賀星星 張烽輝

(桂林電子科技大學(xué) 商學(xué)院，廣西 桂林 541004)

一、引言

鄉(xiāng)村振興是實(shí)現(xiàn)全體人民共同富裕的必然要求與必經(jīng)階段。黨的二十大報(bào)告中強(qiáng)調(diào)：“全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興。堅(jiān)持農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展，堅(jiān)持城鄉(xiāng)融合發(fā)展，暢通城鄉(xiāng)要素流動(dòng)。扎實(shí)推動(dòng)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)、人才、文化、生態(tài)、組織振興?！雹儇?cái)政支農(nóng)作為推動(dòng)“三農(nóng)”發(fā)展的重要支撐力，助推鄉(xiāng)村振興解決“三農(nóng)”問題[1]。當(dāng)前鄉(xiāng)村振興正處于過渡階段，提高財(cái)政支農(nóng)有效利用率能夠鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果同鄉(xiāng)村振興有效銜接，為后續(xù)鄉(xiāng)村振興的全面推進(jìn)打下堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。目前，受國際環(huán)境復(fù)雜形勢和國內(nèi)疫情沖擊的超預(yù)期影響，經(jīng)濟(jì)下行壓力進(jìn)一步加大，地方財(cái)政收支平衡壓力明顯加大，財(cái)政部農(nóng)業(yè)農(nóng)村司提出充分發(fā)揮財(cái)政職能作用，著力完善財(cái)政支農(nóng)政策，積極創(chuàng)新財(cái)政支農(nóng)機(jī)制，不斷強(qiáng)化財(cái)政支農(nóng)資金管理的要求，旨在提高財(cái)政支出效率來應(yīng)對(duì)當(dāng)前的嚴(yán)峻形勢。

財(cái)政支農(nóng)為農(nóng)村帶來了直接的經(jīng)濟(jì)效益，也驅(qū)動(dòng)著各種層面的資本要素流動(dòng)，而鄉(xiāng)村振興囊括了諸多要素，在不同的情境下，財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響或許存在不同的特征。姚旭冰等(2015)[2]發(fā)現(xiàn)財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)民收入存在門檻效應(yīng)，探究了不同市場化條件下，財(cái)政支農(nóng)對(duì)村民收入的影響變化。李靜(2017)[3]發(fā)現(xiàn)不同城鎮(zhèn)化水平下，財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)業(yè)投資的效果會(huì)存在門檻效應(yīng)，不同城鎮(zhèn)化水平下，財(cái)政支出對(duì)農(nóng)業(yè)投資水平存在不同影響。農(nóng)業(yè)投資水平和農(nóng)民收入均與鄉(xiāng)村振興的內(nèi)涵相關(guān)聯(lián)，那么財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響是否也會(huì)存在門檻效應(yīng)？通過解決這個(gè)疑問能夠更深層次地研究城鄉(xiāng)關(guān)系問題，探索城鎮(zhèn)化比例均衡與失衡的節(jié)點(diǎn)，也能夠從探究財(cái)政支農(nóng)是否也會(huì)對(duì)鄉(xiāng)村振興存在階段性的影響變化，為鄉(xiāng)村振興的動(dòng)態(tài)發(fā)展提供實(shí)質(zhì)性的數(shù)據(jù)支持及建議。但目前尚未有學(xué)者做過相關(guān)研究。

目前關(guān)于鄉(xiāng)村振興的內(nèi)涵、測度體系、耦合程度、影響因素等方面的研究成果已初步浮現(xiàn)。張挺等(2018)[4]根據(jù)“20字方針”對(duì)鄉(xiāng)村振興綜合評(píng)價(jià)體系進(jìn)行了構(gòu)建，實(shí)現(xiàn)了對(duì)鄉(xiāng)村振興評(píng)價(jià)從定性到定量的轉(zhuǎn)變。后續(xù)不斷有學(xué)者根據(jù)自己對(duì)鄉(xiāng)村振興內(nèi)涵的理解將評(píng)價(jià)體系不斷優(yōu)化，探討了我國各省份鄉(xiāng)村振興存在的地區(qū)差異以及動(dòng)態(tài)演化特征[5][6]，利用耦合模型對(duì)鄉(xiāng)村振興與其他發(fā)展規(guī)劃的協(xié)調(diào)關(guān)系進(jìn)行了討論，如鄉(xiāng)村振興與新型城鎮(zhèn)化的關(guān)系[7]、鄉(xiāng)村振興與數(shù)字經(jīng)濟(jì)的關(guān)系[8]。目前僅有少部分學(xué)者在建立鄉(xiāng)村振興綜合評(píng)價(jià)體系得到鄉(xiāng)村振興指數(shù)后，將鄉(xiāng)村振興指數(shù)作為因變量進(jìn)行相關(guān)的實(shí)證分析。劉亞男和王青(2022)[9]采用實(shí)證方法對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響因素進(jìn)行討論，王定祥和冉希美(2022)[10]、田霖等(2022)[11]利用實(shí)證方法探討了數(shù)字經(jīng)濟(jì)與鄉(xiāng)村振興的關(guān)系，姚旭兵等(2022)[12]基于該思想探究了農(nóng)村人力資本對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響作用，但學(xué)術(shù)界基于實(shí)證分析方法對(duì)鄉(xiāng)村振興的研究依舊較少，仍有不少信息可被發(fā)掘。

基于上文相關(guān)研究，本文采用2010—2020年我國30省(除西藏以外)的省級(jí)數(shù)據(jù)構(gòu)建鄉(xiāng)村振興綜合評(píng)價(jià)體系以及利用計(jì)量模型進(jìn)行面板回歸，探究財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響，進(jìn)而探究城鎮(zhèn)化水平是否會(huì)在財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興產(chǎn)生影響時(shí)發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)，最后討論不同城鎮(zhèn)化水平下，財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響如何。為高效推進(jìn)鄉(xiāng)村振興提供具有現(xiàn)實(shí)意義的結(jié)論及建議。本文可能存在的邊際貢獻(xiàn)：第一，在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，本文提供了更為全面的鄉(xiāng)村振興評(píng)價(jià)體系；第二，本文通過異質(zhì)性分析展示了不同地區(qū)間財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興影響的差異；第三，本文探究城鎮(zhèn)化水平在財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響過程中產(chǎn)生的調(diào)節(jié)效應(yīng)；第四，本文利用門檻模型探討了不同城鎮(zhèn)化水平下，財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的階段性影響。

