吳小二

（安徽金寨干部學院，安徽 六安 237300）

一、引言

“三農”問題是黨和政府工作的重中之重。中央以及地方政府始終將財政支農作為推動農村經濟增長的重要舉措。2017年，習近平總書記在黨的十九大報告中提出了實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，強調農業(yè)農村農民問題是關系國計民生的根本性問題，必須始終把解決好“三農”問題作為全黨工作的重中之重[1]。在黨中央的部署安排下，各級政府大力實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，不斷擴大財政在農業(yè)方面的支出。2021年，國務院發(fā)布了《中共中央國務院關于全面推進鄉(xiāng)村振興加快農業(yè)農村現代化的意見》，明確提出要擴大財政支農規(guī)模，大力扶持農村經濟增長。財政支農的重點在教育、醫(yī)療衛(wèi)生、生態(tài)環(huán)境以及社會保障4個方面。在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的推動下，財政支農持續(xù)實施，但是財政支農是否有效拉動了農村經濟增長，其對農村經濟增長的促進作用是怎樣的，仍有待進一步檢驗[2]。本文嘗試利用全面時間序列數據，通過實證檢驗的方法，探究財政支農對農村經濟增長的促進作用，以期為政府部門決策提供參考。

二、文獻綜述

農村經濟問題是重大現實問題，學術界對此進行了廣泛的研究。王倩使用我國1978—2007年的時間序列數據構建協(xié)整模型，對農村金融、財政支農與農村經濟增長之間的關聯(lián)性進行協(xié)整分析，認為財政支農對農村經濟增長具有一定的帶動作用，但是帶動作用有限，而農村金融對農村居民收入水平提升具有明顯帶動作用，進而促使農村經濟增長[3]。黃文勝以新疆地區(qū)的財政支農政策為例，基于科布道格拉斯函數，采用相關性分析的方法探究財政支農對農村經濟增長的影響，結果顯示，財政支農能夠為農村經濟增長提供重要的資金來源，能夠有效促使新疆地區(qū)農村經濟增長[4]。余雅嫻認為，解決好“三農”問題是我國的重點工作，農村經濟的發(fā)展是打破城鄉(xiāng)二元經濟結構的重要手段，促使農村經濟增長對于提升農村居民收入水平，實現共同富裕具有重要意義。并對財政支農對農村經濟增長的影響進行了理論機制分析，認為財政支出可以為農村經濟增長提供資金，幫助農村中小企業(yè)發(fā)展[5]。唐勇等以西部地區(qū)2009—2017年的面板數據構建了面板數據模型，探究農業(yè)信貸、財政支農與西部地區(qū)農村經濟增長的關聯(lián)性，認為農業(yè)信貸、財政支農對農村經濟增長具有顯著的促進作用，但是不同地區(qū)之間的影響效果存在明顯的異質性[6]。學術界現有的此方面研究多為理論分析和簡單的實證檢驗，且沒有聯(lián)系鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略考量財政支農對農村經濟增長的影響，因此，對此問題進行研究，具有一定的必要性。

三、財政支出與農村經濟發(fā)展現狀

（一） 財政支出狀況

財政支農結構主要包括農村地區(qū)的教育、醫(yī)療衛(wèi)生、生態(tài)環(huán)境以及社會保障4個方面，由于我國沒有直接公布每年對農村地區(qū)的財政支出，對農村地區(qū)的財政支出是伴隨著財政支出規(guī)模增加而增加的，所以使用年度財政支出規(guī)?？梢栽谝欢ǔ潭壬戏从吵鲐斦мr的變化狀況[7]，如圖1所示。

圖1 2007—2020年國家財政在教育、醫(yī)療、社保及環(huán)保方面的支出水平

圖1顯示，2007年以來，國家財政在教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障和生態(tài)環(huán)境方面的支出規(guī)模呈逐步擴大狀態(tài)，其中，教育支出規(guī)模最大，社會保障支出規(guī)模次之，醫(yī)療衛(wèi)生支出規(guī)模排名第三，生態(tài)環(huán)境保護支出規(guī)模相對較低。由此可知，近年來，我國財政支農的規(guī)模呈迅速擴大狀態(tài)。但是，我國財政支農也存在諸多問題，其中最為主要的問題是財政支農資金的使用效率較低。

