政支農(nóng)支出來(lái)表征鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出。

3.機(jī)制變量：選擇產(chǎn)業(yè)帶動(dòng)（IP）、生態(tài)改善（EI）、文明教化（RC）、治理規(guī)范（EG）、減貧增收（LW）作為機(jī)制變量。產(chǎn)業(yè)帶動(dòng)用農(nóng)業(yè)增加值增長(zhǎng)率、農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的比值、農(nóng)民創(chuàng)業(yè)率三項(xiàng)加總的數(shù)值來(lái)衡量，生態(tài)改善通過(guò)加總污水處理行政村占比、生活垃圾處理行政村占比、衛(wèi)生廁所普及率后的數(shù)值來(lái)衡量，文明教化通過(guò)加總鄉(xiāng)鎮(zhèn)文化站個(gè)數(shù)、文化館文藝團(tuán)體個(gè)數(shù)、群眾業(yè)余演出團(tuán)體個(gè)數(shù)后取對(duì)數(shù)獲得，治理規(guī)范通過(guò)擁有規(guī)劃的行政村占比來(lái)衡量，減貧增收用農(nóng)民人均可支配收入的對(duì)數(shù)值來(lái)衡量。

4.門(mén)檻變量：人力資本（PC）。借鑒相關(guān)研究^［18］，各省人力資本水平由公式“Pr×6+Ju×9+Se×12+Co×16”計(jì)算獲得，其中Pr、Ju、Se、Co分別表示小學(xué)、初中、高中（中職）和大專及以上教育程度的從業(yè)人員比例。

5.控制變量：借鑒張崇龍等的研究^［19］，選擇城鎮(zhèn)化（CR）、普惠金融（DIFI）、交通便捷度（TRANS）、人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（RJGDP）、財(cái)政分權(quán)（CZFQ）、老年撫養(yǎng)比（OCDR）、旅游收入（ITR）作為控制變量。

（三）數(shù)據(jù)說(shuō)明與描述性統(tǒng)計(jì)

本文選用2011—2019年中國(guó)31個(gè)省份年度面板數(shù)據(jù)作為研究樣本（不包括港、澳、臺(tái)）。其中，鄉(xiāng)村振興指標(biāo)根據(jù)熵權(quán)TOPSIS方法獲得，普惠金融指標(biāo)來(lái)源于《北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)》，其余變量來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)城鄉(xiāng)建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》及各地區(qū)年度統(tǒng)計(jì)公告。表2列示了相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

圖2反映了研究期內(nèi)鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出與鄉(xiāng)村振興綜合得分的走勢(shì)圖，從中不難發(fā)現(xiàn)兩個(gè)特點(diǎn)。第一，鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出曲線走勢(shì)和鄉(xiāng)村振興綜合得分曲線走勢(shì)存在高度一致性。鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出和鄉(xiāng)村振興綜合得分均逐年提高，這可預(yù)判兩者之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。第二，和以前年度相比，鄉(xiāng)村振興綜合得分曲線在2018年后明顯變得更加陡峭，這反映了在2018年鄉(xiāng)村振興提出后，各級(jí)政府高度重視，鄉(xiāng)村振興發(fā)展獲得了明顯的提質(zhì)增效。

四、實(shí)證分析

（一）空間效應(yīng)分析

1.空間相關(guān)性檢驗(yàn)

在進(jìn)行空間效應(yīng)分析之前，須檢驗(yàn)鄉(xiāng)村振興是否具有空間相關(guān)性。Moran’s I（莫蘭指數(shù)）和Geary’s C（吉爾尼指數(shù)）是檢驗(yàn)空間相關(guān)性的兩種常用方法。計(jì)算公式分別為：

莫蘭指數(shù)的值介于-1～1，如果莫蘭指數(shù)顯著大于0，說(shuō)明存在正向自相關(guān)，相反則存在負(fù)向自相關(guān)，如果莫蘭指數(shù)等于0，表明存在空間隨機(jī)性。吉爾尼指數(shù)的值介于0～2，當(dāng)吉爾尼指數(shù)大于1時(shí)，說(shuō)明存在空間負(fù)自相關(guān)，當(dāng)吉爾尼指數(shù)小于1時(shí)，說(shuō)明存在正自相關(guān)。為了對(duì)鄉(xiāng)村振興的空間相關(guān)性進(jìn)行系統(tǒng)全面的考察，本文構(gòu)建了以下三種空間權(quán)重矩陣。