二、理論分析與研究假設(shè)

舒爾茨(1964)[13]指出財(cái)政投入是農(nóng)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)，財(cái)政支農(nóng)重點(diǎn)在于農(nóng)業(yè)科技和教育的投資，推動(dòng)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展[1]。在顯性方面，財(cái)政支農(nóng)可以從農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù)和農(nóng)業(yè)技術(shù)效率方面產(chǎn)生直接效用以提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)增收[14][15]，加上支農(nóng)資金的直接落地實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)張，推動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。隱性方面，由于市場投資的自發(fā)性，民間資本常常會(huì)通過追逐政府財(cái)政支出方向以求搭上資金增值的“順風(fēng)車”，往往會(huì)使得財(cái)政支出對(duì)象獲得的實(shí)際資金投入不局限于財(cái)政支出，而是獲得更多的資金活力和關(guān)注度來激發(fā)其發(fā)展動(dòng)力。財(cái)政支農(nóng)的指向性特點(diǎn)也能有針對(duì)性地推動(dòng)產(chǎn)業(yè)升級(jí)，形成更為和諧的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，進(jìn)而對(duì)農(nóng)業(yè)提供正反饋[16]。結(jié)合學(xué)者們的研究成果可以看出，財(cái)政支農(nóng)在推動(dòng)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)興旺方面處于不可忽視的核心地位。

財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響路徑并不局限于農(nóng)業(yè)發(fā)展。放眼鄉(xiāng)村振興的總體內(nèi)涵，財(cái)政支農(nóng)會(huì)助力農(nóng)村綠色發(fā)展，推進(jìn)“生態(tài)宜居”[17][18]，也能夠從擴(kuò)大內(nèi)需、吸引投資等多條路徑對(duì)鄉(xiāng)村振興產(chǎn)生作用[19][20]，實(shí)現(xiàn)對(duì)高素質(zhì)人才的挽留與吸引。從精神文明的內(nèi)部建設(shè)來看，教育、文化層面等同樣是財(cái)政支農(nóng)關(guān)注的重點(diǎn)，但由于道德教化、知識(shí)學(xué)習(xí)都需要一個(gè)較長的周期，財(cái)政支農(nóng)在教育、文化建設(shè)等精神層面的成果往往存在明顯的時(shí)間滯后。加之，物質(zhì)文明是精神文明的基礎(chǔ)，實(shí)物建設(shè)往往具有優(yōu)先級(jí)，使得短期內(nèi)財(cái)政支農(nóng)在精神層面的成效往往不如物質(zhì)層面的突出。但物質(zhì)文明始終與精神文明相互協(xié)調(diào)、相互促進(jìn)，隨著生產(chǎn)要素不斷積累，人們對(duì)于精神文明的追求始終會(huì)往更高層次發(fā)展，而財(cái)政支農(nóng)恰恰能夠提高各要素的生產(chǎn)效率，為農(nóng)村居民的文明建設(shè)、素質(zhì)建設(shè)提速，從而更容易實(shí)現(xiàn)“治理有效”，構(gòu)建“鄉(xiāng)風(fēng)文明”。綜上所述，本文做出以下研究假設(shè)：

H1：財(cái)政支農(nóng)能夠?qū)︵l(xiāng)村振興的總體內(nèi)涵發(fā)揮正向促進(jìn)作用。

城鄉(xiāng)差距過大仍是當(dāng)前中國社會(huì)發(fā)展的主要問題。城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)矛盾突出，要素難以實(shí)現(xiàn)有效流動(dòng)和合理配置，新型城鎮(zhèn)化的提出為城鄉(xiāng)有機(jī)融合的平穩(wěn)落地提供了更優(yōu)的路徑，但傳統(tǒng)鄉(xiāng)村需要相當(dāng)一段時(shí)間的建設(shè)才能實(shí)現(xiàn)新型城鎮(zhèn)化，若是一味地為了城鎮(zhèn)化而城鎮(zhèn)化，忽視基建水平提高、生活配套體系完善，則會(huì)出現(xiàn)大量“鄉(xiāng)村型城鎮(zhèn)”。農(nóng)村通過城市的輻射帶動(dòng)，將富余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移助力產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，提高農(nóng)民就業(yè)水平，保證了農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的同時(shí)也提高了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效率[21]。農(nóng)村發(fā)展雖然可以通過城市提供的現(xiàn)成硬件基礎(chǔ)走上農(nóng)村農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的道路，但是過高的城鎮(zhèn)化率或?qū)?dǎo)致“過度依賴型”農(nóng)村的出現(xiàn)，若“過度依賴型”農(nóng)村無法建立完善的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)體系來提供鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)生動(dòng)力，將導(dǎo)致公共資源配置不均衡，并演化出城市憑借其多端優(yōu)勢形成掠奪農(nóng)村資源的情形，農(nóng)村發(fā)展不充分的問題將難被根除。加快農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化，是為了實(shí)現(xiàn)新型城鎮(zhèn)化打下結(jié)實(shí)基礎(chǔ)。只有先將鄉(xiāng)村振興好，逐步將鄉(xiāng)村的要素配置協(xié)調(diào)好，充分調(diào)動(dòng)鄉(xiāng)村豐富的勞動(dòng)力資源、土地資源、特色產(chǎn)業(yè)資源等以激發(fā)鄉(xiāng)村發(fā)展的潛在能力，而不是將鄉(xiāng)村振興與城鎮(zhèn)化視作對(duì)立關(guān)系或是一味地依賴城鎮(zhèn)的幫扶力量，才能真正意義上地破除長期存在的要素流通壁壘，解決公共資源配置不合理的問題，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)平穩(wěn)對(duì)接。綜上所述，本文認(rèn)為各省份財(cái)政支農(nóng)在發(fā)揮助力鄉(xiāng)村振興作用的同時(shí)，其城鎮(zhèn)化水平會(huì)發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，而且財(cái)政支農(nóng)向鄉(xiāng)村振興成果的轉(zhuǎn)化效率會(huì)隨著城鎮(zhèn)化水平的高低而變化。針對(duì)上述分析，本文做出以下研究假設(shè)：

