溫 濤，董文杰，2 (.西南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶 40075；2.重慶市財(cái)政局，重慶 402)

·財(cái)政與稅收·

財(cái)政支農(nóng)政策促進(jìn)了城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展嗎？

溫 濤1，董文杰1，2
(1.西南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶 400715；2.重慶市財(cái)政局，重慶 401121)

本文通過(guò)構(gòu)建空間計(jì)量模型，選取財(cái)政支農(nóng)、金融支農(nóng)、教育水平、城鎮(zhèn)化率、固定資產(chǎn)投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等指標(biāo)，對(duì)全國(guó)30個(gè)省份1997—2015年財(cái)政支農(nóng)政策對(duì)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展的效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展指數(shù)具有顯著的正向空間依賴性，即相鄰省份的城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展具有相互促進(jìn)作用，反映出城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展往往分塊聚集的特征。但是，財(cái)政支農(nóng)政策對(duì)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展指數(shù)的影響方向是正的，即財(cái)政支農(nóng)政策并未有效促進(jìn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展，反映出財(cái)政支農(nóng)資金存在錯(cuò)配或外溢等問(wèn)題。需要按照?qǐng)?jiān)持政府和市場(chǎng)共同著力、中央和地方共同作為、投入和管理共同推進(jìn)“三位一體”措施，完善財(cái)政支農(nóng)政策體系。

財(cái)政支農(nóng)政策；城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化；財(cái)政支農(nóng)資金；空間聚集效應(yīng)；空間計(jì)量模型

一、引 言

改革開放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，用“中國(guó)模式”創(chuàng)造了世界奇跡。從發(fā)展水平看，我國(guó)人均GDP在2003年已達(dá)到1 000美元，2010年達(dá)到4 400美元，2016年則達(dá)到8 100美元，越過(guò)了世界銀行劃分上中等收入的門檻，表明我國(guó)已經(jīng)穩(wěn)步邁入上中等收入行列[1]。但是，發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展歷程告訴我們，經(jīng)濟(jì)進(jìn)入中等收入行列后，往往會(huì)伴隨著收入差距擴(kuò)大、自然環(huán)境惡化等問(wèn)題，將影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距從1978年的210元擴(kuò)大到了2016年的21 253元，其中分別在1992年、2008年和2016年突破了千元大關(guān)、萬(wàn)元大關(guān)和兩萬(wàn)元大關(guān)。城鄉(xiāng)收入比由改革開放初期的2.570下降至1983年的1.820，之后在不斷波動(dòng)中上升到2009年的歷史最大值3.330，然后逐年緩慢下降，2016年下降到2.720。由此可見(jiàn)，當(dāng)前我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距依然較大[2]，若考慮到城鄉(xiāng)居民所享受的社保、教育等方面的差距，我國(guó)甚至可能屬于世界上城鄉(xiāng)收入差距最大的國(guó)家之一[3]。目前，我國(guó)經(jīng)濟(jì)已經(jīng)進(jìn)入新常態(tài)，經(jīng)濟(jì)處于增速換擋期、結(jié)構(gòu)調(diào)整陣痛期和前期刺激政策消化期“三期疊加”階段，經(jīng)濟(jì)增速出現(xiàn)下滑，增長(zhǎng)速度從10%左右轉(zhuǎn)向7%左右，經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式正從粗放型增長(zhǎng)轉(zhuǎn)向集約型增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)從增量擴(kuò)張為主轉(zhuǎn)向調(diào)整存量、做優(yōu)增量并舉的深度調(diào)整，經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)力正從傳統(tǒng)增長(zhǎng)點(diǎn)轉(zhuǎn)向新的增長(zhǎng)點(diǎn)。在這種宏觀經(jīng)濟(jì)背景下，財(cái)政收支矛盾呈加劇之勢(shì)，平衡收支壓力較大。從收入方面看，2016年全國(guó)一般公共預(yù)算收入約16萬(wàn)億元，比2015年增長(zhǎng)4.5%，同比增長(zhǎng)6.4%，延續(xù)了近年來(lái)增幅逐年回落的走勢(shì)，為近二十年來(lái)最低增速。今后一個(gè)時(shí)期，財(cái)政收入潛在增長(zhǎng)率下降，再加上近幾年采取的增收措施基數(shù)較大，以及實(shí)施營(yíng)改增等結(jié)構(gòu)性減稅措施，收入形勢(shì)將更嚴(yán)峻。從支出方面看，財(cái)政支出剛性增長(zhǎng)的趨勢(shì)沒(méi)有改觀，增支需求多，支出結(jié)構(gòu)僵化、財(cái)政資金使用效益不高問(wèn)題仍然突出，中長(zhǎng)期支出壓力很大，特別是養(yǎng)老、醫(yī)療等社保支出前些年提標(biāo)幅度大，財(cái)政補(bǔ)助比重大。2017年全國(guó)一般公共預(yù)算收入增長(zhǎng)目標(biāo)設(shè)為5%，支出比2016年增長(zhǎng)6.5%，赤字為2.380萬(wàn)億元，比2016年增加0.200萬(wàn)億元。