（二）農村經濟發(fā)展狀況

農村地區(qū)的經濟結構以農林牧漁等第一產業(yè)為主。2001—2020年我國農村經濟增長及國家財政支出規(guī)模狀況如圖2所示。

圖2 2001—2020年農村經濟與國家財政支出規(guī)模

從圖2可以看出，2001—2020年，我國農村經濟發(fā)展呈迅速上升態(tài)勢，2001—2008年上升速度相對緩慢，2008年以后上升速度明顯加快。2001—2020年國家財政支出也呈不斷上升態(tài)勢。僅從增長態(tài)勢來看，國家財政支出對農村經濟增長具有一定程度的促進作用，但二者之間的具體關聯(lián)系數仍需進一步的回歸分析檢驗。不容忽視的是，我國農村經濟發(fā)展總量增加的同時，也面臨很多問題，農村經濟結構單一，僅以農林牧漁等產業(yè)為主，缺乏工業(yè)和商業(yè)。并且，農村地區(qū)的資源使用效率較低，人口的綜合素質相對較低，經濟增長的后續(xù)動力不足[8]。

四、財政支農對農村經濟增長影響的實證檢驗

（一）變量選取與數據來源

本文采用實證分析的方法探究財政支農對農村經濟增長的影響，將農村經濟增長作為被解釋變量，由于農村地區(qū)的經濟結構主要以農林牧漁等產業(yè)為主，所以使用農村地區(qū)農林牧漁等產業(yè)年度產值總額衡量農村經濟增長狀況，用gdp表示，數據來源于國家統(tǒng)計局。將財政支農作為解釋變量，根據上文分析，財政支農主要集中在教育、醫(yī)療衛(wèi)生、生態(tài)環(huán)境以及社會保障事業(yè)4個方面，因此將這4個方面作為核心解釋變量，使用這4個方面的財政支出總額進行衡量，分別用edu、yl、st、sh表示。根據科布道格拉斯生產函數，經濟增長主要得益于消費和人力資本，因此將農村地區(qū)人口總量和居民消費水平作為控制變量，分別用peo和xf表示。數據的時間跨度為1991—2020年，數據均來源于國家統(tǒng)計局和中經網數據庫。

（二）變量平穩(wěn)性檢驗

使用時間序列建立模型，首先要對數據的平穩(wěn)性進行檢驗，因為使用非平穩(wěn)的序列建立模型，可能會導致“偽回歸”現象的出現。由于本文使用的變量為絕對量指標，為避免可能存在的異方差性，對變量進行了取對數處理，然后使用ADF檢驗方法對變量平穩(wěn)性進行檢驗，結果如表1所示。

表1顯示，lngdp的ADF值為-9.137，低于1%顯著性水平下的臨界值，說明lngdp為平穩(wěn)的時間序列。同理可知，lnedu等變量的ADF值均低于1%顯著性水平下的臨界值，說明這些變量均為平穩(wěn)的時間序列。

表1 樣本基本情況

（三）變量相關性檢驗

對各變量進行相關性檢驗，可以測量各變量之間的相關系數，有利于實證模型的構建，通過各解釋變量之間的相關系數，可以剔除相關性較強的變量，以避免模型出現多重共線性[9]，相關性檢驗結果如表2所示。

表2顯示，lnedu與lngdp之間的相關系數為0.798，且在1%的水平上顯著，說明財政支農在教育方面的支出與農村經濟增長之間為顯著的正相關關系。lnyl與lngdp之間的相關系數為0.684，且在1%的水平上顯著，說明財政支農在醫(yī)療衛(wèi)生方面的支出與農村經濟增長之間為顯著的正相關關系。lnsh與lngdp之間的相關系數為0.662，且在1%的水平上顯著，說明財政支農在社會保障方面的支出與農村經濟增長之間為顯著的正相關關系。lnst與lngdp之間的相關系數為0.401，且在5%的水平上顯著，說明財政支農在衛(wèi)生方面的支出與農村經濟增長之間為顯著的正相關關系。lnpeo與lngdp之間的相關系數為0.571，且在1%的水平上顯著，說明人口規(guī)模與農村經濟增長之間為顯著的正相關關系。lnxf與lngdp之間的相關系數為0.422，且在1%的水平上顯著，說明農村居民消費支出與農村經濟增長之間為顯著的正相關關系。解釋變量之間的相關系數都低于0.6，說明不會引起模型出現多重共線性。

表2 變量相關性檢驗

（四）模型構建與回歸結果分析

基于平穩(wěn)性檢驗和相關性檢驗，構建回歸模型，方程如下：

方程（1） 中，c為常數項，βi(i=1,2,…,6）為回歸系數，ε為隨機誤差項，為農村經濟增長，lnedu、lnyl、lnsh、lnst為核心解釋變量，分別為財政支農在教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障以及生態(tài)環(huán)境方面的支出，lnpeo、lnxf為控制變量，分別為農村人口規(guī)模和農村居民消費支出，基于方程（1） 進行回歸分析，結果如表3所示。