H2a：財(cái)政支農(nóng)促進(jìn)鄉(xiāng)村振興過程中，城鎮(zhèn)化水平會(huì)產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。

H2b：財(cái)政支農(nóng)促進(jìn)鄉(xiāng)村振興過程中，城鎮(zhèn)化水平產(chǎn)生的調(diào)節(jié)作用存在門檻效應(yīng)。

三、研究方法與數(shù)據(jù)來源

(一)鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平評(píng)價(jià)體系的構(gòu)建

此前已有學(xué)者針對(duì)鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平評(píng)價(jià)體系的構(gòu)建提出了針對(duì)性的、貼合實(shí)際的建議。本文以鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的“20字方針”作為評(píng)價(jià)體系的核心，結(jié)合相關(guān)政策、文獻(xiàn)構(gòu)建鄉(xiāng)村振興綜合評(píng)價(jià)體系。產(chǎn)業(yè)興旺反映的是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)化體系的建設(shè)情況。生態(tài)宜居指的是農(nóng)業(yè)與生態(tài)和諧發(fā)展情況、綠色發(fā)展的落實(shí)情況以及生活保障程度。鄉(xiāng)風(fēng)文明指的是鄉(xiāng)村文化、文明建設(shè)程度。治理有效體現(xiàn)在基層治理組織的建設(shè)情況、鄉(xiāng)村治理的實(shí)質(zhì)性成果。生活富裕是鄉(xiāng)村生活物質(zhì)條件的直接反映。通過這五個(gè)方面相互融合、相互影響，交織成為鄉(xiāng)村振興的有機(jī)整體。鄉(xiāng)村振興綜合評(píng)價(jià)體系構(gòu)建如表1所示。

表1 鄉(xiāng)村振興水平評(píng)價(jià)指標(biāo)

(二)研究方法與模型

1.熵權(quán)法

熵值可以用來判斷某個(gè)指標(biāo)的離散程度，信息量越大，不確定性就越小，熵值也就越??；信息量越小，不確定性越大，熵值也越大。因而利用熵值攜帶的信息進(jìn)行權(quán)重計(jì)算，結(jié)合各項(xiàng)指標(biāo)的變異程度，計(jì)算出各項(xiàng)指標(biāo)的權(quán)重，為多指標(biāo)綜合評(píng)價(jià)提供依據(jù)。熵權(quán)法的權(quán)重確定是完全根據(jù)各指標(biāo)數(shù)據(jù)的實(shí)際情況確定的，避免了主觀因素的摻雜，因此本文選擇使用熵權(quán)法對(duì)鄉(xiāng)村振興綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)進(jìn)行構(gòu)建，較客觀地確定各指標(biāo)的權(quán)重。

2.基準(zhǔn)回歸模型及調(diào)節(jié)效應(yīng)模型

為研究財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響，構(gòu)建如下基準(zhǔn)回歸模型：

revit=α0+α1lnexpit+∑αicontrolit+φi+eit

(1)

為了進(jìn)一步研究城鎮(zhèn)化在財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興影響過程中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，構(gòu)建相應(yīng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型：

revit=ρ0+ρ1lnexpit+ρ2urbit+ρ3interactit+∑ρicontrolsit+ωi+eit

(2)

其中：i表示地區(qū)；t表示時(shí)間；revit表示被解釋變量；lnexpit表示核心解釋變量；urbit表示調(diào)節(jié)變量；interactit表示lnexpit與urbit的交互項(xiàng)；controlsit表示控制變量；φi表示個(gè)體固定效應(yīng)；eit表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

3.門檻模型

在Hansen(1998)[22]對(duì)門檻模型的研究基礎(chǔ)上，根據(jù)李梅和柳士昌(2012)[23]對(duì)門檻模型的構(gòu)建思想可以得到門檻模型的一般形式為：

yit=β0+β1xitI(qit≤γ1)+β2xitI(qit>γ1)+eit

(3)

其中，i代表地區(qū)，t代表年份，qit為門檻變量，γ1為未知門檻，eit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。I(……)為指標(biāo)函數(shù)。考慮到多門檻效應(yīng)可能存在，此處利用式(3)的構(gòu)建思想，構(gòu)建出以城鎮(zhèn)化水平(urb)作為門檻變量，鄉(xiāng)村振興水平作為被解釋變量，財(cái)政支農(nóng)(lnexp)作為解釋變量的多門檻回歸模型：

revit=β0+β1lnexpitI(urbit≤γ1)+β2lnexpitI(urbit>γ1)+…+βn-1lnexpitI(γn>urbit≥γn-1)+βnlnexpitI(urbit≥γn)+eit

(4)

(三)數(shù)據(jù)來源與處理

本文的分析數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國城鄉(xiāng)建設(shè)年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國教育統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國民政統(tǒng)計(jì)年鑒》以及中國農(nóng)業(yè)農(nóng)村部鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展司的公報(bào)。樣本時(shí)間區(qū)間為2010—2020年，樣本對(duì)象為中國內(nèi)地(除西藏外)30個(gè)省份。數(shù)據(jù)分析和處理采用SPSSAU和STATA16.0進(jìn)行。

1.數(shù)據(jù)解釋

被解釋變量：鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平(rev)。在參考張挺等(2018)[4]、Liu等(2022)[24]研究的基礎(chǔ)上，基于權(quán)威性，全面性考慮最終選擇了38個(gè)指標(biāo)作為鄉(xiāng)村振興綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)的構(gòu)成分子，將這38項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行歸一化處理后，利用熵權(quán)法賦權(quán)構(gòu)成鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平(rev)。

核心解釋變量：財(cái)政支農(nóng)(lnexp)。參考岳喜優(yōu)和陳桂生(2022)[25]的研究成果，本文用各省的地方財(cái)政農(nóng)林水事務(wù)支出的對(duì)數(shù)代表財(cái)政支農(nóng)。