為解決“三農(nóng)”問(wèn)題，縮小城鄉(xiāng)收入差距，黨的十六大提出要促進(jìn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)籌發(fā)展，十八大進(jìn)一步指出城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展一體化是解決“三農(nóng)”問(wèn)題的根本途徑，2017年中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議指出要推進(jìn)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，財(cái)政支農(nóng)政策肩負(fù)著重要使命和職責(zé)[4]，在中央政策的強(qiáng)有力支持和引導(dǎo)下，財(cái)政支農(nóng)的投入不斷增加，扶持模式逐漸完善，制度障礙逐步破除，支農(nóng)資金規(guī)模不斷增加，“十二五”時(shí)期，全國(guó)財(cái)政支農(nóng)資金累計(jì)達(dá)到6.670萬(wàn)億元，是“十一五”時(shí)期的2.670倍，年均增長(zhǎng)14.8%。由此，如何度量城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展水平？財(cái)政支農(nóng)政策是否有效地促進(jìn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展？是否存在空間聚集效應(yīng)？考察這些問(wèn)題是本文研究的動(dòng)機(jī)。

二、文獻(xiàn)綜述

國(guó)外對(duì)財(cái)政政策與城鄉(xiāng)關(guān)系的研究關(guān)注較早，主要有以下幾個(gè)方面：Lewis[5]、Ranis和Fei[6]、Harris和Todaro[7]從西方經(jīng)典經(jīng)濟(jì)理論出發(fā)，分析影響城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)關(guān)系的主要因素和變化趨勢(shì)，形成了二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)理論，并依據(jù)不同的模式分析如何從二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)向一元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)即城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化方向轉(zhuǎn)變。Yao和Fan[8]研究地方財(cái)政支出與地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，認(rèn)為公共財(cái)政支出對(duì)收入分配均等化影響的效果不明顯，但對(duì)促進(jìn)基本公共服務(wù)均等化具有顯著的效應(yīng)。García-Pe¨nalosa和Turnovsky[9]依據(jù)經(jīng)濟(jì)人假設(shè)和委托代理理論，研究財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入分配的作用，指出財(cái)政支出會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，提高全社會(huì)的富裕程度，但也會(huì)導(dǎo)致收入分配的不公平，不利于經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展和社會(huì)穩(wěn)定。Long等[10]指出我國(guó)的城鎮(zhèn)化和工業(yè)化提升了整體生產(chǎn)力水平，帶動(dòng)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的進(jìn)步，促進(jìn)農(nóng)村居民收入水平提高和城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展。

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)財(cái)政支農(nóng)政策與城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化研究的起步較晚，但關(guān)注度較高，開展的研究主要集中于城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展的測(cè)度與財(cái)政支農(nóng)政策對(duì)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展效應(yīng)兩個(gè)方面。對(duì)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化的測(cè)度，歸納起來(lái)大致可分為三類：一是多指標(biāo)主觀賦值法，即征求多個(gè)專家意見(jiàn)，對(duì)每一個(gè)指標(biāo)人為賦予一定的權(quán)重，進(jìn)行加總形成評(píng)價(jià)指數(shù)。此方法簡(jiǎn)單易行，但容易受到人為因素的影響，需要選擇長(zhǎng)期從事相關(guān)研究的專家給予賦值，如蘇春江[11]等。二是多指標(biāo)綜合賦值法，即將多個(gè)指標(biāo)按照主成分分析法或?qū)哟畏治龇ㄟM(jìn)行客觀賦值。此方法客觀性較強(qiáng)，但是通過(guò)這種數(shù)學(xué)方法合成的綜合指數(shù)是否能夠準(zhǔn)確地反映評(píng)價(jià)問(wèn)題值得商榷。如周江燕和白永秀[12]、白永秀等[13]構(gòu)建了包含城鄉(xiāng)空間、城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)、城鄉(xiāng)社會(huì)和城鄉(xiāng)生態(tài)環(huán)境等多個(gè)維度指標(biāo)的城鄉(xiāng)發(fā)展一體化指數(shù)，并采用兩步全局主成分分析法對(duì)區(qū)域城鄉(xiāng)發(fā)展一體化水平進(jìn)行了測(cè)度。三是單一綜合指標(biāo)法，即根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)原理用某一個(gè)指標(biāo)來(lái)代替城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)水平，這類方法簡(jiǎn)單，且有經(jīng)濟(jì)理論支撐，代表性強(qiáng)，如劉紅梅等[14]、歐陽(yáng)志剛[15]。在研究財(cái)政支農(nóng)促進(jìn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展方面，劉志剛[16]認(rèn)為財(cái)政政策在促進(jìn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展中發(fā)揮著積極作用，但是依然受到許多現(xiàn)行財(cái)政體制機(jī)制因素的制約，亟待全面、系統(tǒng)分析財(cái)政政策促進(jìn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展中存在的問(wèn)題，并找到改進(jìn)方向，最終建立一套適合我國(guó)國(guó)情的促進(jìn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展的財(cái)政政策體系。蘇明[17]認(rèn)為近年來(lái)，財(cái)政支農(nóng)政策體系不斷完善，內(nèi)容和模式不斷創(chuàng)新，對(duì)推進(jìn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展起到一定的積極作用，但存在一定的問(wèn)題，需要在政策投向、制度設(shè)計(jì)和內(nèi)容創(chuàng)新方面持續(xù)努力。劉家養(yǎng)和黃念兵[18]運(yùn)用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法，研究財(cái)政支農(nóng)對(duì)促進(jìn)城鄉(xiāng)公平效率的影響，結(jié)果顯示，1995—2006年財(cái)政支農(nóng)對(duì)促進(jìn)城鄉(xiāng)公平具有正的促進(jìn)作用，但是效率值不是很高，且存在明顯的區(qū)域特征，中部地區(qū)的效率值低于其他兩個(gè)地區(qū)。徐志文等[19]通過(guò)DEA模型研究農(nóng)村公共投入對(duì)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化的效率，指出2007—2011年的運(yùn)行效率并不高，認(rèn)為并不是農(nóng)村公共產(chǎn)品的投入不足，更多的是管理水平和配置能力的問(wèn)題，可以通過(guò)提升工業(yè)化和農(nóng)業(yè)化水平來(lái)提高農(nóng)村公共投入對(duì)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化的效率。