第一種是利用地圖邊界矢量數(shù)據(jù)構(gòu)建的0～1地理近鄰矩陣，其元素為：

第二種為利用任意兩省人均GDP差值的倒數(shù)構(gòu)建的經(jīng)濟(jì)距離矩陣，其元素為：

第三種為經(jīng)濟(jì)地理嵌套權(quán)重矩陣。本文借鑒曾藝等的做法^［20］，將經(jīng)濟(jì)地理嵌套權(quán)重矩陣（WED）設(shè)置為W=ηW+（1-η）W，其中η設(shè)計(jì)為0.5。表3列示了不同空間權(quán)重矩陣下的空間相關(guān)性檢驗(yàn)。

從表3可知，在三種空間權(quán)重矩陣下，鄉(xiāng)村振興都表現(xiàn)出顯著的空間正自相關(guān)性和空間集聚的特征，這說(shuō)明考察鄉(xiāng)村振興的空間外溢效應(yīng)是很有必要的。本文先用地理近鄰權(quán)重矩陣（W）做基準(zhǔn)回歸，然后用經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣（WE）和經(jīng)濟(jì)地理嵌套權(quán)重矩陣（WED）做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2.空間回歸結(jié)果分析

在進(jìn)行空間回歸分析之前，需要選擇最優(yōu)的空間模型。經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)，空間誤差模型對(duì)應(yīng)的LM統(tǒng)計(jì)量和穩(wěn)健的LM統(tǒng)計(jì)量值分別是2.027和0.113，空間自回歸模型對(duì)應(yīng)的LM統(tǒng)計(jì)量和穩(wěn)健的LM統(tǒng)計(jì)量分別是8.809和6.894；時(shí)間和地區(qū)效應(yīng)對(duì)應(yīng)的LR統(tǒng)計(jì)量分別為39.19和905.84，均拒絕原假設(shè)；豪斯曼（hausman）檢驗(yàn)結(jié)果為78.11。這些統(tǒng)計(jì)量表明，時(shí)空雙固定的空間自回歸模型（SAR）是本文較為合適的選擇。表4列示了模型回歸結(jié)果。

從表4不難看出，在傳統(tǒng)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型下，雖然豪斯曼檢驗(yàn)選擇了固定效應(yīng)模型，但固定效應(yīng)模型下的鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出系數(shù)明顯低于空間計(jì)量模型下鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出的系數(shù)，此外，空間自回歸系數(shù)為0.225，且通過(guò)了至少1%的顯著性水平檢驗(yàn)，這反映了鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策具有明顯的空間外溢效應(yīng)。從表4可知，鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出的系數(shù)為0.0194，且通過(guò)了至少1%的顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出有力地提升了地方鄉(xiāng)村振興水平。^①【①本文還注意到，鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出除了財(cái)政支農(nóng)支出外，還包括地方基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出，社會(huì)福利性支出等，但由于從年鑒中無(wú)法找到或很難分離出鄉(xiāng)村振興基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出，社會(huì)福利性支出等，因此，鄉(xiāng)村振興基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出，社會(huì)福利性支出未在模型中體現(xiàn)。】這是因?yàn)椋环矫妫l(xiāng)村振興獲得了財(cái)政資金的大力支持，2010年鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出為8129.58億元，2020年鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出為23903.60億元，總計(jì)增長(zhǎng)2.94倍，年均增速為9.1%，是除教育、社會(huì)保障與就業(yè)支出外，國(guó)家十七項(xiàng)重點(diǎn)支出中比重最高的支出項(xiàng)目，凸顯出鄉(xiāng)村振興在國(guó)家戰(zhàn)略發(fā)展中的重要地位。另一方面，鄉(xiāng)村振興財(cái)政制度供給逐漸優(yōu)化。財(cái)政的觸角能夠延伸到農(nóng)村地區(qū)的家庭、企業(yè)以及所有市場(chǎng)主體的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，鄉(xiāng)村振興財(cái)政制度的優(yōu)劣直接關(guān)系到鄉(xiāng)村振興水平的提升，在現(xiàn)代財(cái)政制度不斷完善的背景下，涉農(nóng)財(cái)政制度也隨之逐漸優(yōu)化，這改善了鄉(xiāng)村治理，提升了鄉(xiāng)村振興水平。