調(diào)節(jié)變量及門檻變量：城鎮(zhèn)化率(urb)。本文采用城鎮(zhèn)人口與總?cè)丝诘谋戎荡沓擎?zhèn)化率。

控制變量：農(nóng)村固定資產(chǎn)投資規(guī)模(lninv)、創(chuàng)新水平(lninno)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(lnpgdp)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(lnind)、對(duì)外貿(mào)易水平(lnopen)。其中，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資總額(lninv)為各個(gè)省份的農(nóng)村固定資產(chǎn)投資總額的對(duì)數(shù)；創(chuàng)新水平(lninno)為各個(gè)省份的專利申請(qǐng)授權(quán)量的對(duì)數(shù)；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(lnpgdp)為各省份人均GDP的對(duì)數(shù)；城鎮(zhèn)化水平(urb)為各省份城鎮(zhèn)人口與總?cè)丝诘谋戎?；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(lnind)為各個(gè)省份第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值在GDP中的比重的對(duì)數(shù)；對(duì)外貿(mào)易水平(lnopen)為各個(gè)省份對(duì)外進(jìn)出口總額與GDP之比的對(duì)數(shù)。文中所使用變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

表3 核心解釋變量及控制變量相關(guān)系數(shù)表

表4 多重共線性檢驗(yàn)

2.數(shù)據(jù)預(yù)處理

(1)非負(fù)平移。本文使用熵權(quán)法對(duì)多項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行權(quán)重劃分形成鄉(xiāng)村振興綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)，個(gè)別數(shù)據(jù)存在為0的值，不符合熵權(quán)法的使用要求，故對(duì)其采用非負(fù)平移的方法，將為0的值+0.01。

(2)歸一化處理。數(shù)據(jù)的量綱不同，需要對(duì)全體數(shù)據(jù)進(jìn)行歸一化處理，才能進(jìn)一步進(jìn)行熵權(quán)法的應(yīng)用。

(3)缺失值填補(bǔ)。由于邊遠(yuǎn)省份的某些數(shù)據(jù)收集往往會(huì)存在較高難度，部分?jǐn)?shù)據(jù)在統(tǒng)計(jì)年鑒中會(huì)存在缺失值的情況。對(duì)此，本文以對(duì)應(yīng)省份的整個(gè)數(shù)據(jù)時(shí)間區(qū)間為基礎(chǔ)，采取平均值填充法對(duì)極個(gè)別缺失數(shù)據(jù)進(jìn)行填充，如2015年陜西的燃?xì)馄占奥蕯?shù)據(jù)。

(4)多重共線性檢驗(yàn)。通過對(duì)本文所使用的相關(guān)變量使用VIF進(jìn)行檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，核心解釋變量和控制變量的方差膨脹系數(shù)均小于3，平均方差膨脹系數(shù)為1.64，故認(rèn)為不存在多重共線性。

四、鄉(xiāng)村振興時(shí)空變動(dòng)

我國鄉(xiāng)村振興水平在2010—2020年間整體上呈現(xiàn)穩(wěn)定上升趨勢。由圖1可以看出，我國鄉(xiāng)村振興水平由2010年的0.195上升到2020年的0.3099，十一年間增長了約11.5個(gè)百分點(diǎn)。產(chǎn)業(yè)興旺、生態(tài)宜居、鄉(xiāng)風(fēng)文明、生態(tài)宜居、生活富裕五個(gè)方面當(dāng)中，生活富裕指標(biāo)在該區(qū)間內(nèi)增長幅度最大，治理有效的增長幅度最小。

圖1 2010—2020年中國鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平

我國鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平具有明顯的地區(qū)聚集特征，各省鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平大體上呈現(xiàn)出自東向西逐級(jí)遞減的態(tài)勢[5][6]。通過對(duì)2020年30省的鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平采用基于平均歐氏距離進(jìn)行系統(tǒng)聚類處理后發(fā)現(xiàn)，如表5所示，若是將我國鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平分為兩個(gè)類別，即低鄉(xiāng)村振興水平和高鄉(xiāng)村振興水平，高鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平層級(jí)下的七個(gè)省份中，除了河南省，其余省份均來自東部地區(qū)，東部省份與非東部地區(qū)省份的鄉(xiāng)村振興水平大體上呈現(xiàn)出“帕累托分布”現(xiàn)象，區(qū)域間差異顯著，且在這十一年間這種層級(jí)分布極為穩(wěn)定，該七個(gè)省份始終與其他省份的鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平存在明顯的差距。

表5 鄉(xiāng)村振興水平分級(jí)表

基于鄉(xiāng)村振興“20字方針”五個(gè)維度，針對(duì)三大地區(qū)②于表6中的數(shù)據(jù)進(jìn)行討論可以發(fā)現(xiàn)：中部地區(qū)依托其糧食生產(chǎn)大區(qū)的特性，在產(chǎn)業(yè)興旺層面遙遙領(lǐng)先另外兩個(gè)地區(qū)，東部地區(qū)則稍領(lǐng)先西部地區(qū)；生態(tài)宜居層面，由于落后地區(qū)為了迅速發(fā)展相應(yīng)產(chǎn)業(yè)，通常不得不舍棄生態(tài)環(huán)境以獲得更多經(jīng)濟(jì)利益的流入，加之發(fā)達(dá)地區(qū)亦有條件去追求更高的生活質(zhì)量，呈現(xiàn)出東部地區(qū)遠(yuǎn)超中部地區(qū)，中部地區(qū)遠(yuǎn)超西部地區(qū)的特征，但中西部地區(qū)的年均增速相當(dāng)且相較東部更高，所以生態(tài)宜居的差距也正在逐漸縮減；鄉(xiāng)風(fēng)文明層面，義務(wù)教育的普及保證了各地區(qū)的居民素質(zhì)，但人們物質(zhì)需求得到滿足后往往也會(huì)追求精神上的富裕，故較發(fā)達(dá)地區(qū)往往也伴隨著更高的精神文明水平，因此呈現(xiàn)出東部地區(qū)稍領(lǐng)先其他地區(qū)，中西部地區(qū)之間差距極小，通過年均增速也能看出這種整體上的差距也在逐漸縮??；治理有效層面，三個(gè)地區(qū)的治理有效評(píng)分呈現(xiàn)出自東向西遞減的態(tài)勢，但西部地區(qū)的年均增速較高，大有后來者居上之勢；生活富裕層面，東部地區(qū)遙遙領(lǐng)先另外兩個(gè)地區(qū)，中部地區(qū)與西部地區(qū)差距較小，但西部地區(qū)的年均增速較高，正迅速地縮減地區(qū)間差距。由于共同富裕這一根本目標(biāo)的存在，各省份政府長期以來為縮小城鄉(xiāng)差距、地區(qū)差距作出了巨大努力，但各自鄉(xiāng)村發(fā)展基礎(chǔ)本身存在差距、可依托的城市也存在不同的差異，必然導(dǎo)致各地鄉(xiāng)村振興發(fā)展程度不同。

