財政支出對農(nóng)村居民消費的影響及其空間效應研究

■羅寧波

財政支出對農(nóng)村居民消費的影響及其空間效應研究

■羅寧波

本文利用ESDA-GIS方法探討了我國農(nóng)村財政支出與農(nóng)村居民消費支出的空間相關性；并通過構建空間計量模型對財政農(nóng)業(yè)支出、財政轉移性支出影響農(nóng)村居民消費的空間效應進行實證檢驗。結論顯示：（1）財政農(nóng)業(yè)支出由正向不顯著逐漸變得顯著，呈北高南低的穩(wěn)定空間格局；（2）財政轉移性支出與農(nóng)村居民消費支出均存在顯著的正向相關性，呈東高西低的穩(wěn)定空間格局；（3）不同財政支出項目對農(nóng)村居民消費支出的影響存在明顯差異，且財政支出刺激農(nóng)戶消費的效果并不理想。

財政農(nóng)業(yè)支出；財政轉移性支出；農(nóng)村居民消費；空間自相關

羅寧波，湖南大學經(jīng)濟與貿(mào)易學院碩士研究生，研究方向為財政理論與政策、農(nóng)村經(jīng)濟。（湖南衡陽430407）

一、引言

自我國實施財政體制改革，地方政府不斷加大對農(nóng)村地區(qū)的資金投入，但財政支出刺激農(nóng)村居民消費的效果并不理想。如何提高農(nóng)村居民的消費水平？如何最大程度地發(fā)揮我國財政支出對農(nóng)村居民消費的刺激作用？這已經(jīng)成為當前中國經(jīng)濟的重大現(xiàn)實問題。目前國內(nèi)外學者由于在財政支出項目、研究方法等方面存在差異，對財政支出與居民消費的擠入擠出關系并未達成一致（Bailey，1971；Tsung-wu Ho，2001；Murphy DP，2015；楊子暉，2009；申琳和馬丹，2007）。其次，關于財政支出對居民消費影響機制的研究大多集中于區(qū)域整體視角，忽略了我國特有的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構特征；且少數(shù)專門針對農(nóng)村財政支出與農(nóng)村居民消費關系的研究往往建立在區(qū)域相互獨立的前提下，缺乏空間視角（魏建等，2011；張攀峰，2012；紀江明和趙毅，2013）。

因此，本文采用ESDA-GIS方法對我國各?。ㄊ?、區(qū)）1995～2014年農(nóng)村財政支出（包括財政農(nóng)業(yè)支出和財政轉移性支出）與農(nóng)村居民消費的空間相關性進行了詳細的描述；并運用空間計量方法對財政農(nóng)業(yè)支出、財政轉移性支出影響農(nóng)村居民消費水平的空間效應進行了分區(qū)域實證檢驗。

二、農(nóng)村財政支出與農(nóng)村居民消費水平的時空分異特征

（一）變量選擇和數(shù)據(jù)來源

本文探究我國31個?。ㄊ?、區(qū)）1995～2014年農(nóng)村財政支出與農(nóng)村居民消費支出的時空分異特征（不包括港澳臺地區(qū)）；數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒1996～2015》。其中，農(nóng)村居民消費水平（CON），用各地區(qū)農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費支出來表示。根據(jù)數(shù)據(jù)可得性，本文將涉及農(nóng)村居民消費水平的財政支出分為兩類，即財政農(nóng)業(yè)支出（購買性支出）、財政轉移性支出。

1.財政農(nóng)業(yè)支出（GOV）。鑒于數(shù)據(jù)的完整性、連續(xù)性及可獲得性，本文選擇小口徑的財政支農(nóng)支出。地方財政支出的統(tǒng)計口徑在2003年和2007年發(fā)生變化，其中，1995～2002年的財政支農(nóng)支出包括支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)支出和農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費，2003～2006年包括農(nóng)業(yè)支出、林業(yè)支出和農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費，2007～2014年為農(nóng)林水事務支出。通過比較調(diào)整前后的統(tǒng)計口徑，發(fā)現(xiàn)數(shù)據(jù)基本保持一致。