表3 模型回歸結果

表3顯示，lnedu與lngdp之間的回歸系數為0.656，且在1%的水平上顯著，說明財政支農在教育方面的支出能夠有效促進農村經濟增長。具體而言就是財政支農在教育方面的支出提高1個單位，促進農村經濟增長上升0.656個單位。教育支出能夠提升農村居民綜合素養(yǎng)，提高其技能水平，促使農村居民獲取更多的就業(yè)機會和農村地區(qū)產業(yè)發(fā)展和經濟增長水平提高。lnyl與lngdp之間的回歸系數為0.493，且在1%的水平上顯著，說明財政支農在醫(yī)療方面的支出能夠有效促進農村經濟增長。具體而言就是財政支農在醫(yī)療方面的支出提高1個單位，能夠促進農村經濟增長上升0.493個單位。醫(yī)療衛(wèi)生條件的改善，能夠降低農村居民在醫(yī)療方面的支出比重，提高農村居民消費水平，促使農村經濟增長。lnsh與lngdp之間的回歸系數為0.416，且在1%的水平上顯著，說明財政支農在社會保障方面的支出能夠有效促進農村經濟增長。具體而言就是財政支農在社會保障方面的支出提高1個單位，能夠促進農村經濟增長上升0.416個單位。農村居民多數沒有養(yǎng)老等社會保障，財政支農可以不斷完善農村社會保障體系，根據消費周期理論，社會保障水平提高能夠降低居民的風險儲蓄，提升居民當前消費水平。lnst與lngdp之間的回歸系數為0.378，且在10%的水平上顯著，說明財政支農在生態(tài)環(huán)境方面的支出能夠有效促進農村經濟增長。具體而言就是財政支農在生態(tài)環(huán)境方面的支出提高1個單位，能夠促進農村經濟增長上升0.378個單位。生態(tài)環(huán)境的改善，有利于發(fā)展農村旅游經濟，直接增加農村經濟水平，同時也可以提升農村居民收入水平，促進消費，進而提升經濟發(fā)展水平。lnpeo與lngdp之間的回歸系數為0.013，且在10%的水平上顯著，說明農村人口規(guī)模擴大能夠有效促進農村經濟增長。具體而言就是農村人口規(guī)模提高1個單位，能夠促進農村經濟增長上升0.013個單位。lnxf與lngdp之間的回歸系數為0.407，且在1%的水平上顯著，說明農村居民消費支出能夠有效促進農村經濟增長。具體而言就是農村居民消費支出提高1個單位，能夠促進農村經濟增長上升0.407個單位。

五、結論與政策建議

結論：一是近幾年我國農村經濟增長呈不斷上升態(tài)勢，財政支農結構主要包括農村地區(qū)教育、醫(yī)療、生態(tài)環(huán)境保護以及社會保障4個方面，其中教育支出的規(guī)模最大，社會保障支出次之，醫(yī)療衛(wèi)生支出規(guī)模排名第三，生態(tài)環(huán)境保護支出相對較低。二是財政支農在教育、醫(yī)療衛(wèi)生、生態(tài)環(huán)境保護以及社會保障4個方面的支出均能有效促進農村經濟增長，其中教育方面支出對農村經濟增長的正向促進作用最大，生態(tài)環(huán)境保護方面支出對農村經濟增長的促進作用相對較低。三是農村人口規(guī)模擴大、農村居民消費水平提高均對農村經濟增長有促進作用。

政策建議：第一，大力發(fā)展農村教育事業(yè)。農村經濟發(fā)展要靠教育筑牢根基，各級政府應積極擴大財政在農村教育方面的支出，完善農村義務教育，推進高中教育建設，同時強化對農村居民的培訓，提升其職業(yè)技能水平[10]。第二，持續(xù)完善農村社會保障體系。完善的社會保障體系能夠降低居民的生活負擔，提升居民的消費水平。各級政府應著力推進農村社會保障體系建設，擴大社會保障的覆蓋面。第三，大力改善農村生態(tài)環(huán)境。農村生態(tài)環(huán)境的改善有助于提升農村經濟發(fā)展水平，各級地方政府要大力改善農村人居環(huán)境，積極發(fā)展鄉(xiāng)村旅游產業(yè)，帶動農村經濟增長。