為了確保鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出能提升鄉(xiāng)村振興水平這一結(jié)論是準(zhǔn)確可靠的，本文進(jìn)行了如下三種穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一，更換空間權(quán)重矩陣。將基準(zhǔn)回歸中的地理近鄰矩陣替換為經(jīng)濟(jì)距離矩陣和經(jīng)濟(jì)地理嵌套權(quán)重矩陣。第二，更換樣本。考慮到直轄市的特殊性可能會(huì)給回歸結(jié)果帶來(lái)偏誤，本文借鑒既有文獻(xiàn)的一般做法，將直轄市樣本剔除。第三，更換變量。用熵值法計(jì)算獲得的鄉(xiāng)村振興得分替代基準(zhǔn)回歸中的鄉(xiāng)村振興得分。從穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果不難發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出系數(shù)的符號(hào)和顯著性水平與基準(zhǔn)回歸中鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出的系數(shù)符號(hào)和顯著性水平大致相同，這說(shuō)明基準(zhǔn)回歸得到的結(jié)論是穩(wěn)健的。

3.空間溢出效應(yīng)分解

根據(jù)LeSage & Pace的理論^［21］，將鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的效應(yīng)分解為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)具有更加真實(shí)可信的效果^①【①限于篇幅，分解過(guò)程省略，感興趣的讀者可通過(guò)編輯部向作者索取。】。分解結(jié)果見(jiàn)表5所示。

從表5的分解結(jié)果可知，財(cái)政支農(nóng)支出的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均為正，且至少在5%的顯著性水平上顯著，說(shuō)明一個(gè)地區(qū)的鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策不僅可以促進(jìn)本地區(qū)的鄉(xiāng)村振興水平建設(shè)，還可以對(duì)其他地區(qū)的鄉(xiāng)村振興建設(shè)產(chǎn)生外溢效應(yīng)，這種外溢效應(yīng)的比例為22.13%（0.0056/0.0253）。這一現(xiàn)象說(shuō)明，某一地區(qū)的鄉(xiāng)村振興會(huì)受到相鄰地區(qū)鄉(xiāng)村振興的影響，也就意味著鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策促進(jìn)本地區(qū)鄉(xiāng)村振興的正外部性會(huì)給相鄰地區(qū)的鄉(xiāng)村振興提供“搭便車(chē)”的條件，即本地區(qū)的鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策效應(yīng)會(huì)外溢至相鄰地區(qū)，推動(dòng)相鄰地區(qū)的鄉(xiāng)村振興。由此可知，假設(shè)1得證。

（二）渠道效應(yīng)分析

為檢驗(yàn)假設(shè)2，本文對(duì)鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的渠道效應(yīng)進(jìn)行了分析。回歸結(jié)果見(jiàn)表6所示。不難看出，在至少10%的顯著性水平下，鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出對(duì)產(chǎn)業(yè)帶動(dòng)、治理規(guī)范、減貧增收具有明顯的促進(jìn)作用，但對(duì)生態(tài)改善和文明教化的提升效果不明顯。這說(shuō)明鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的效應(yīng)發(fā)揮主要是通過(guò)產(chǎn)業(yè)帶動(dòng)、治理規(guī)范和減貧增收渠道來(lái)實(shí)現(xiàn)的，生態(tài)改善和文明教化的渠道效應(yīng)不顯著。原因有兩個(gè)方面：一是鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出結(jié)構(gòu)不合理。長(zhǎng)期以來(lái)，大量的財(cái)政支農(nóng)資源被配置到農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)建設(shè)和提高農(nóng)民生活水平兩大領(lǐng)域，農(nóng)村環(huán)境整治、精神文明建設(shè)的財(cái)政投入明顯不足。根據(jù)2020年全國(guó)財(cái)政支農(nóng)支出的數(shù)據(jù)，國(guó)家用于農(nóng)業(yè)農(nóng)村生產(chǎn)建設(shè)和扶貧開(kāi)發(fā)的投入分別為7040.37億元和5783.86億元，與生態(tài)改善相關(guān)的林業(yè)和草原支出為2092.12億元，與精神文明建設(shè)相關(guān)的農(nóng)村綜合改革支出為1644.33億元。財(cái)政支農(nóng)資金大量用于農(nóng)業(yè)農(nóng)村生產(chǎn)和扶貧開(kāi)發(fā)，這就使得鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策通過(guò)生態(tài)改善和文明教化來(lái)促進(jìn)鄉(xiāng)村振興的效果不顯著，引起鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的效應(yīng)發(fā)揮不完全等問(wèn)題。二是外部環(huán)境致使財(cái)政資金使用效率不高。當(dāng)前，地區(qū)間生態(tài)利益關(guān)系測(cè)算難度大、生態(tài)經(jīng)濟(jì)模式仍未科學(xué)構(gòu)建、生態(tài)財(cái)政實(shí)施基礎(chǔ)條件缺乏、使得用于生態(tài)財(cái)政資金的使用效率較低；我國(guó)的文明鄉(xiāng)風(fēng)建設(shè)還存在文化陣地建設(shè)較弱、有組織的文化活動(dòng)開(kāi)展不夠、陳規(guī)陋習(xí)依然存在、缺乏專業(yè)人才等問(wèn)題，這些問(wèn)題致使文明教化的財(cái)政資金使用效率得不到完全發(fā)揮。假設(shè)2部分得證。