2.財政轉移性支出（TRA）。財政轉移性支出在我國統(tǒng)計年鑒中沒有具體區(qū)分城鄉(xiāng)，因而目前學術界對涉及農(nóng)村居民消費的財政轉移性支出界定并不一致；如儲德銀、閆偉（2009）將城鄉(xiāng)教育科技支出、社會保障和就業(yè)支出的均值作為農(nóng)村地區(qū)人均財政轉移性支出，毛其淋（2011）將社會保障補助支出、撫恤、社會福利救濟費、文科衛(wèi)事業(yè)費以及各種政策性補貼支出按城鄉(xiāng)人口比重分配，作為針對農(nóng)村地區(qū)的轉移性支出；但我國財政轉移性支出的城市偏向政策導致取均值或按人頭分配均難以準確反映我國農(nóng)村地區(qū)的實際情況。然而，政府對農(nóng)村地區(qū)的轉移性支出恰好對應著農(nóng)村居民的轉移性收入。從《中國統(tǒng)計年鑒》可知，農(nóng)村居民轉移性收入是指農(nóng)村住戶和住戶成員無須付出任何對應物而獲得的貨物、服務、資金或資產(chǎn)所有權，不包括國家為扶持農(nóng)業(yè)進行的相關生產(chǎn)補貼，如糧食直補、購置和更新大型農(nóng)機具補貼、良種補貼、購買生產(chǎn)資料綜合補貼等。一般情況下，是指農(nóng)村住戶在二次分配中的所有收入；一部分來源于政府，包括農(nóng)村離退休金、養(yǎng)老金、救濟金、撫恤金、救災款、五保戶供給、各項生活性補貼收入等，另一部分源于家庭居民內(nèi)部轉移，包括親友贈送、在外人口寄回帶回等。從各地區(qū)的統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)可知，來自于政府的轉移性支出是農(nóng)村居民轉移性收入的主要來源。因此，本文選擇以農(nóng)村居民轉移性收入來反映農(nóng)村地區(qū)的財政轉移性支出。

3.農(nóng)村居民消費水平（CON），用各地區(qū)我國農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費支出來表示。

4.農(nóng)村居民收入水平（INC）。本文的農(nóng)村居民人均純收入僅包括工資性純收入、家庭經(jīng)營純收入和財產(chǎn)性收入。肖立（2012）、雷雨（2014）等認為農(nóng)村居民收入水平是影響農(nóng)民消費的最主要原因。

（二）農(nóng)村財政支出與農(nóng)村居民消費的全局空間自相關分析

通過計算1995年和2014年各省（市、區(qū)）人均財政農(nóng)業(yè)支出、人均財政轉移性支出與農(nóng)村居民人均消費支出的空間關聯(lián)系數(shù)Moran值，發(fā)現(xiàn)我國農(nóng)村財政支出與農(nóng)村居民消費的空間關聯(lián)性變化如下：

表1　1995和2014年我國農(nóng)村財政支出與農(nóng)戶消費水平的Moran檢驗結果

從1995年到2014年，我國人均財政農(nóng)業(yè)支出的空間相關性由正向不顯著逐漸變得顯著；說明財政農(nóng)業(yè)支出的空間相關性逐漸增強，呈現(xiàn)出高財政農(nóng)業(yè)支出的省市相對地趨于和高財政農(nóng)業(yè)支出省市相臨近，或者低財政農(nóng)業(yè)支出的地區(qū)相對地趨于和低財政農(nóng)業(yè)支出的地區(qū)相鄰的空間結構。具體來說，1995～2005年人均財政農(nóng)業(yè)支出的Moran值均為正，除2001年和2002年外均不顯著；說明十年前我國財政農(nóng)業(yè)支出不存在明顯的空間依賴性，即某個地方政府對農(nóng)業(yè)投入的增加并不會明顯引起相鄰省域的效仿行為。但從2006年開始，我國人均財政農(nóng)業(yè)支出的Moran值均為正且通過了10%的顯著性水平，這表明財政農(nóng)業(yè)支出開始呈明顯的空間集聚，即地方政府財政農(nóng)業(yè)支出的策略互動行為日趨明顯。

我國人均財政轉移性支出的空間相關性均為正值，且通過10%的顯著性檢驗（除2010年外）；說明我國財政轉移性支出呈明顯的正向空間集聚性，即大部分省域與鄰近省域表現(xiàn)出相似的集群特征，具體表現(xiàn)為高財政轉移性支出的省域在空間上相互臨近，而低財政轉移性支出的省域也趨于集中。隨著時間的推移，人均財政轉移性支出的Moran值基本呈下降趨勢，表明高財政轉移性支出的省市與低財政轉移性支出的省市在一起集聚的程度加大，財政轉移性支出的空間差異逐漸增大。