通過(guò)上述文獻(xiàn)分析可以看出，現(xiàn)有對(duì)于財(cái)政支農(nóng)與城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)關(guān)系的研究中，多數(shù)學(xué)者是從財(cái)政支農(nóng)政策對(duì)農(nóng)民增收、城鄉(xiāng)收入差距影響等單一視角進(jìn)行研究，亦或是僅僅通過(guò)多指標(biāo)的層次法、主成分分析法測(cè)度出城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展指數(shù)并進(jìn)行比較分析，真正研究財(cái)政支農(nóng)政策促進(jìn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展的綜合視角還較少，更為重要的是現(xiàn)有研究方法較為薄弱，大多是采用描述性統(tǒng)計(jì)分析、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)以及誤差修正模型，少量學(xué)者運(yùn)用了省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了檢驗(yàn)，但尚未考慮空間效應(yīng)，這必然造成模型設(shè)定偏差和估計(jì)結(jié)果的不準(zhǔn)確。基于此，本文將利用空間計(jì)量模型研究1997—2015年全國(guó)30個(gè)省份財(cái)政支農(nóng)政策促進(jìn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展的直接效應(yīng)和空間外溢效應(yīng)，對(duì)其進(jìn)行全新探索。

三、模型設(shè)計(jì)、指標(biāo)選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

(一)模型設(shè)計(jì)

為了推導(dǎo)財(cái)政支農(nóng)政策實(shí)施及其要素配置對(duì)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展的影響模型，本文參照Greenwood 和 Jovanovic[20]與Odedokun[21]的做法，在傳統(tǒng)生產(chǎn)函數(shù)分析框架下，運(yùn)用產(chǎn)出增長(zhǎng)率模型、新古典Ramsey-Cass-Koopmans模型[22-23]和經(jīng)濟(jì)效率模型展開研究。

農(nóng)村總生產(chǎn)函數(shù)為：

YR=f(KR,LR)

(1)

其中，YR表示農(nóng)村總產(chǎn)出，KR和LR分別表示農(nóng)村資本投入和農(nóng)村勞動(dòng)力投入。

根據(jù)Ramsey-Cass-Koopmans模型，農(nóng)村生產(chǎn)中單位勞動(dòng)力產(chǎn)出增長(zhǎng)率滿足：

(2)

又由于穩(wěn)態(tài)總產(chǎn)出是穩(wěn)定狀態(tài)下影響因素的函數(shù)，即：

(3)

其中，XR表示農(nóng)村初始稟賦、教育衛(wèi)生和地方政府管理等，β表示影響系數(shù)。

而根據(jù)定義，農(nóng)村人均產(chǎn)出可表示為：

(4)

對(duì)式(4)取自然對(duì)數(shù)后再對(duì)時(shí)間求導(dǎo)，可得：

(5)

將式(2)、式(3)和式(4)帶入式(5)，可得到農(nóng)村人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率計(jì)量模型：

(6)

(7)

我們根據(jù)Odedokun[21]關(guān)于“經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)取決于資本的增加和效率的提高”的觀點(diǎn)，進(jìn)一步引出經(jīng)濟(jì)的效率模型，可表示為：

ΔY/Y=Ε(ΔK/Y)

(8)

其中，ΔY表示經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)出水平增量，Y表示經(jīng)濟(jì)的總產(chǎn)出，ΔK表示資本要素投入的增量，Ε表示經(jīng)濟(jì)效率，即資源要素利用效率，我們用增加的產(chǎn)出—資本比率(ΔY/ΔK)來(lái)表示效率。

由式(8)可知，資源要素利用效率(Ε)的變化可以引致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，可投資資源(ΔK/Y)的變化也可以引致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，資源利用要素效率和可投資資源二者共同變化也可以引致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

(9)

其中，θ表示農(nóng)村勞動(dòng)力要素投入在每單位資本條件下的產(chǎn)出彈性。

由于當(dāng)期資本要素的形成取決于前一期資本的存量和本期投入資金的轉(zhuǎn)化量，同時(shí)考慮到我國(guó)農(nóng)村資金的正規(guī)來(lái)源主要包括財(cái)政政策引導(dǎo)的資金流入[26]，則農(nóng)村資本可變?yōu)椋?/p>