（三）門(mén)檻效應(yīng)分析

為檢驗(yàn)假設(shè)3，本文用人力資本作為門(mén)檻變量來(lái)探究鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的門(mén)檻效應(yīng)。為此，本文進(jìn)行了門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)并發(fā)現(xiàn)，人力資本通過(guò)了單一門(mén)檻且門(mén)檻值為11.77^②【②限于篇幅，門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果和門(mén)檻效應(yīng)圖留存?zhèn)渌鳌！俊?/p>

從表7不難看出，當(dāng)人力資本超過(guò)11.77后，鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出的系數(shù)從0.0153上升至0.0242，且通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的效果顯著增強(qiáng)。出現(xiàn)這一現(xiàn)象的原因是：財(cái)政為鄉(xiāng)村振興提供了資金支持，而“人力資本”是決定鄉(xiāng)村振興財(cái)政資金能否發(fā)揮作用和發(fā)揮多大作用的關(guān)鍵，如果人力資本積累不足，鄉(xiāng)村振興財(cái)政資金就得不到有效發(fā)揮，農(nóng)業(yè)強(qiáng)、農(nóng)村美、農(nóng)民富的長(zhǎng)期目標(biāo)實(shí)現(xiàn)起來(lái)較慢，進(jìn)而不能支撐鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的落地實(shí)現(xiàn)。當(dāng)人力資本積累達(dá)到一定程度后，知識(shí)的外溢效應(yīng)減少了知識(shí)傳播成本，鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的效應(yīng)明顯增強(qiáng)。假設(shè)3得證。

表8反映了各個(gè)省份的人力資本情況。從中可以發(fā)現(xiàn)，人力資本超過(guò)門(mén)檻值的省份有北京、天津、上海，接近門(mén)檻值的有浙江、廣東、江蘇，這些省份均已經(jīng)步入高水平鄉(xiāng)村振興階段，處于低水平鄉(xiāng)村振興階段的西藏、青海、四川、云南、貴州、廣西等，人力資本均較低，這些省份的人力資本未超過(guò)10年，除安徽和江西外，大部分中等水平鄉(xiāng)村振興階段的省份的人力資本普遍在10～11年。綜上分析，在人力資本水平較高的省份，鄉(xiāng)村振興水平也同樣較高，而當(dāng)人力資本水平超過(guò)11.77時(shí)，鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的效應(yīng)更加顯著。

五、研究結(jié)論與政策建議

本文基于全國(guó)2011—2019年的數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間計(jì)量、中介效應(yīng)及門(mén)檻模型等方法研究了鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的效應(yīng)。研究結(jié)果表明：第一，在研究期內(nèi)，鄉(xiāng)村振興取得了長(zhǎng)足的進(jìn)步，但存在地區(qū)之間發(fā)展不協(xié)調(diào)，空間差異較大的問(wèn)題。第二，鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策不僅促進(jìn)了本地鄉(xiāng)村振興，還對(duì)相鄰地區(qū)具有空間外溢效應(yīng)，其空間外溢比例為22.13%。第三，鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的效應(yīng)主要通過(guò)產(chǎn)業(yè)帶動(dòng)、治理規(guī)范和減貧增收渠道實(shí)現(xiàn)，而文明教化和生態(tài)改善的渠道效應(yīng)不顯著。第四，鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的效應(yīng)存在非線性特征，當(dāng)人力資本越過(guò)11.77的門(mén)檻值后，鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出的系數(shù)從0.0153上升至0.0242，鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的效應(yīng)顯著增強(qiáng)。基于研究結(jié)論，本文提出如下幾點(diǎn)政策建議。