表6 2010、2015、2020年東、中、西地區(qū)各維度評(píng)價(jià)情況

五、實(shí)證分析

(一)基準(zhǔn)回歸及區(qū)域異質(zhì)性分析

通過觀察表7可以發(fā)現(xiàn)，在2010—2020年間，我國30省的財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興存在顯著的促進(jìn)作用，H1假設(shè)成立。財(cái)政支農(nóng)的二次項(xiàng)對(duì)鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明財(cái)政支農(nóng)與鄉(xiāng)村振興存在非線性回歸的解釋，本文將在后文對(duì)此進(jìn)行更為深入的研究。由于地區(qū)間的人力資本、科技水平等生產(chǎn)要素層次水平存在不同，同樣的財(cái)政支出總額也會(huì)產(chǎn)生不同的實(shí)際效用。結(jié)合我國鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平較高的省份多數(shù)集中于東部沿海地區(qū)，中西部地區(qū)省份的鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平較低，存在明顯的地區(qū)差異的事實(shí)，毛暉等(2018)[26]發(fā)現(xiàn)財(cái)政支農(nóng)效率東高西低，而石磊和金兆懷(2021)[27]認(rèn)為我國財(cái)政支農(nóng)效率自西向東遞減，意見并不統(tǒng)一。對(duì)此延伸思考，財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響是否也存在地區(qū)差異性，存在怎么樣的變化差異？進(jìn)一步針對(duì)不同地區(qū)財(cái)政支出對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響進(jìn)行異質(zhì)性分析，不同地區(qū)財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的回歸系數(shù)均在10%的水平上顯著為正，比較相應(yīng)的回歸系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，伴隨著地區(qū)的不同，財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響效果存在明顯的區(qū)別。在2010—2020年間，財(cái)政支農(nóng)對(duì)中部地區(qū)鄉(xiāng)村振興的促進(jìn)作用最強(qiáng)，其次是西部地區(qū)，最后是東部地區(qū)。換而言之，從鄉(xiāng)村振興成果的角度來看，財(cái)政支農(nóng)效率呈現(xiàn)出中部高于西部、西部高于東部的特點(diǎn)。基于物質(zhì)基礎(chǔ)的層面而言，中部地區(qū)多為我國主要糧食產(chǎn)出地，本身具備了相對(duì)成熟的農(nóng)業(yè)體系，在此基礎(chǔ)上可以更好地引入投資或者實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)；西部地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)文化發(fā)展相對(duì)落后，相應(yīng)的硬件設(shè)施仍需完善，為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化搭建好根基，但也是因?yàn)橄鄬?duì)落后，相較東部發(fā)達(dá)地區(qū)，財(cái)政支農(nóng)在西部地區(qū)的邊際效益也會(huì)更高，適量資金的投入能夠迅速地提高當(dāng)?shù)剜l(xiāng)村物質(zhì)條件。與東部、中部地區(qū)相比，西部地區(qū)深處內(nèi)陸，交通樞紐少，鄉(xiāng)村產(chǎn)品的外輸往往需要更高的成本以及儲(chǔ)存需求，西部地區(qū)的瓜果產(chǎn)業(yè)雖發(fā)達(dá)，但也需要付出相當(dāng)?shù)某杀救ネ瓿山灰?；東部地區(qū)鄉(xiāng)村數(shù)量相對(duì)較少，而且早已依托東部發(fā)達(dá)城市成為鄉(xiāng)村振興水平較高的鄉(xiāng)村，加之東部地區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出相較其他地區(qū)少之又少，導(dǎo)致每單位的財(cái)政支農(nóng)能轉(zhuǎn)化的鄉(xiāng)村振興邊際貢獻(xiàn)較低，因此財(cái)政支農(nóng)對(duì)其促進(jìn)效果相對(duì)較弱。

表7 基準(zhǔn)回歸與區(qū)域異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

(二)內(nèi)生性與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性檢驗(yàn)

盡管本文盡量控制了相關(guān)變量，仍面臨可能存在的內(nèi)生性問題。內(nèi)生性問題容易導(dǎo)致回歸結(jié)果偏誤，對(duì)本文而言，內(nèi)生性問題主要源于財(cái)政支農(nóng)與鄉(xiāng)村振興之間可能存在的反向因果關(guān)系：一方面，財(cái)政支農(nóng)會(huì)對(duì)鄉(xiāng)村振興產(chǎn)生顯著影響；另一方面，鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平的高低也可能會(huì)影響財(cái)政撥款強(qiáng)度或是財(cái)政政策偏向。本文采用工具變量法來檢驗(yàn)可能存在的內(nèi)生性問題，在考慮工具變量所要求的外生性以及相關(guān)性后，我們選擇將財(cái)政支農(nóng)的滯后一期、財(cái)政支農(nóng)滯后兩期、同年份其他省份財(cái)政支農(nóng)的均值、同年份其他省份財(cái)政支農(nóng)的中位數(shù)分別作為工具變量，采用二階段最小二乘法(2SIS)進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)，所選擇工具變量回歸結(jié)果與表8中(1)至(4)依次對(duì)應(yīng)。一階段回歸結(jié)果表示所選擇的工具變量與本文所選擇的解釋變量(lnexp)保持了較高的相關(guān)性，KP rk F與KP wald rk F所展示的結(jié)果充分地證明了任一工具變量均通過了“不可識(shí)別檢驗(yàn)”和“弱工具變量檢驗(yàn)”，說明所選工具變量是有效且合理的，二階段回歸結(jié)果與上文結(jié)論一致，證明了模型構(gòu)建的穩(wěn)健性。