KRt=(1-δ)KR(t-1)Ε(DKt,CZt)

(10)

其中，δ表示資本的折舊率，KRt和KR(t-1)分別表示農(nóng)村的當(dāng)期和前一期的資本，DKt表示金融政策引導(dǎo)投入的農(nóng)業(yè)信貸資金量，CZt表示財(cái)政政策引導(dǎo)投入的支農(nóng)資金與補(bǔ)貼資金。

YR(t+1)=PR(1-δ)KRt+PR×Ε(DKt,CZt)

(11)

Ε的一階泰勒展開式為：

(12)

將式(12)代入式(11)，進(jìn)一步得出農(nóng)村人均產(chǎn)出增長(zhǎng)為：

(13)

從上述理論分析來(lái)看，如果說(shuō)一國(guó)的宏觀經(jīng)濟(jì)政策所引導(dǎo)的財(cái)政配置是有效率的，那么財(cái)政變量的系數(shù)將顯著為正，即農(nóng)民收入增加，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化程度提高?？紤]到城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化過(guò)程中所涉及的資源要素較多，有必要對(duì)式(13)進(jìn)一步引入相應(yīng)的控制變量，控制財(cái)政、金融等經(jīng)濟(jì)政策變量以外的非核心變量的影響，由此，我們建立如下計(jì)量分析模型：

lnYit=C+β1LnCZit+β2LnXDit+ΘCONit+μit

(14)

其中，Yit表示i地區(qū)t時(shí)期城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化指數(shù)，CZit表示i地區(qū)t時(shí)期財(cái)政支農(nóng)數(shù)據(jù)，XDit表示i地區(qū)t時(shí)期金融支農(nóng)數(shù)據(jù)，ΘCONit表示控制變量，μit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，C表示常數(shù)，β1、β2表示變量系數(shù)。

(二)指標(biāo)選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文對(duì)全國(guó)30個(gè)省份1997—2015年數(shù)據(jù)進(jìn)行空間計(jì)量分析(由于西藏?cái)?shù)據(jù)不全，基于數(shù)據(jù)可得性，故未將其納入考察范圍)。根據(jù)式(14)，選取以下變量進(jìn)行分析。

城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展指數(shù)：本文用兩個(gè)指標(biāo)來(lái)具體衡量。一是根據(jù)一價(jià)定律確定的城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展指數(shù)(Y1,it)，Y1,it=ln(p1it/p2it)，為更加真實(shí)地反映城鄉(xiāng)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)變化情況，采用定基居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，即分別將1985年城鎮(zhèn)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)定義為100，以此計(jì)算以后年度的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。二是從多指標(biāo)賦值合成確定的城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展指數(shù)(Y2,it)，采用城鄉(xiāng)居民收入差距和城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距兩個(gè)指標(biāo)具體反映，并采用城鄉(xiāng)泰爾指數(shù)來(lái)測(cè)度城鄉(xiāng)差距，Y2,it=αTheili,st+βTheili,xt，鑒于收入和消費(fèi)在城鄉(xiāng)一體化中都非常重要，其權(quán)重均為0.500。無(wú)論是Y1，it還是Y2，it，都是一個(gè)反向指標(biāo)，即數(shù)值越小，表明城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化程度越高。但是需要說(shuō)明的，城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展是一個(gè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的綜合結(jié)果，任何衡量指標(biāo)都有一定的局限性，得出的結(jié)果只是一定程度的參考。數(shù)據(jù)來(lái)源于1998—2016年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

財(cái)政支農(nóng)(CZit)：選取《2017年政府收支分類科目》、以功能劃分的農(nóng)業(yè)相關(guān)支出，為消除區(qū)域間的差異，用各地財(cái)政支農(nóng)支出除以財(cái)政支出總額計(jì)算，數(shù)據(jù)來(lái)源于1998—2016年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。1997—2002年的財(cái)政支農(nóng)支出為支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)支出和農(nóng)林水利氣象等部門的事業(yè)費(fèi)支出三者之和，2003—2006年的財(cái)政支農(nóng)支出為農(nóng)業(yè)支出、林業(yè)支出和農(nóng)林水利氣象等部門的事業(yè)費(fèi)支出三者之和，2007—2015年的財(cái)政支農(nóng)支出為農(nóng)林水事務(wù)支出。

金融支農(nóng)(XDit)：用農(nóng)業(yè)貸款代替金融支農(nóng)指標(biāo)，為消除區(qū)域間的差異，用農(nóng)業(yè)貸款占總資產(chǎn)的比重來(lái)衡量金融支農(nóng)情況，具體為各地農(nóng)業(yè)貸款除以金融機(jī)構(gòu)信貸總額。1997—2008年的數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)財(cái)政六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，2009年之后的數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)農(nóng)村金融服務(wù)報(bào)告》。

教育水平(Eduit)：用農(nóng)民家庭勞動(dòng)力的文化狀況來(lái)測(cè)算，將他們的文化程度轉(zhuǎn)化成平均受教育年限來(lái)衡量，即平均受教育年限=文盲比重×1+小學(xué)比重×6+初中比重×9+高中比重×12+中專比重×12+大專及其以上比重×15.500。數(shù)據(jù)來(lái)源于1998—2016年《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。