首先，在加大鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出的同時(shí)，還要注重空間協(xié)同驅(qū)動(dòng)作用的發(fā)揮。實(shí)證研究表明，鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策不僅促進(jìn)了本地區(qū)的鄉(xiāng)村振興，還帶動(dòng)了相鄰地區(qū)的鄉(xiāng)村振興。因此，地方政府要不斷加大鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出投入，促進(jìn)本地區(qū)的鄉(xiāng)村振興，另外，省級(jí)地方政府之間要加強(qiáng)溝通協(xié)作，統(tǒng)籌安排部分鄉(xiāng)村振興財(cái)政資金用于兩省交界地帶的邊界區(qū)縣，充分發(fā)揮鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出政策的空間協(xié)同驅(qū)動(dòng)作用。

其次，調(diào)整鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出要更多傾向于生態(tài)文明建設(shè)和鄉(xiāng)風(fēng)文明建設(shè)。實(shí)證分析表明，文明教化和生態(tài)改善在鄉(xiāng)村振興財(cái)政支出與鄉(xiāng)村振興之間未發(fā)揮渠道效應(yīng)。由于大量的鄉(xiāng)村振興財(cái)政資金被配置到農(nóng)村產(chǎn)業(yè)建設(shè)和提高農(nóng)民生活水平兩大領(lǐng)域，而農(nóng)村文明教化和生態(tài)改善的財(cái)政資金明顯不足，致使鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的效應(yīng)發(fā)揮不完全。因此，須增加文明教化和生態(tài)改善的財(cái)政資金投入，例如在農(nóng)村發(fā)展的綠色項(xiàng)目，財(cái)政予以補(bǔ)貼；財(cái)政大力支持生態(tài)農(nóng)村、文化名村建設(shè)等。

最后，重視人力資本積累，提高人力資本水平。實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，在人力資本發(fā)展的不同階段，鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的效應(yīng)存在非線性特征，當(dāng)人力資本超過(guò)11.77這個(gè)閾值后，鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的效應(yīng)顯著增強(qiáng)。因此，重視人力資本積累是發(fā)揮鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策效應(yīng)的關(guān)鍵。特別是西藏、青海、四川、云南、貴州、廣西6個(gè)省份，人力資本水平均未過(guò)10，這六個(gè)省份的鄉(xiāng)村振興水平也較低。因此，這些省份應(yīng)該大力發(fā)展教育，跨越人力資本閾值，是增強(qiáng)鄉(xiāng)村振興財(cái)政政策的效應(yīng)，實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興跨域趕超的重要舉措。

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Study on the effect of fiscal Policy for rural Revitalization

LU Guangxi，LIANG Qian，ZHOU Mengdi

（School of Applied Economics， Guizhou University of Finance and Economics， Guiyang， Guizhou 550025， China）

Abstract：Established literature focuses mostly on the policy tools， support methods and characteristics， and problems of rural revitalization fiscal policy， and neglects the assessment of the effects of rural revitalization fiscal policy. This paper examines the effects of rural revitalization fiscal policies based on provincial panel data from 2011—2019， using spatial econometric models and other methods. It is found that， firstly， during the study period， rural revitalization has the problem of uncoordinated development and large spatial differences among regions; Secondly， rural revitalization fiscal policy not only promotes rural revitalization in the region， but also drives rural revitalization in adjacent regions; thirdly， the effect of rural revitalization fiscal policy is mainly realized through the channels of industry-led， governance standardization and income reduction， while the channels of civilization edification and ecological improvement， the effect is not significant; fourth， when human capital is greater than 11.77， the effect of rural revitalization fiscal policy is significantly enhanced. Therefore， it is suggested that while increasing the fiscal expenditure for rural revitalization， it is also necessary to pay attention to the spatial coordination of the fiscal policy for rural revitalization among regions; Adjust the structure of the fiscal expenditure for rural revitalization， and the fiscal expenditure for rural revitalization should be more inclined to the construction of ecological civilization and the construction of countryside civilization; And pay attention to the accumulation of human capital and improve the level of human capital.

Key words：rural revitalization; fiscal policy; spatial spillover; channel effect; threshold effect

責(zé)任編輯：蕭敏娜