我國農(nóng)村居民人均消費支出的Moran指數(shù)在考察期均為正值，且通過了1%的顯著性水平檢驗，表明我國農(nóng)村居民人均消費支出在空間分布上也具有顯著的正向空間依賴性，農(nóng)村居民消費水平高（低）的省市，其臨近省市的農(nóng)村居民消費水平也比較高（低）。從表1可以看出，農(nóng)村居民人均消費支出的Moran值基本圍繞在0.4上下波動且略呈上升趨勢，由1995年的0.42上升到2014年的0.47；說明我國農(nóng)村居民消費水平相似省市在空間上的集聚程度逐漸加大，農(nóng)村居民消費水平的空間差異呈遞減趨勢。

（三）農(nóng)村財政支出與農(nóng)村居民消費的局部空間自相關分析

對1995年與2014年的財政農(nóng)業(yè)支出、財政轉移性支出、農(nóng)村居民消費支出三個變量的Moran散點圖及其空間躍遷變化進行局域空間自相關分析，可進一步了解我國各?。ㄊ?、區(qū)）農(nóng)村財政支出與農(nóng)村居民消費支出的具體分布情況。

圖1　農(nóng)村財政支出與農(nóng)村居民消費的Moran散點圖

Moran指數(shù)散點圖顯示在1995年和2014年我國大部分?。ㄊ小^(qū)）農(nóng)村財政支出與農(nóng)村居民消費支出的Moran散點均落在具有正相關性的第一象限（H-H聚集區(qū)）和第三象限（L-L聚集區(qū)）。其中，財政農(nóng)業(yè)投入位于第一、三象限的省市數(shù)量由1995年的19個增加到2014年的20個，占全部省域的比重由61%提高至65%；財政轉移性支出由25個減少至24個，占總體的比重由81%下降到77%；農(nóng)村居民消費支出由20個增加到21個，比重由65%提高到68%。此結果進一步證實我國農(nóng)村財政支出與農(nóng)村居民消費支出都存在空間正相關性；財政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)村居民消費支出的空間集聚現(xiàn)象逐漸加強，財政轉移性支出的空間集聚現(xiàn)象逐漸減弱。

表2　財政農(nóng)業(yè)支出Moran散點空間躍遷變動情況

觀察財政農(nóng)業(yè)支出Moran散點空間躍遷變動情況圖可以發(fā)現(xiàn)，財政農(nóng)業(yè)支出的空間動態(tài)演變路線可以歸為三類：第一種類型是某個省市或臨近省市單獨發(fā)生的變遷，如某一地區(qū)由H-H聚集類型遷移到L-H聚集類型。具有代表性的省份為：寧夏回族自治區(qū)、遼寧省、吉林省。具體來說，寧夏由H-L聚集區(qū)躍升到H-H聚集區(qū)，表明寧夏的高財政農(nóng)業(yè)投入政策受到周邊省市的認可，輻射帶動了相鄰省市的財政農(nóng)業(yè)投入；遼寧省由H-L聚集區(qū)躍遷到L-L聚集區(qū)，表明遼寧省政府受到周邊省市“低財政農(nóng)業(yè)投入”政策的影響，逐漸放緩了對財政農(nóng)業(yè)的支出，從而形成了一種低水平財政農(nóng)業(yè)投入集聚區(qū)；吉林省由H-H聚集區(qū)躍遷到L-H聚集區(qū)，說明在二十年間吉林省政府對農(nóng)業(yè)投入的增速明顯慢于周邊省市，與周邊地區(qū)的政治經(jīng)濟聯(lián)系逐漸減弱，集聚性有所下降。第二種類型是某個省市和臨近省市同時發(fā)生的變遷，如某一地區(qū)由H-L聚集類型遷移到L-H聚集類型。具有代表性的是由H-L聚集區(qū)遷移到L-H聚集區(qū)的云南省，這是因為云南省地方政府對財政投入的力度發(fā)生明顯改變，由1995年的“高于眾人”轉變?yōu)?014年的“低于眾人”。第三種類型是某個省市及其相鄰省市保持相同水平，即在整個考察期內(nèi)保持不變。在1995年到2014年，屬于這類變遷的省域有27個，占總體的87%?？梢?，絕大部分省份并沒有發(fā)生集聚類型的遷移，我國各省市財政農(nóng)業(yè)支出在空間分布上存在明顯的“路徑依賴性”。

