■羅寧波

財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響及其空間效應(yīng)研究

■羅寧波

本文利用ESDA-GIS方法探討了我國(guó)農(nóng)村財(cái)政支出與農(nóng)村居民消費(fèi)支出的空間相關(guān)性；并通過(guò)構(gòu)建空間計(jì)量模型對(duì)財(cái)政農(nóng)業(yè)支出、財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出影響農(nóng)村居民消費(fèi)的空間效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)論顯示：（1）財(cái)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(cái)政轉(zhuǎn)移性支出與農(nóng)村居民消費(fèi)支出均存在顯著的正向相關(guān)性，呈東高西低的穩(wěn)定空間格局；（3）不同財(cái)政支出項(xiàng)目對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)支出的影響存在明顯差異，且財(cái)政支出刺激農(nóng)戶消費(fèi)的效果并不理想。

財(cái)政農(nóng)業(yè)支出；財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出；農(nóng)村居民消費(fèi)；空間自相關(guān)

羅寧波，湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院碩士研究生，研究方向?yàn)樨?cái)政理論與政策、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)。（湖南衡陽(yáng)430407）

一、引言

自我國(guó)實(shí)施財(cái)政體制改革，地方政府不斷加大對(duì)農(nóng)村地區(qū)的資金投入，但財(cái)政支出刺激農(nóng)村居民消費(fèi)的效果并不理想。如何提高農(nóng)村居民的消費(fèi)水平？如何最大程度地發(fā)揮我國(guó)財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的刺激作用？這已經(jīng)成為當(dāng)前中國(guó)經(jīng)濟(jì)的重大現(xiàn)實(shí)問(wèn)題。目前國(guó)內(nèi)外學(xué)者由于在財(cái)政支出項(xiàng)目、研究方法等方面存在差異，對(duì)財(cái)政支出與居民消費(fèi)的擠入擠出關(guān)系并未達(dá)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(guān)于財(cái)政支出對(duì)居民消費(fèi)影響機(jī)制的研究大多集中于區(qū)域整體視角，忽略了我國(guó)特有的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)特征；且少數(shù)專(zhuān)門(mén)針對(duì)農(nóng)村財(cái)政支出與農(nóng)村居民消費(fèi)關(guān)系的研究往往建立在區(qū)域相互獨(dú)立的前提下，缺乏空間視角（魏建等，2011；張攀峰，2012；紀(jì)江明和趙毅，2013）。

因此，本文采用ESDA-GIS方法對(duì)我國(guó)各?。ㄊ?、區(qū)）1995～2014年農(nóng)村財(cái)政支出（包括財(cái)政農(nóng)業(yè)支出和財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出）與農(nóng)村居民消費(fèi)的空間相關(guān)性進(jìn)行了詳細(xì)的描述；并運(yùn)用空間計(jì)量方法對(duì)財(cái)政農(nóng)業(yè)支出、財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出影響農(nóng)村居民消費(fèi)水平的空間效應(yīng)進(jìn)行了分區(qū)域?qū)嵶C檢驗(yàn)。

二、農(nóng)村財(cái)政支出與農(nóng)村居民消費(fèi)水平的時(shí)空分異特征

（一）變量選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

本文探究我國(guó)31個(gè)?。ㄊ?、區(qū)）1995～2014年農(nóng)村財(cái)政支出與農(nóng)村居民消費(fèi)支出的時(shí)空分異特征（不包括港澳臺(tái)地區(qū)）；數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒1996～2015》。其中，農(nóng)村居民消費(fèi)水平（CON），用各地區(qū)農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費(fèi)支出來(lái)表示。根據(jù)數(shù)據(jù)可得性，本文將涉及農(nóng)村居民消費(fèi)水平的財(cái)政支出分為兩類(lèi)，即財(cái)政農(nóng)業(yè)支出（購(gòu)買(mǎi)性支出）、財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出。

1.財(cái)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(cái)政支農(nóng)支出。地方財(cái)政支出的統(tǒng)計(jì)口徑在2003年和2007年發(fā)生變化，其中，1995～2002年的財(cái)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(kāi)發(fā)支出和農(nóng)林水利氣象等部門(mén)事業(yè)費(fèi)，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(mén)事業(yè)費(fèi)，2007～2014年為農(nóng)林水事務(wù)支出。通過(guò)比較調(diào)整前后的統(tǒng)計(jì)口徑，發(fā)現(xiàn)數(shù)據(jù)基本保持一致。