表8 工具變量法

2.安慰劑檢驗(yàn)

為了緩解由于遺漏變量產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，本文將財(cái)政支農(nóng)(lnexp)與鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平(rev)進(jìn)行隨機(jī)匹配，產(chǎn)生虛假的財(cái)政支農(nóng)(Fake_lnexp)，并且保持其他變量與鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平一一對(duì)應(yīng)的關(guān)系。若是存在其他與財(cái)政支農(nóng)保持高度關(guān)聯(lián)且未能被觀測到的遺漏變量影響鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平，而并非財(cái)政支農(nóng)本身，則虛假的財(cái)政支農(nóng)(Fake_lnexp)對(duì)鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平的回歸系數(shù)通過顯著性檢驗(yàn)。若是Fake_lnexp對(duì)鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平的回歸系數(shù)不顯著，則可以說明本文并未遺漏重要變量。安慰劑檢驗(yàn)抽樣500次、1000次的結(jié)果分別如圖2、3所示，兩次安慰劑檢驗(yàn)的t值呈正態(tài)分布集中于0附近，且絕大多數(shù)t值并不在5%的水平上顯著，據(jù)此可以指出財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平的影響并未受到其他未觀測到的因素影響，結(jié)論依然穩(wěn)健。

圖2 抽樣500次的安慰劑檢驗(yàn)

圖3 抽樣1000次的安慰劑檢驗(yàn)

3.其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(1)更換解釋變量。地方財(cái)政支出與GDP之比能夠被用以衡量財(cái)政支出的相對(duì)規(guī)模[28]，同樣地，財(cái)政支農(nóng)與GDP之比也能夠被用于衡量當(dāng)?shù)刎?cái)政支農(nóng)的相對(duì)規(guī)模，此處取財(cái)政支農(nóng)與GDP之比(exp_gdp)作為新的解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表9中模型(2)所示，在更改解釋變量后，財(cái)政支農(nóng)強(qiáng)度對(duì)鄉(xiāng)村振興的促進(jìn)效果依然未發(fā)生改變。

表9 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(2)更換樣本時(shí)間區(qū)間?？s短樣本時(shí)間能夠進(jìn)一步證明結(jié)論的普遍性。在使用2015—2020年對(duì)應(yīng)的省級(jí)數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，如表9中模型(3)所示，財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響方向依然沒有發(fā)生改變，可見結(jié)論依然穩(wěn)健。

(3)增加控制變量。為避免遺漏重要變量導(dǎo)致回歸結(jié)果失真，此處加入人口撫養(yǎng)比的對(duì)數(shù)(lndep)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，結(jié)論依然顯著。

(三)城鎮(zhèn)化規(guī)模異質(zhì)性分析

基于前文關(guān)于城鎮(zhèn)化率與鄉(xiāng)村振興關(guān)系的討論，本文發(fā)現(xiàn)財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興存在非線性影響關(guān)系，為了探究三者之間的關(guān)系，本文進(jìn)一步選擇對(duì)2020年各省份的城鎮(zhèn)化率進(jìn)行高低排序后，均分為15個(gè)低城鎮(zhèn)化率省份③和15個(gè)高城鎮(zhèn)化率省份④，再對(duì)2010—2020年間的低、高城鎮(zhèn)化率省份分別進(jìn)行面板回歸，借此初步探討城鎮(zhèn)化規(guī)模差異與財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興影響的關(guān)系。由表10的(1)(3)可以發(fā)現(xiàn)，高城鎮(zhèn)化率省份財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的促進(jìn)效果要強(qiáng)于低城鎮(zhèn)化率省份財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的促進(jìn)效果。證實(shí)了城市能夠?qū)r(nóng)村起到正向的輻射作用，也進(jìn)一步揭露出更高的城鎮(zhèn)化率的確能夠提高財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的轉(zhuǎn)化效率。同樣地，通過表10中的(2)(4)發(fā)現(xiàn)財(cái)政支農(nóng)與鄉(xiāng)村振興之間的“U”型曲線依然存在，且(4)中財(cái)政支農(nóng)的估計(jì)系數(shù)大于(2)中財(cái)政支農(nóng)的估計(jì)系數(shù)。結(jié)合“U”型曲線特征分析可知，若是財(cái)政支農(nóng)的二次項(xiàng)系數(shù)越大，在財(cái)政支農(nóng)強(qiáng)度發(fā)生變動(dòng)時(shí)，鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平的變動(dòng)則越劇烈，據(jù)此可以初步判斷城鎮(zhèn)化率越高，財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響作用越強(qiáng)?；谏鲜龇治?，可以進(jìn)一步作出假設(shè)，城鎮(zhèn)化率能夠在財(cái)政支農(nóng)促進(jìn)鄉(xiāng)村振興的同時(shí)起調(diào)節(jié)作用，而不同城鎮(zhèn)化率下的調(diào)節(jié)作用也存在著顯著的不同。為了驗(yàn)證上述假設(shè)，本文進(jìn)一步引入調(diào)節(jié)效應(yīng)模型研究城鎮(zhèn)化率在財(cái)政支農(nóng)與鄉(xiāng)村振興之間發(fā)揮的作用進(jìn)行更深入的討論。

表10 城鎮(zhèn)化規(guī)模異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

(四)調(diào)節(jié)效應(yīng)