表3　財政轉移性支出Moran散點空間躍遷變動情況

在1995年到2014年的財政轉移性支出Moran散點圖中，發(fā)生第一種類型變遷的省份為：江西、湖南、山東、貴州、福建、海南、天津、青海、重慶。具體來說，江西、湖南由L-H聚集區(qū)躍遷到H-H聚集區(qū)；山東、貴州由L-L聚集區(qū)躍遷到L-H聚集區(qū)；福建、海南由H-H聚集區(qū)躍遷至L-H聚集區(qū)；天津由L-H聚集區(qū)躍遷至L-L聚集區(qū)；青海由L-L聚集區(qū)躍升到H-L聚集區(qū)；重慶由H-L聚集區(qū)躍遷到H-H聚集區(qū)。發(fā)生第二種變遷類型的省份為河南、安徽、湖北、陜西，均由L-L聚集區(qū)躍升到H-H聚集區(qū)。從躍遷情況可以發(fā)現(xiàn)，內(nèi)陸省份如江西、湖南、青海、河南、安徽、湖北、陜西的財政轉移性支出有向好的趨勢，而沿海省份如福建、海南有惡化趨勢，山東、貴州、重慶、天津四省情況基本不變；說明我國沿海省市對農(nóng)村地區(qū)的民生事業(yè)投入增速明顯比內(nèi)陸省份慢，可能源于中部崛起和西部大開發(fā)戰(zhàn)略的提出，引起中西部地方政府對農(nóng)村地區(qū)民生事業(yè)的關注。最普遍的變遷類型依然是省域及其鄰居保持相同水平，有18個省市表現(xiàn)出空間上的穩(wěn)定性，占到全部省域的58%。

表4　農(nóng)村居民消費Moran散點空間躍遷變動情況

在農(nóng)村居民消費支出的Moran散點圖中，發(fā)生第一種類型變遷的省份為：北京市、廣西省、吉林省、山東省和內(nèi)蒙古自治區(qū)。具體來說，北京市由H-L聚集區(qū)躍遷到H-H聚集區(qū)，說明北京利用國際性大都市的優(yōu)勢，對周邊地區(qū)的農(nóng)村居民消費產(chǎn)生引導作用，輻射帶動了周邊地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)村居民消費支出。廣西省由L-H聚集區(qū)躍遷到L-L聚集區(qū)，表明隨著時間推移，周邊省市的農(nóng)村居民消費水平被廣西所影響，對私人物品消費支出的增速明顯低于平均水平。內(nèi)蒙古由L-L聚集區(qū)躍遷至H-L聚集區(qū)，說明在這20年期間內(nèi)蒙古自治區(qū)的農(nóng)村居民消費水平大幅度上升，明顯快于周邊地區(qū)。吉林省由H-L聚集區(qū)躍遷至L-L聚集區(qū)，表明吉林省農(nóng)村居民消費水平較高的現(xiàn)象被周邊省市農(nóng)民的謹慎性消費所同化。山東由L-L躍遷到L-H聚集區(qū)，說明山東省在周邊省市逐漸改變了農(nóng)村居民消費支出不足的面貌時，由于某種原因仍未擺脫消費滯后的局面。發(fā)生第二種變遷類型的省份為黑龍江和遼寧省，均由H-L聚集區(qū)躍遷到L-H聚集區(qū)。同樣，在1995年到2014年的農(nóng)村居民消費水平Moran散點圖中，有26個省市沒有發(fā)生集聚類型的遷移，占到全部省域的84%；說明農(nóng)村居民消費支出在我國地理上也存在明顯的路徑穩(wěn)定性。

（四）農(nóng)村財政支出與農(nóng)村居民消費的熱點分析

對1995年和2014年各省人均財政農(nóng)業(yè)支出、人均財政轉移性支出與農(nóng)村居民人均消費支出的局域空間關聯(lián)系數(shù)Getis.OrdG*進行計算，并采用Jenks最佳自然斷裂法對兩個年份的局域G*統(tǒng)計值進行聚類，劃分為熱點、次熱點、次冷點和冷點區(qū)，得到人均財政農(nóng)業(yè)支出、人均財政轉移性支出與農(nóng)村居民人均消費支出的空間格局熱點演化圖（圖2、圖3、圖4）。