城鎮(zhèn)化率(Cityit)：用常住人口占該地區(qū)總?cè)丝诘谋戎貋?lái)衡量。數(shù)據(jù)來(lái)源于1998—2016年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

固定資產(chǎn)投資(Investit)：用農(nóng)村固定資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重來(lái)衡量，數(shù)據(jù)來(lái)源于1998—2016年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(Strit)：用第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比來(lái)衡量，即農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值除以國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。

四、經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)

(一)空間計(jì)量模型構(gòu)建

一般來(lái)說(shuō)，空間數(shù)據(jù)基本都會(huì)同時(shí)存在空間依賴性*空間依賴性也叫空間自相關(guān)性，指不同位置的觀測(cè)值在空間上不是獨(dú)立存在的，而呈現(xiàn)出某種非隨機(jī)的空間模式，即yi=f(yj),i=1,2,…,n,i≠j，是空間效應(yīng)識(shí)別的第一個(gè)來(lái)源，它產(chǎn)生于對(duì)空間組織觀測(cè)單元之間缺乏依賴性的考察。如果相鄰區(qū)域的觀測(cè)值分布具有相似性則說(shuō)明觀測(cè)值之間存在正的空間自相關(guān)，如果不具有相似性則說(shuō)明觀測(cè)值之間存在負(fù)的空間自相關(guān)，還有一種可能就是不存在空間相關(guān)性。和空間異質(zhì)性，*空間異質(zhì)性，也可以稱之為空間差異性，指地理空間上的區(qū)域缺乏均質(zhì)性，是經(jīng)濟(jì)行為和經(jīng)濟(jì)關(guān)系在空間上不穩(wěn)定，從而導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展和創(chuàng)新行為存在較大的空間差異，是空間效應(yīng)識(shí)別的第二個(gè)來(lái)源。而空間統(tǒng)計(jì)與空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法為空間依賴性和空間異質(zhì)性的分析提供了合適的工具。

按照Elhorst[27]、Lesage 和 Cashell[28]的研究，關(guān)于空間面板數(shù)據(jù)模型的選擇方法，一般的面板數(shù)據(jù)模型均可以使用杜賓模型進(jìn)行回歸，第一步采用LR檢驗(yàn)判斷模型固定效應(yīng)類型，第二步采用Hausman檢驗(yàn)確定該杜賓模型的空間固定效應(yīng)是否看做空間隨機(jī)效應(yīng)更為合適，第三步采用Wald檢驗(yàn)空間杜賓模型是否可以簡(jiǎn)化為空間滯后模型或空間誤差模型，最終確定合適的空間計(jì)量模型。本文分別以Y1,it和Y2,it作為被解釋變量，形成對(duì)于模型(1)和模型(2)的LR檢驗(yàn)、Hausman檢驗(yàn)和Wald檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示。

表1 LR檢驗(yàn)、Hausman檢驗(yàn)和Wald檢驗(yàn)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為P值。

從表1可以看出，本文的兩個(gè)空間回歸模型均應(yīng)為時(shí)點(diǎn)—空間雙固定效應(yīng)杜賓模型，由于本文解釋變量和被解釋變量均為比重?cái)?shù)據(jù)，故未對(duì)變量取對(duì)數(shù)。具體空間計(jì)量模型如下：

Yit=C+λ1CZit+λ2XDit+λ3Eduit+λ4Cityit+λ5Str+λ6Investit+λ7WCZit+λ8WXDit+λ9WEduit+λ10WCityit+λ11WStr+

λ12WInvestit+ρWYit+si+vt+μit

(15)

其中,si和vt表示空間和時(shí)期固定效應(yīng)，μit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，W表示空間權(quán)重矩陣。

(二)檢驗(yàn)結(jié)果與分析

空間計(jì)量模型的估計(jì)結(jié)果與非空間計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果存在差異，不能簡(jiǎn)單地進(jìn)行等同比較。因?yàn)榭臻g計(jì)量模型中，解釋變量的系數(shù)估計(jì)值包含兩層含義：一是解釋變量對(duì)被解釋變量的直接效應(yīng)；二是解釋變量的溢出效應(yīng)，即反饋效應(yīng)(Feedback Effects)，也就是解釋變量對(duì)周邊省份產(chǎn)生影響，反過(guò)來(lái)，其他省份又會(huì)影響目標(biāo)省份。本文借鑒Elhorst[27]、Lee 和Yu[29]的方法，運(yùn)用偏差修正的ML方法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表2所示。

表2 空間計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為t值(或z值)，*、**和***表示在10%、5%和1%顯著性水平下顯著。下同。

從表2可以看出，模型(1)中WY1,it在1%的顯著性水平下擬合值為0.225，表明模型(1)的城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展指數(shù)具有顯著的正向空間依賴。模型(2)中WY2,it在1%的顯著性水平下擬合值為0.159，表明模型(2)的城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展指數(shù)具有顯著的正向空間依賴?？梢?jiàn)，一個(gè)省份的城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展可以促進(jìn)相鄰省份的城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展，這也反映出城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展往往分塊聚集的特征。