2.財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出（TRA）。財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出在我國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒中沒(méi)有具體區(qū)分城鄉(xiāng)，因而目前學(xué)術(shù)界對(duì)涉及農(nóng)村居民消費(fèi)的財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出界定并不一致；如儲(chǔ)德銀、閆偉（2009）將城鄉(xiāng)教育科技支出、社會(huì)保障和就業(yè)支出的均值作為農(nóng)村地區(qū)人均財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出，毛其淋（2011）將社會(huì)保障補(bǔ)助支出、撫恤、社會(huì)福利救濟(jì)費(fèi)、文科衛(wèi)事業(yè)費(fèi)以及各種政策性補(bǔ)貼支出按城鄉(xiāng)人口比重分配，作為針對(duì)農(nóng)村地區(qū)的轉(zhuǎn)移性支出；但我國(guó)財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出的城市偏向政策導(dǎo)致取均值或按人頭分配均難以準(zhǔn)確反映我國(guó)農(nóng)村地區(qū)的實(shí)際情況。然而，政府對(duì)農(nóng)村地區(qū)的轉(zhuǎn)移性支出恰好對(duì)應(yīng)著農(nóng)村居民的轉(zhuǎn)移性收入。從《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》可知，農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性收入是指農(nóng)村住戶和住戶成員無(wú)須付出任何對(duì)應(yīng)物而獲得的貨物、服務(wù)、資金或資產(chǎn)所有權(quán)，不包括國(guó)家為扶持農(nóng)業(yè)進(jìn)行的相關(guān)生產(chǎn)補(bǔ)貼，如糧食直補(bǔ)、購(gòu)置和更新大型農(nóng)機(jī)具補(bǔ)貼、良種補(bǔ)貼、購(gòu)買(mǎi)生產(chǎn)資料綜合補(bǔ)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(lái)源于政府，包括農(nóng)村離退休金、養(yǎng)老金、救濟(jì)金、撫恤金、救災(zāi)款、五保戶供給、各項(xiàng)生活性補(bǔ)貼收入等，另一部分源于家庭居民內(nèi)部轉(zhuǎn)移，包括親友贈(zèng)送、在外人口寄回帶回等。從各地區(qū)的統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)可知，來(lái)自于政府的轉(zhuǎn)移性支出是農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性收入的主要來(lái)源。因此，本文選擇以農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性收入來(lái)反映農(nóng)村地區(qū)的財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出。

3.農(nóng)村居民消費(fèi)水平（CON），用各地區(qū)我國(guó)農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費(fèi)支出來(lái)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(yíng)純收入和財(cái)產(chǎn)性收入。肖立（2012）、雷雨（2014）等認(rèn)為農(nóng)村居民收入水平是影響農(nóng)民消費(fèi)的最主要原因。

（二）農(nóng)村財(cái)政支出與農(nóng)村居民消費(fèi)的全局空間自相關(guān)分析

通過(guò)計(jì)算1995年和2014年各?。ㄊ?、區(qū)）人均財(cái)政農(nóng)業(yè)支出、人均財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出與農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出的空間關(guān)聯(lián)系數(shù)Moran值，發(fā)現(xiàn)我國(guó)農(nóng)村財(cái)政支出與農(nóng)村居民消費(fèi)的空間關(guān)聯(lián)性變化如下：

表1　1995和2014年我國(guó)農(nóng)村財(cái)政支出與農(nóng)戶消費(fèi)水平的Moran檢驗(yàn)結(jié)果

從1995年到2014年，我國(guó)人均財(cái)政農(nóng)業(yè)支出的空間相關(guān)性由正向不顯著逐漸變得顯著；說(shuō)明財(cái)政農(nóng)業(yè)支出的空間相關(guān)性逐漸增強(qiáng)，呈現(xiàn)出高財(cái)政農(nóng)業(yè)支出的省市相對(duì)地趨于和高財(cái)政農(nóng)業(yè)支出省市相臨近，或者低財(cái)政農(nóng)業(yè)支出的地區(qū)相對(duì)地趨于和低財(cái)政農(nóng)業(yè)支出的地區(qū)相鄰的空間結(jié)構(gòu)。具體來(lái)說(shuō)，1995～2005年人均財(cái)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(shuō)明十年前我國(guó)財(cái)政農(nóng)業(yè)支出不存在明顯的空間依賴(lài)性，即某個(gè)地方政府對(duì)農(nóng)業(yè)投入的增加并不會(huì)明顯引起相鄰省域的效仿行為。但從2006年開(kāi)始，我國(guó)人均財(cái)政農(nóng)業(yè)支出的Moran值均為正且通過(guò)了10%的顯著性水平，這表明財(cái)政農(nóng)業(yè)支出開(kāi)始呈明顯的空間集聚，即地方政府財(cái)政農(nóng)業(yè)支出的策略互動(dòng)行為日趨明顯。