圖2　1995年和2014年財政農(nóng)業(yè)支出的熱點分布圖

圖3　1995年和2014年財政轉移性支出的熱點分布圖

圖4　1995年和2014年農(nóng)村居民消費支出的熱點分布圖

從整體來看，我國1995年和2014年財政農(nóng)業(yè)支出基本呈北高南低的空間分布形態(tài)，財政農(nóng)業(yè)支出熱點及次熱點區(qū)主要分布在黃河以北地區(qū)，冷點及次冷點區(qū)主要分布在黃河以南地區(qū)。1995年我國財政農(nóng)業(yè)支出熱點區(qū)包括新藏青三省、華北一帶的蒙冀地區(qū)及東北三省。在2014年，新藏青三省的熱點區(qū)未發(fā)生變化，但東北一帶和蒙冀地區(qū)全部轉換為次熱點區(qū)類型。財政農(nóng)業(yè)支出的次熱點區(qū)在1995年分布比較隨意，零散分布在甘肅及魯蘇地區(qū)，這主要是被其他類型區(qū)域分割所致；但在2014年隨著部分熱點區(qū)轉變?yōu)榇螣狳c區(qū)，次熱點區(qū)的隨機分布趨勢明顯減弱，逐漸呈明顯的集聚分布。我國財政農(nóng)業(yè)支出的冷點區(qū)和次冷點區(qū)呈明顯的“圈層結構”，即在1995年形成了以長江中游地區(qū)、兩廣地區(qū)、貴渝地區(qū)及陜西省為內(nèi)圈層的冷點區(qū)，以圍繞這8個省域的周邊省份為外圈層的次冷點區(qū)。在2014年，冷點區(qū)明顯向中南地區(qū)收斂，略呈縮小趨勢；隨著原有冷點區(qū)的外圍省份如陜西由冷點區(qū)域轉變?yōu)榇卫潼c區(qū)域，2014年財政農(nóng)業(yè)支出次冷點區(qū)對冷點區(qū)的合圍態(tài)勢日趨明顯。

從整體來看，1995年和2014年我國財政轉移性支出基本呈東高西低的分布形態(tài)。1995年財政轉移性支出的熱點區(qū)大都分布在東南沿海省市，在2014年熱點區(qū)基本未發(fā)生變化（除廣東由熱點區(qū)轉變?yōu)榇螣狳c區(qū)而湖南開始進入熱點區(qū)外），這說明在1995年和2014年我國泛長三角地區(qū)一直是我國財政轉移性支出的擴散中心，位于此象限的省域自身具有較強的轉移性支出能力，且通過與周邊省域的交流與合作，帶動了周邊地區(qū)財政轉移性支出水平的提高。我國財政轉移性支出的次熱點區(qū)主要分布于熱點區(qū)的周圍，在20年間基本變化不大。但財政轉移性支出的冷點區(qū)和次冷點區(qū)在2014年發(fā)生了較大幅度的調(diào)整，次熱點區(qū)的外圍由冷點區(qū)變成了次冷點區(qū)，由東向西的階梯式分布日趨明顯。

根據(jù)圖4可知，1995年和2014年我國農(nóng)村居民消費水平在地理空間上明顯呈由東向西依次遞減的階梯式分布，東部沿海主要表現(xiàn)為熱點區(qū)，中部地區(qū)主要為次熱點區(qū)，而西部內(nèi)陸則主要表現(xiàn)為冷點區(qū)。其次，在20年間我國農(nóng)村居民消費支出盡管存在局部性的擴散和收斂趨勢，但大部分省份沒有脫離原有的集群范疇，我國農(nóng)村居民消費水平基本呈強者恒強、弱者恒弱的演變形態(tài)。具體來說，農(nóng)村居民消費支出熱點區(qū)在2014年由泛長三角地區(qū)逐漸向北部沿海蔓延，這主要是因為20年間東部沿海地區(qū)得益于率先發(fā)展的契機，經(jīng)濟發(fā)展速度明顯快于中西部地區(qū)，因而農(nóng)村居民的收入水平和消費水平隨之得到提升。農(nóng)村居民消費的次熱點和次冷點區(qū)主要集中于中部地區(qū)，盡管在2014年部分次熱點區(qū)轉變?yōu)榇卫潼c區(qū)，次冷點區(qū)變?yōu)榇螣狳c區(qū)，但并未發(fā)生強烈的大幅度變遷。農(nóng)村居民消費支出的冷點區(qū)一直集中于廣大西部地區(qū)，且在考察期后期，僅有陜西省逐漸退出冷點區(qū)，轉變?yōu)榇卫潼c區(qū)。

從全局空間自相關分析可以看出，我國各?。ㄊ?、區(qū)）財政農(nóng)業(yè)支出的正相關性隨著時間的推移逐漸變得顯著，財政轉移性支出與農(nóng)村居民消費支出在考察期間均存在顯著的正向空間自相關性。從局部空間自相關分析可知，財政農(nóng)業(yè)支出、財政轉移性支出與農(nóng)村居民消費支出三者在地理空間上具有路徑穩(wěn)定性。從熱點分析可以看出，我國財政農(nóng)業(yè)支出呈現(xiàn)北高南低的分布形態(tài)，財政轉移性支出與農(nóng)村居民消費支出均呈現(xiàn)東高西低的空間格局。從而本文認為我國高財政轉移性支出區(qū)一般是農(nóng)村居民消費水平較高的地區(qū)，財政轉移性支出的增加會促進農(nóng)村居民消費水平的提高；但財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)村居民消費的影響卻比較復雜，難以確定。因此，傳統(tǒng)的面板回歸通常假定各?。ㄊ?、區(qū)）財政農(nóng)業(yè)支出、財政轉移性支出與農(nóng)村居民消費是相互獨立的，顯然與現(xiàn)實存在偏離，故本文將采用空間計量模型對財政支出影響農(nóng)村居民消費的關系進行實證檢驗。