為進(jìn)一步分析財(cái)政支農(nóng)政策促進(jìn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展的空間效應(yīng)，我們將估計(jì)系數(shù)剔除反饋效應(yīng)，得到直接效應(yīng)和間接效應(yīng)值，結(jié)果如表3所示。

表3 空間計(jì)量效應(yīng)分解結(jié)果

從表3中直接效應(yīng)看，模型(2)的回歸結(jié)果要優(yōu)于模型(1)，模型(2)的財(cái)政支農(nóng)、教育水平、城鎮(zhèn)化率和固定資產(chǎn)投資均顯著，而模型(1)的相關(guān)指標(biāo)顯著度較低，但是我們?nèi)匀豢梢詫?duì)兩個(gè)模型系數(shù)的方向進(jìn)行綜合分析。模型(1)和模型(2)除教育水平和城鎮(zhèn)化率方向不一致外，其他變量的方向均一致，模型(1)的教育水平和城鎮(zhèn)化率影響方向?yàn)檎?，表示農(nóng)村地區(qū)教育水平的提高不利于城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化的發(fā)展，相反模型(2)的教育水平和城鎮(zhèn)化率影響方向?yàn)樨?fù)，表示農(nóng)村地區(qū)教育水平的提高促進(jìn)了城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化的發(fā)展，符合經(jīng)濟(jì)假設(shè)，且模型(2)的教育水平和城鎮(zhèn)化率是在10%和1%的顯著性水平下顯著，而模型(1)的教育水平不顯著，所以，筆者認(rèn)為農(nóng)村地區(qū)教育水平和城鎮(zhèn)化率的提升可以有效促進(jìn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展。在兩個(gè)模型中，財(cái)政支農(nóng)影響方向均為正，模型(1)的系數(shù)為0.060，但不顯著，模型(2)的系數(shù)為0.089，且在1%的顯著性水平下顯著，表明財(cái)政支農(nóng)政策并未有效促進(jìn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展，這一結(jié)果并不是否認(rèn)財(cái)政支農(nóng)政策對(duì)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展的促進(jìn)作用，而是反映出現(xiàn)行的財(cái)政支農(nóng)政策存在一定的問(wèn)題：一是財(cái)政支農(nóng)資金總量不足、結(jié)構(gòu)失衡和管理欠佳，致使財(cái)政支農(nóng)政策的運(yùn)行效率不高，導(dǎo)致其對(duì)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展的直接效應(yīng)未能顯現(xiàn)。二是按照現(xiàn)行的預(yù)算管理規(guī)定，財(cái)政收支包括“四本預(yù)算”，即一般公共預(yù)算收入、政府性基金預(yù)算、國(guó)有資本經(jīng)營(yíng)預(yù)算和社?；痤A(yù)算，“四本預(yù)算”均有對(duì)“三農(nóng)”領(lǐng)域的支出，但按照研究慣例，財(cái)政支農(nóng)支出僅包括一般公共預(yù)算中“農(nóng)林水”支出，未涵蓋其他方面的農(nóng)業(yè)支出，也影響統(tǒng)計(jì)結(jié)果。三是財(cái)政支農(nóng)政策效果發(fā)揮還與收入分配政策高度相關(guān)，若財(cái)政支農(nóng)資金未能得到有效的分配，導(dǎo)致財(cái)政支農(nóng)資金錯(cuò)配或外溢，影響財(cái)政支農(nóng)資金的效果。除以上變量外，金融支農(nóng)、固定資產(chǎn)投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)均對(duì)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展具有促進(jìn)效應(yīng)，但金融支農(nóng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在兩個(gè)模型中均不顯著。

從表3中間接效應(yīng)看，模型(1)中除城鎮(zhèn)化率具有正向外溢效應(yīng)外，即一個(gè)省份城鎮(zhèn)化水平的提升有利于促進(jìn)相鄰省份的城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展，其他變量均是負(fù)向外溢效應(yīng)，即阻礙了相鄰省份的城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展，與經(jīng)濟(jì)假設(shè)不符。模型(2)除了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有負(fù)向外溢效應(yīng)，其他變量均具有正向外溢效應(yīng)，符合經(jīng)濟(jì)假設(shè)。另外，需要說(shuō)明的是模型(1)變量的顯著性不夠，且部分與經(jīng)濟(jì)假設(shè)相違背，表明受現(xiàn)行城鄉(xiāng)市場(chǎng)交易體制、交易稅費(fèi)和運(yùn)輸成本等相關(guān)因素的制約，按照一價(jià)定律確定的城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展指標(biāo)還無(wú)法準(zhǔn)確測(cè)度城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展程度。