對(duì)財(cái)政支農(nóng)和城鎮(zhèn)化水平中心化處理后再相乘得到交互項(xiàng)(interact)，通過表11列(2)分析可知，加入城鎮(zhèn)化水平(urb)后，在2010—2020年間，我國30省的城鎮(zhèn)化水平對(duì)鄉(xiāng)村振興的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，即城鎮(zhèn)化水平的提高能夠促進(jìn)鄉(xiāng)村振興的發(fā)展。進(jìn)而對(duì)(3)進(jìn)行分析可知，財(cái)政支農(nóng)與城鎮(zhèn)化率的交互項(xiàng)(interact)在1%的水平上顯著為正，說明城鎮(zhèn)化水平的提高，能夠有效地促進(jìn)財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的正向影響，H2a假設(shè)成立。這一系列的估計(jì)結(jié)果進(jìn)一步印證了前文提出的城市對(duì)農(nóng)村有著正向的輻射作用以及高城鎮(zhèn)化率能更好地提高財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的促進(jìn)作用。財(cái)政支農(nóng)的有效利用受諸多因素的影響，城市能夠通過向鄉(xiāng)村輸送技術(shù)以提高效率，減少因?yàn)樾畔⒉粚?duì)稱帶來的損失，增快市場要素的交換，減少了走彎路帶來的損失，節(jié)省了開支，讓財(cái)政支農(nóng)資金能夠被用在更為廣泛的環(huán)節(jié)上。

表11 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

(五)門檻回歸

針對(duì)財(cái)政支農(nóng)與鄉(xiāng)村振興之間的非線性回歸關(guān)系，城鎮(zhèn)化水平對(duì)財(cái)政支農(nóng)與鄉(xiāng)村振興之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)關(guān)系，本文采取非線性回歸模型——門檻模型進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)及分析。在采用城鎮(zhèn)化率作為門檻變量，鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平作為被解釋變量，財(cái)政支農(nóng)作為解釋變量進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。從表12中可以發(fā)現(xiàn)單門檻效應(yīng)通過了5%水平上的顯著性檢驗(yàn)，雙門檻、三門檻效應(yīng)均通過了10%水平上的顯著性檢驗(yàn)，對(duì)應(yīng)的MSE值均低至0.0002，說明模型效果較好。為了更精準(zhǔn)地刻畫不同城鎮(zhèn)化水平下，財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響，本文對(duì)三門檻效應(yīng)下的門檻回歸進(jìn)行進(jìn)一步討論。從表13可知，城鎮(zhèn)化率對(duì)應(yīng)的三個(gè)門檻值分別為0.6253、0.7158、0.89。

表12 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

表13 門檻模型回歸結(jié)果

三個(gè)城鎮(zhèn)化率門檻點(diǎn)相應(yīng)產(chǎn)生了四個(gè)階段的財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的回歸系數(shù)，這四個(gè)階段中財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。由表13進(jìn)一步分析可知，在城鎮(zhèn)化率達(dá)到0.89之前，階段(1)(2)(3)下的財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的回歸系數(shù)分別為0.0432、0.0459、0.0514，且均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明在此區(qū)間內(nèi)，若城鎮(zhèn)化率逐級(jí)提高，財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的促進(jìn)作用也會(huì)隨之逐級(jí)增強(qiáng)，該現(xiàn)象與前文城鎮(zhèn)化水平調(diào)節(jié)效應(yīng)的結(jié)果保持高度一致，即城鎮(zhèn)化率的提高能夠在財(cái)政支農(nóng)促進(jìn)鄉(xiāng)村振興發(fā)展時(shí)起到正向影響作用，假設(shè)H2b成立。城鎮(zhèn)化進(jìn)程通過吸收農(nóng)村富余勞動(dòng)力，提高生產(chǎn)要素的合理流動(dòng)，優(yōu)化城市及農(nóng)村的就業(yè)水平，發(fā)揮縮小城鄉(xiāng)差距、提高農(nóng)村人民生活質(zhì)量、加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化等作用。但值得注意的是，當(dāng)城鎮(zhèn)化率超過0.89之后，財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的促進(jìn)作用急轉(zhuǎn)直下，降至0.0415，處于四個(gè)階段中的最低水平，說明了若要使財(cái)政支農(nóng)實(shí)現(xiàn)對(duì)鄉(xiāng)村振興促進(jìn)效率的最大化，則不能夠一味地提高各省份的城鎮(zhèn)化率，而是應(yīng)該保持城鄉(xiāng)處于相對(duì)均衡穩(wěn)定的比例狀態(tài)。過高的城鎮(zhèn)化率導(dǎo)致城市對(duì)農(nóng)村生產(chǎn)要素的“虹吸作用”過強(qiáng)，進(jìn)一步誘發(fā)農(nóng)村對(duì)城市的過度依賴、農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合及協(xié)調(diào)受阻、農(nóng)村建設(shè)缺乏內(nèi)生動(dòng)力等一系列問題，使得財(cái)政支農(nóng)提供的資金及資源最終又流向了農(nóng)村之外。

若僅考慮城鎮(zhèn)化率帶來的門檻效應(yīng)，結(jié)合2020年30省的省級(jí)數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，僅上海市的城鎮(zhèn)化率超過了0.89這一節(jié)點(diǎn)，財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興成果的轉(zhuǎn)化效率落于(4)階段，已居于最低水平，然而上海市的鄉(xiāng)村振興水平已居榜首；遼寧、浙江、江蘇、廣東、天津、北京的財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興成果的轉(zhuǎn)化效率恰落于(3)階段，暫處于最高水平；絕大部分的中部地區(qū)城鎮(zhèn)化率處于一般水平，其財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興成果的轉(zhuǎn)化效率位于(2)階段，暫處于較高水平；絕大部分的西部地區(qū)城鎮(zhèn)化率較低，其財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興成果的轉(zhuǎn)化效率位于(1)階段，暫處于較低水平，若要提高其財(cái)政支農(nóng)效率或許需要進(jìn)一步提高其城鎮(zhèn)化率。