三、財政支出對農(nóng)村居民消費影響的實證分析

（一）空間計量模型構建

農(nóng)村居民收入水平是影響農(nóng)民消費的最主要原因（肖立，2012；雷雨，2014），因此本文選擇農(nóng)村居民純收入作為控制變量。且為與財政轉移性支出進行區(qū)分，本文的農(nóng)村居民人均純收入（INC）僅包括工資性純收入、家庭經(jīng)營純收入和財產(chǎn)性收入。一個省市農(nóng)村居民消費支出不僅受到自身財政支出及可支配收入的影響，而且還會受到相鄰地區(qū)農(nóng)村居民消費支出及其影響因素的影響。因此，對農(nóng)村財政支出與農(nóng)村居民消費支出之間的關系進行研究時，有必要考慮空間相關性。

空間計量經(jīng)濟模型包括空間滯后模型和空間誤差模型（ElhorstJ.P，2003）。

空間滯后模型：

lnCON=α+ρw*lnCON+β1lnGOV+β2lnTRA+β3ln INC+ε，其中ε～N（0，δ2）（1）

空間誤差模型：

lnCON=α+ρw*lnCON+β1lnGOV+β2lnTRA+β3ln INC+ε，其中ε=λW+μ，μ～N（0，δ2）（2）

ε為隨機誤差項向量，μ為正態(tài)分布的隨機誤差向量，ρ為空間滯后系數(shù)，W為0-1空間鄰接矩陣，當?shù)趇個省市與第j個省市相鄰時，W取1，不相鄰則取0。參數(shù)λ衡量了樣本觀察值中的空間依賴作用，即相鄰地區(qū)的農(nóng)村居民消費支出對本地區(qū)農(nóng)村居民消費支出的影響方向和程度，參數(shù)β反映了農(nóng)村財政支出及農(nóng)村居民純收入對農(nóng)村居民消費支出的影響。

（二）空間計量回歸結果及分析

在進行實證回歸前，有必要對人均財政農(nóng)業(yè)投入、人均財政轉移性支出、農(nóng)村居民人均凈收入、農(nóng)村居民人均消費支出各個變量進行單位根檢驗，結果發(fā)現(xiàn)各變量的水平值雖不顯著，但一階差分值均在不同統(tǒng)計水平上顯著，符合模型估計的要求。同時，本文采用Moran、walds、Lratios、Lmsar、Lmerr五種方法對人均財政農(nóng)業(yè)投入、人均財政轉移性支出、農(nóng)村居民人均凈收入、農(nóng)村居民人均消費支出進行空間相關性檢驗發(fā)現(xiàn)，所有的檢驗都在1%的顯著性水平下拒絕原假設，說明我國農(nóng)村居民消費及其影響因素均存在顯著的空間自相關，利用空間計量模型進行估計較為妥當。

采用Hausman（1978）檢驗選擇面板數(shù)據(jù)模型形式，結果表明：基于全國省市和中西部省市的面板數(shù)據(jù)模型在1%水平下接受隨機效應原假設，即進行隨機效應模型估計是更好的選擇?；跂|部省市的面板數(shù)據(jù)模型拒絕原假設，即固定效應優(yōu)于隨機效應模型。利用matlabR2010a對全國范圍、東部地區(qū)、中西部地區(qū)分別進行SLM和SEM回歸，根據(jù)模型的LogL值和R2值選擇最適當?shù)哪Ｐ停Y果如下：

表5　空間計量回歸結果

全國、東部及中西部地區(qū)的空間相關系數(shù)（p/λ）均為正值，且均通過了5%顯著性檢驗，說明我國各省市農(nóng)戶消費水平及影響因素呈明顯的正向溢出，即本地區(qū)農(nóng)村居民消費水平高（低），鄰接地區(qū)農(nóng)村居民消費水平也高（低）；且一個地區(qū)的農(nóng)村居民消費水平不僅與本地區(qū)的各影響因素有關，同時還受鄰近地區(qū)的財政農(nóng)業(yè)支出、財政轉移性支出和農(nóng)民純收入的共同作用。