五、研究結(jié)論與政策建議

(一)研究結(jié)論

本文通過(guò)構(gòu)建空間計(jì)量模型，選取了財(cái)政支農(nóng)、金融支農(nóng)、教育水平、城鎮(zhèn)化率、固定資產(chǎn)投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等指標(biāo)，對(duì)全國(guó)30個(gè)省份1997—2015年財(cái)政支農(nóng)政策對(duì)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展的效應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，從直接效應(yīng)看，城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展指數(shù)具有顯著的正向空間依賴，表明一個(gè)省份的城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展可以促進(jìn)相鄰省份的城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展，這也反映出城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展往往分塊聚集的特征。財(cái)政支農(nóng)政策對(duì)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展指數(shù)的影響方向?yàn)檎捎诔青l(xiāng)經(jīng)濟(jì)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展指數(shù)是反向指標(biāo)，表明財(cái)政支農(nóng)政策并未能有效促進(jìn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展，這一結(jié)果并不是否認(rèn)財(cái)政支農(nóng)政策對(duì)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展的促進(jìn)作用，而是反映出現(xiàn)行的財(cái)政支農(nóng)政策存在一定的問(wèn)題。從間接效應(yīng)看，除產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有負(fù)向外溢效應(yīng)外，其他變量均具有正向外溢效應(yīng)，符合經(jīng)濟(jì)假設(shè)，且受到現(xiàn)行城鄉(xiāng)市場(chǎng)交易體制、交易稅費(fèi)和運(yùn)輸成本等相關(guān)因素的制約，按照一價(jià)定律確定的城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展指標(biāo)，還無(wú)法準(zhǔn)確測(cè)度城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展程度。

(二)政策建議

根據(jù)上述研究結(jié)論，要提高財(cái)政支農(nóng)政策促進(jìn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展的效應(yīng)，需要進(jìn)一步改進(jìn)財(cái)政支農(nóng)資金的分配和管理方式。

第一，堅(jiān)持政府和市場(chǎng)共同著力。農(nóng)業(yè)作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)，其發(fā)展具有一定的特殊性，特別是現(xiàn)階段農(nóng)業(yè)領(lǐng)域普遍投入大、回報(bào)慢、收益低，需要政府引導(dǎo)和扶持，同時(shí)，農(nóng)業(yè)也有市場(chǎng)化程度較高的領(lǐng)域，需要發(fā)揮市場(chǎng)在資源配置中的決定性作用，因此，農(nóng)業(yè)發(fā)展要重點(diǎn)平衡好政府和市場(chǎng)的關(guān)系。財(cái)政扶持政策要?jiǎng)澢逭c市場(chǎng)的作用邊界，不能“越位”，也不能“缺位”，不能“大包大攬”，也不能“不聞不問(wèn)”，對(duì)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)性領(lǐng)域，要加大財(cái)政直接投入力度，對(duì)農(nóng)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性領(lǐng)域，要更多發(fā)揮市場(chǎng)機(jī)制作用。

第二，堅(jiān)持中央和地方共同作為。農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的事權(quán)主要在地方，按照事權(quán)和支出責(zé)任相適應(yīng)和簡(jiǎn)政放權(quán)的要求，中央要加大對(duì)地方一般性轉(zhuǎn)移支付和支農(nóng)專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付的支持力度，推動(dòng)財(cái)力下沉、權(quán)力下放。財(cái)政支農(nóng)資金分配要堅(jiān)持和完善地方與中央審批相結(jié)合的方式：對(duì)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)性項(xiàng)目資金，中央負(fù)責(zé)確定資金的使用方向和原則，按因素法和績(jī)效評(píng)價(jià)結(jié)果下達(dá)到地方，由地方自主分配使用，中央實(shí)行備案制管理，并加強(qiáng)資金監(jiān)管；對(duì)跨區(qū)域布局和產(chǎn)業(yè)鏈延伸打造的項(xiàng)目資金，由地方組織申報(bào)，中央負(fù)責(zé)審批管理。

第三，堅(jiān)持投入和管理共同推進(jìn)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展新常態(tài)下，中央明確取消農(nóng)業(yè)等重點(diǎn)支出同財(cái)政收支增幅或生產(chǎn)總值掛鉤事項(xiàng)，財(cái)政支農(nóng)投入增速放緩趨勢(shì)明顯，做好農(nóng)業(yè)財(cái)政保障工作，既要繼續(xù)加大投入，又要盤活存量，更要強(qiáng)化預(yù)算管理。在長(zhǎng)期形成的“先定總量、后定項(xiàng)目”的支農(nóng)資金預(yù)算管理方式下，支農(nóng)資金存在項(xiàng)目安排遲、執(zhí)行進(jìn)度慢、結(jié)轉(zhuǎn)結(jié)余大的現(xiàn)象。因此，財(cái)政支農(nóng)資金預(yù)算管理要改“先定總量、后定項(xiàng)目”為“先有項(xiàng)目、后有預(yù)算”，改“當(dāng)年項(xiàng)目、當(dāng)年申報(bào)”為“當(dāng)年項(xiàng)目、頭年確定”。

[1] 王少平，歐陽(yáng)志剛.我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距的度量及其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007,(10)：44-55.

[2] 陳斌開，林毅夫.發(fā)展戰(zhàn)略、城市化與中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2013，(4)：81-102+206.

[3] 溫濤，冉光和，熊德平.中國(guó)金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2005，(9)：30-43.

[4] 張占倉(cāng).中國(guó)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的若干戰(zhàn)略思考[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2017，(10)：26-37.

[5] Lewis,W.A.Economic Development With Unlimited Supplies of Labour[J].The Manchester School,1954,22(2):139-191.

[6] Ranis,G.,Fei,J.C.H.A Theory of Economic Development[J]. The American Economic Review,1961，51(4):533-565.