五、結(jié)論及啟示

本文利用我國2010—2020年30省(除西藏外)的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用熵權(quán)法的方法構(gòu)建了鄉(xiāng)村振興綜合評(píng)價(jià)體系，探究了不同地區(qū)間鄉(xiāng)村振興發(fā)展的差別。進(jìn)一步采用調(diào)節(jié)效應(yīng)模型、門檻效應(yīng)模型對(duì)財(cái)政支農(nóng)與鄉(xiāng)村振興的關(guān)系進(jìn)行了考察，根據(jù)所得的數(shù)據(jù)及分析結(jié)果來看：(1)我國各省鄉(xiāng)村振興發(fā)展存在顯著的區(qū)域性差異。基于內(nèi)地30省(除西藏外)劃分為三大地區(qū)進(jìn)行討論，我國鄉(xiāng)村振興呈現(xiàn)出東部高、中部居中、西部低的階梯式分布情況。相較三大地區(qū)來說，東部與非東部地區(qū)的鄉(xiāng)村振興差距更是明顯。但是，這種區(qū)域性差異也正慢慢被消除，地區(qū)間的發(fā)展日趨協(xié)調(diào)。(2)我國財(cái)政支農(nóng)轉(zhuǎn)化效率亦存在顯著的區(qū)域性差異，基于鄉(xiāng)村振興成果而言，財(cái)政支農(nóng)轉(zhuǎn)化效率存在明顯的地區(qū)差異。中部地區(qū)的財(cái)政支農(nóng)轉(zhuǎn)化效率最高，其次為西部地區(qū)，最后是東部地區(qū)。(3)城鎮(zhèn)化水平在財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的促進(jìn)作用中存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。伴隨著城鎮(zhèn)化水平的提高，能夠加強(qiáng)財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的促進(jìn)效用。(4)財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的促進(jìn)作用存在門檻效應(yīng)。門檻模型回歸結(jié)果展示出當(dāng)城鎮(zhèn)化率小于0.89前，財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的促進(jìn)效用具有逐級(jí)增強(qiáng)的特點(diǎn)。當(dāng)城鎮(zhèn)化率超過0.6253時(shí)，財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興促進(jìn)作用會(huì)得到增強(qiáng)；當(dāng)城鎮(zhèn)化率超過0.7158時(shí)，這種促進(jìn)作用會(huì)得到更進(jìn)一步的提高；當(dāng)城鎮(zhèn)化率超過0.89時(shí)，財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的促進(jìn)作用會(huì)降至四個(gè)階段中的最低位置。

基于上述結(jié)論，本文得出如下啟示：(1)針對(duì)鄉(xiāng)村振興的區(qū)域性差異，建議政府繼續(xù)實(shí)施差異化的政策措施，著力支持西部地區(qū)的鄉(xiāng)村振興項(xiàng)目。同時(shí)，鼓勵(lì)東部地區(qū)的企業(yè)和投資者積極參與西部地區(qū)的農(nóng)村振興項(xiàng)目，促進(jìn)地區(qū)間的協(xié)調(diào)發(fā)展。各地政府應(yīng)當(dāng)針對(duì)本地鄉(xiāng)村發(fā)展特色，將資金落實(shí)到最需要的地方。因地制宜，針對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平、土地規(guī)模化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等要素構(gòu)建適當(dāng)?shù)脑u(píng)價(jià)體系，尋找財(cái)政支農(nóng)向鄉(xiāng)村振興成果轉(zhuǎn)化的最優(yōu)路徑。(2)充分利用城市對(duì)鄉(xiāng)村的“輻射作用”。政府可以繼續(xù)推進(jìn)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展，促進(jìn)農(nóng)民向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，并提供培訓(xùn)和教育資源，以提高他們?cè)诔鞘芯蜆I(yè)的技能水平。此外，政府還可以提供更多的創(chuàng)業(yè)支持，鼓勵(lì)農(nóng)民在城鎮(zhèn)創(chuàng)業(yè)，促進(jìn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)融合。城鎮(zhèn)通過技術(shù)、信息、經(jīng)濟(jì)等層面對(duì)鄉(xiāng)村發(fā)展產(chǎn)生正向驅(qū)動(dòng)效果，相較傳統(tǒng)的摸索式發(fā)展更能實(shí)現(xiàn)“彎道超車”，但城鎮(zhèn)化發(fā)展往往又是不可逆行為，將城市與鄉(xiāng)村數(shù)量保持在一個(gè)相對(duì)穩(wěn)定的和諧狀態(tài)，能夠更大限度地實(shí)現(xiàn)兩者要素的高質(zhì)量交換，也能更好地滿足城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)融合的需求。 (3)針對(duì)城鎮(zhèn)化的門檻效應(yīng)，政府應(yīng)當(dāng)建立更加靈活的政策和支持措施，以滿足不同城鎮(zhèn)化水平下農(nóng)村地區(qū)的需求。政府還可以鼓勵(lì)城市和農(nóng)村之間的合作，共同推動(dòng)鄉(xiāng)村振興進(jìn)程。社會(huì)發(fā)展過程中，各維度因素往往是相互牽制、互相聯(lián)系，財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的促進(jìn)效率或許并不局限于受城鎮(zhèn)化率的影響。某一社會(huì)要素的變化通常會(huì)形成牽一發(fā)而動(dòng)全身的效果，財(cái)政支農(nóng)對(duì)鄉(xiāng)村振興的影響還需要更多學(xué)者對(duì)其中的作用機(jī)理進(jìn)行進(jìn)一步的細(xì)致研究，為政府部門的統(tǒng)籌規(guī)劃提供有力支持。

【注 釋】

① 2022年10月16日，習(xí)近平總書記在中國共產(chǎn)黨第二十次全國代表大會(huì)上的報(bào)告。

② 根據(jù)《關(guān)于促進(jìn)中部地區(qū)崛起的若干意見》《關(guān)于西部大開發(fā)若干政策措施的實(shí)施意見》，將中國經(jīng)濟(jì)區(qū)域分為東部(北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南)、中部(山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南)、西部(內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆)。

③ 低城鎮(zhèn)化率省份：云南、甘肅、貴州、廣西、河南、新疆、四川、安徽、湖南、河北、青海、海南、江西、山西、吉林。

④ 高城鎮(zhèn)化率省份：陜西、湖北、山東、寧夏、黑龍江、內(nèi)蒙古、福建、重慶、遼寧、浙江、江蘇、廣東、天津、北京、上海。

[28]趙 哲，譚建立.中國地方財(cái)政支出的碳減排效應(yīng)研究——基于新型城鎮(zhèn)化調(diào)節(jié)效應(yīng)的實(shí)證分析[J].財(cái)經(jīng)論叢，2022(11)：41-50.