1.財政農(nóng)業(yè)支出對中西部地區(qū)農(nóng)村居民消費支出存在不顯著的抑制作用，但對東部地區(qū)卻存在顯著的促進作用。

在基于全國及中西部省域的空間面板模型中，財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)村居民消費支出的彈性系數(shù)為負且不顯著，而東部的系數(shù)為正且通過10%的顯著性檢驗；說明財政農(nóng)業(yè)支出的增加會抑制全國及中西部農(nóng)村居民的消費支出，促進東部地區(qū)農(nóng)村居民的消費支出。財政農(nóng)業(yè)支出對農(nóng)村居民消費影響的區(qū)域差異性可能源于以下原因：一方面，盡管財政農(nóng)業(yè)支出能夠提高農(nóng)村居民的生產(chǎn)效率，促進農(nóng)村居民收入的快速增長；但由于中西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展明顯落后，財政農(nóng)業(yè)支出效率明顯低于東部地區(qū)，因而增收效果必然落后于東部地區(qū)。同樣，財政農(nóng)業(yè)支出對中西部農(nóng)村消費環(huán)境改善的效果也會因為支出效率低下而受到影響。另一方面，由于中西部地區(qū)農(nóng)村居民的可支配收入較低，因而地方政府對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的補貼會刺激農(nóng)村居民為“有購買欲望而無支付能力”的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)設備進行儲蓄，直接減少農(nóng)村居民的即期消費。這種投資動機遠遠大于收入效應和消費環(huán)境效應，因此財政農(nóng)業(yè)支出的增加會減少中西部農(nóng)村居民私人消費支出。

2.財政轉移性支出對農(nóng)村居民消費支出有明顯的促進作用，且中西部大于東部。

在三個模型中，財政轉移性支出變量均通過了1%的顯著性檢驗，反映財政轉移性支出能夠明顯促進農(nóng)村居民消費支出的增加。這是因為農(nóng)村社會保障等轉移性支出的增加能減少農(nóng)村居民對未來支出的不確定性，提高農(nóng)村居民消費信心，降低農(nóng)村居民的儲蓄動機；財政生活性補貼等轉移性支出能直接增加農(nóng)村居民的可支配收入，放松農(nóng)村居民的收入約束。特別是在中西部地區(qū)，由于經(jīng)濟發(fā)展水平不高，農(nóng)民的消費信心受到極大的壓抑；因此同一額度的轉移性支出對中西部地區(qū)農(nóng)村居民消費信心的刺激作用明顯大于東部地區(qū)，因而財政轉移性支出對農(nóng)村居民消費支出的促進作用在中西部更明顯。針對財政轉移性支出的刺激作用，目前我國一直在積極健全農(nóng)村居民最低生活保障、農(nóng)村社會醫(yī)療保障、養(yǎng)老保障和社會保險等制度，并出臺了一些規(guī)范文件如《國務院關于整合城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險制度的意見》、《農(nóng)村五保供養(yǎng)工作條例》等，以樹立農(nóng)村居民消費信心，刺激農(nóng)村居民消費支出。

3.農(nóng)村居民純收入刺激消費支出的效果遠遠大于農(nóng)村財政支出，且對中西部地區(qū)農(nóng)村居民消費的促進作用明顯大于東部地區(qū)。

在三個模型中，農(nóng)村居民純收入對農(nóng)村居民消費支出的影響系數(shù)均最大，遠遠大于財政農(nóng)業(yè)支出和財政轉移性支出，說明可支配收入仍然是制約我國1995～2014年農(nóng)村居民消費支出的首要因素，且農(nóng)村財政支出對消費的刺激效果相對收入來說明顯不理想。對比東中西區(qū)域可以發(fā)現(xiàn)，中西部的彈性系數(shù)明顯大于東部，這驗證了凱恩斯的“富人平均消費傾向小于窮人平均消費傾向”規(guī)律，可支配收入不足直接影響中西部農(nóng)村居民消費水平的提高。

四、結論和政策建議

本文將農(nóng)村財政支出分為財政農(nóng)業(yè)支出和財政轉移性支出，并利用全局及局部空間自相關法、熱點分析方法對我國1995～2014年31個?。ㄊ?、區(qū)）農(nóng)村財政支出與農(nóng)村居民消費水平的空間相關性進行了探討；最后通過構建空間計量模型對財政農(nóng)業(yè)支出、財政轉移性支出影響農(nóng)村居民消費的空間效應進行實證檢驗。