[7] Harris,J.R.,Todaro,M.P.Migration,Unemployment and Development: A Two-Sector Analysis[J].The American Economic Review,1970，60(1):126-142.

[8] Yao，Y.,Fan，S. G.Evolution of Income and Fiscal Disparity in Rural China[R].The International Association of Agricultural Economists Conference Paper， 2006.

[9] García-Pe¨nalosa，C.,Turnovsky，S.J.Growth，Income Inequality，and Fiscal Policy：What Are the Relevant Trade-Offs?[J].Journal of Money Credit & Banking,2007，39(2-3)：369-394.

[10] Long,H.L.,Zou,J.,Liu,Y.S.Differentiation of Rural Development Driven by Industrialization and Urbanization in Eastern Coastal China[J].Habitat International,2009,33(4):454-462.

[11] 蘇春江.河南省城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化評(píng)價(jià)指標(biāo)體系研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2009，(7)：96-100.

[12] 周江燕，白永秀.中國(guó)省域城鄉(xiāng)發(fā)展一體化水平：理論與測(cè)度[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2014，(6)：16-26+40.

[13] 白永秀，吳豐華，程志華，等.城鄉(xiāng)發(fā)展一體化水平評(píng)價(jià)報(bào)告[M].北京：中國(guó)經(jīng)濟(jì)出版社，2015.25-26.

[14] 劉紅梅，張忠杰，王克強(qiáng).中國(guó)城鄉(xiāng)一體化影響因素分析——基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的引力模型[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2012，(8)：4-15.

[15] 歐陽(yáng)志剛.中國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化的推進(jìn)是否阻滯了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大[J].世界經(jīng)濟(jì)，2014,(2)：116-135.

[16] 劉志剛.推進(jìn)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的財(cái)政政策研究[D].北京：財(cái)政部財(cái)政科學(xué)研究所博士學(xué)位論文，2009.4-11.

[17] 蘇明.我國(guó)城鄉(xiāng)發(fā)展一體化與財(cái)政政策思路[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理，2014,(1)：1-12.

[18] 劉家養(yǎng)，黃念兵.基于城鄉(xiāng)公平視角的我國(guó)省級(jí)地方財(cái)政支農(nóng)資金效率研究[J].宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2015，(5)：65-72.

[19] 徐志文，王禮力，謝方.農(nóng)村公共投資促進(jìn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)一體化的效率及其影響因素[J].農(nóng)林經(jīng)濟(jì)管理學(xué)報(bào)，2015，(3)：252-258.

[20] Greenwood,J.,Jovanovic,B. Financial Development,Growth,and the Distribution of Income[J].The Journal of Political Economy,1990,98 (5): 1076-1107.

[21] Odedokun, M. O. Alternative Econometric Approaches for Analysing the Role of the Financial Sector in Economic Growth: Time-Series Evidence From LDCs[J]. Journal of Development Economics,1996,50(1): 119-146.

[22] Ramsey,F. A Mathematical Theory of Saving [J]. Economic Journal,1928,38 (152): 543-559.

[23] Cass,D.Optimum Growth in an Aggregative Model of Capital Accumulation[J].The Review of Economic Studies,1965,32(3): 233-240.

[24] Bloom,D. E., Williamson,J. G. Demographic Transitions and Economic Miracles in Emerging Asia[J].The World Bank Economic Review,1998,12 (3): 419-455.

[25] Parente,S. L.,Prescott,E. C. Barriers to Technology Adoption and Development[J].Journal of Political Economy,1994,102(2): 298-321.

[26] 高遠(yuǎn)東，溫濤，王小華. 中國(guó)財(cái)政金融支農(nóng)政策減貧效應(yīng)的空間計(jì)量研究[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2013，(1)：36-46.

[27] Elhorst,J. P.Linear Spatial Dependence Models for Cross-Section Data[M].Berlin:Springer-Verlag Berlin Heidelberg,2014.5-36.

[28] Lesage,J. P.,Cashell,B. A. A Comparison of Vector Autoregressive Forecasting Performance: Spatial Versus Non-Spatial Bayesian Priors[J].The Annals of Regional Science,2015,54(2):533-560.

[29] Lee,L. F.,Yu,J.Estimation of Spatial Autoregressive Panel Data Models With Fixed Effects[J].Journal of Econometrics,2010,154(2): 165-185.

2017-08-19

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目“農(nóng)村金融制度創(chuàng)新研究”(14AZD034)；國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“農(nóng)村金融市場(chǎng)‘精英俘獲’困境破解與包容性成長(zhǎng)研究”(71773099)；國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金青年項(xiàng)目“普惠金融體系構(gòu)建與農(nóng)村反貧困戰(zhàn)略協(xié)同研究”(16CJY075)；重慶市博士后科研項(xiàng)目 “普惠金融體系構(gòu)建與農(nóng)村精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略協(xié)同研究”(Xm2016040)

溫 濤(1975-)，男，重慶人，教授，博士，博士生導(dǎo)師，主要從事農(nóng)村金融與財(cái)政研究。E-mail:wtwyy@163.com董文杰(1983-)，男，河南商丘人，博士研究生，主要從事農(nóng)村金融與財(cái)政研究。E-mail:dwenjie310@163.com

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1000-176X(2017)12-0068-08

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