（一）結論

1.財政農(nóng)業(yè)支出的正向空間集聚性逐漸變得顯著，財政轉移性支出和農(nóng)村居民消費水平在20年間一直存在顯著的正向相關性。這說明我國各省市農(nóng)村財政支出和農(nóng)村居民的消費支出行為具有相互模仿和空間溢出的特征。

2.財政轉移性支出與農(nóng)村居民消費均呈東高西低的穩(wěn)定空間格局，財政農(nóng)業(yè)支出基本呈北高南低的穩(wěn)定空間格局。這說明農(nóng)村財政支出與農(nóng)村居民消費的省域空間格局具有一定的路徑依賴性，各省市要脫離原有的類型存在一定困難，是農(nóng)戶消費水平空間差異持續(xù)的客觀原因。

3.不同財政支出項目對農(nóng)村居民消費支出的影響存在明顯差異，且農(nóng)村財政支出刺激農(nóng)戶消費的效果并不理想。財政農(nóng)業(yè)支出對東部地區(qū)農(nóng)村居民消費支出存在較顯著的擠入效應，對中西部地區(qū)表現(xiàn)為不顯著的抑制作用；財政轉移性支出和農(nóng)村居民純收入對東部、中西部地區(qū)的農(nóng)村居民消費均存在明顯拉動作用；但農(nóng)村財政支出對農(nóng)戶消費水平的影響系數(shù)遠遠小于農(nóng)村居民純收入。

（二）建議

1.優(yōu)化財政支出結構，加大農(nóng)村地區(qū)財政投入力度。第一，建議中央政府統(tǒng)一出臺《關于地方政府對農(nóng)村財政投入的數(shù)量化規(guī)定》，提高農(nóng)村財政支出占地方財政支出及地區(qū)生產(chǎn)總值的比重，扭轉財政支出的城市化偏向。第二，加大農(nóng)村基礎設施建設的投資力度，改變政府基礎設施供給“城市偏向”。加強“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”下農(nóng)村通訊基礎設施建設力度，構建服務“三農(nóng)”的綜合信息平臺；提高農(nóng)村路橋建設的補助力度，重視農(nóng)村道路的養(yǎng)護管理；推進農(nóng)田水利基本建設，打造高標準農(nóng)田示范區(qū)。第三，加大對農(nóng)村地區(qū)民生事業(yè)的投入力度，逐步提高新醫(yī)保、新農(nóng)保的籌資水平和政府補助標準，確保病人及時報銷兌現(xiàn)，確保老年居民按時足額領取養(yǎng)老金；逐步提高農(nóng)村五保戶集中供養(yǎng)水平和農(nóng)村居民最低生活保障補助水平，確保弱勢群體生活水平的提高。

2.完善農(nóng)村財政支出監(jiān)督管理機制，提高財政支出效率。第一，建議地方政府遵循“公正、公平、透明”的原則，啟動財政支出報告制度和專家評審機制，將農(nóng)村財政支出各項目預算和執(zhí)行情況按規(guī)定期限給予公示，避免重復建設和形象工程。第二，健全農(nóng)村財政資金監(jiān)督管理辦法，對農(nóng)村財政資金的預算申請、用款批復、資金流轉等相關環(huán)節(jié)提出明確時限要求，對財政支農(nóng)資金使用范圍、績效考評、監(jiān)督處罰辦法及相關部門權限等做出明確規(guī)定。

3.推進差異化財政政策，縮小區(qū)域財力差異。第一，完善政府轉移支付制度，加大中西部農(nóng)村地區(qū)支出力度。建議地方政府進一步爭取中央政府在稅收、非稅等收入和財政支出等方面的優(yōu)惠，提高中央政府對落后地區(qū)的稅收返還比例，逐步推動中央對中西部不發(fā)達農(nóng)村地區(qū)實現(xiàn)“不取多予”政策。另建議中西部落后地區(qū)出臺《關于申請中央與XXX省份合力推動農(nóng)村改革的方案》，爭取由中央和地方共同承擔落后地區(qū)的農(nóng)村基礎設施建設項目。第二，建議健全以中央牽頭的橫向轉移支付機制，推動在經(jīng)濟建設方面實現(xiàn)發(fā)達地區(qū)對不發(fā)達地區(qū)的對口支持，推動在跨區(qū)域環(huán)境治理等外部性強項目的補償政策，實現(xiàn)政府財政轉移支付關系由以中央和地方兩級的“縱向模式”向“橫向和縱向并重模式”轉變。

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F812.8

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