我國(guó)人均財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出的空間相關(guān)性均為正值，且通過(guò)10%的顯著性檢驗(yàn)（除2010年外）；說(shuō)明我國(guó)財(cái)政轉(zhuǎn)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(cái)政轉(zhuǎn)移性支出的省域在空間上相互臨近，而低財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出的省域也趨于集中。隨著時(shí)間的推移，人均財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出的Moran值基本呈下降趨勢(shì)，表明高財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出的省市與低財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出的省市在一起集聚的程度加大，財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出的空間差異逐漸增大。

我國(guó)農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出的Moran指數(shù)在考察期均為正值，且通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明我國(guó)農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出在空間分布上也具有顯著的正向空間依賴(lài)性，農(nóng)村居民消費(fèi)水平高（低）的省市，其臨近省市的農(nóng)村居民消費(fèi)水平也比較高（低）。從表1可以看出，農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出的Moran值基本圍繞在0.4上下波動(dòng)且略呈上升趨勢(shì)，由1995年的0.42上升到2014年的0.47；說(shuō)明我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)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(fèi)水平的空間差異呈遞減趨勢(shì)。

（三）農(nóng)村財(cái)政支出與農(nóng)村居民消費(fèi)的局部空間自相關(guān)分析

對(duì)1995年與2014年的財(cái)政農(nóng)業(yè)支出、財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出、農(nóng)村居民消費(fèi)支出三個(gè)變量的Moran散點(diǎn)圖及其空間躍遷變化進(jìn)行局域空間自相關(guān)分析，可進(jìn)一步了解我國(guó)各?。ㄊ?、區(qū)）農(nóng)村財(cái)政支出與農(nóng)村居民消費(fèi)支出的具體分布情況。

圖1　農(nóng)村財(cái)政支出與農(nóng)村居民消費(fèi)的Moran散點(diǎn)圖

Moran指數(shù)散點(diǎn)圖顯示在1995年和2014年我國(guó)大部分?。ㄊ?、區(qū)）農(nóng)村財(cái)政支出與農(nóng)村居民消費(fèi)支出的Moran散點(diǎn)均落在具有正相關(guān)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(cái)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(gè)增加到2014年的20個(gè)，占全部省域的比重由61%提高至65%；財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出由25個(gè)減少至24個(gè)，占總體的比重由81%下降到77%；農(nóng)村居民消費(fèi)支出由20個(gè)增加到21個(gè)，比重由65%提高到68%。此結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)我國(guó)農(nóng)村財(cái)政支出與農(nóng)村居民消費(fèi)支出都存在空間正相關(guān)性；財(cái)政農(nóng)業(yè)支出與農(nóng)村居民消費(fèi)支出的空間集聚現(xiàn)象逐漸加強(qiáng)，財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出的空間集聚現(xiàn)象逐漸減弱。

表2　財(cái)政農(nóng)業(yè)支出Moran散點(diǎn)空間躍遷變動(dòng)情況

觀察財(cái)政農(nóng)業(yè)支出Moran散點(diǎn)空間躍遷變動(dòng)情況圖可以發(fā)現(xiàn)，財(cái)政農(nóng)業(yè)支出的空間動(dòng)態(tài)演變路線可以歸為三類(lèi)：第一種類(lèi)型是某個(gè)省市或臨近省市單獨(dú)發(fā)生的變遷，如某一地區(qū)由H-H聚集類(lèi)型遷移到L-H聚集類(lèi)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(lái)說(shuō)，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(cái)政農(nóng)業(yè)投入政策受到周邊省市的認(rèn)可，輻射帶動(dòng)了相鄰省市的財(cái)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(cái)政農(nóng)業(yè)投入”政策的影響，逐漸放緩了對(duì)財(cái)政農(nóng)業(yè)的支出，從而形成了一種低水平財(cái)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(shuō)明在二十年間吉林省政府對(duì)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(jì)聯(lián)系逐漸減弱，集聚性有所下降。第二種類(lèi)型是某個(gè)省市和臨近省市同時(shí)發(fā)生的變遷，如某一地區(qū)由H-L聚集類(lèi)型遷移到L-H聚集類(lèi)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?yàn)樵颇鲜〉胤秸畬?duì)財(cái)政投入的力度發(fā)生明顯改變，由1995年的“高于眾人”轉(zhuǎn)變?yōu)?014年的“低于眾人”。第三種類(lèi)型是某個(gè)省市及其相鄰省市保持相同水平，即在整個(gè)考察期內(nèi)保持不變。在1995年到2014年，屬于這類(lèi)變遷的省域有27個(gè)，占總體的87%?？梢?jiàn)，絕大部分省份并沒(méi)有發(fā)生集聚類(lèi)型的遷移，我國(guó)各省市財(cái)政農(nóng)業(yè)支出在空間分布上存在明顯的“路徑依賴(lài)性”。

表3　財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出Moran散點(diǎn)空間躍遷變動(dòng)情況

在1995年到2014年的財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出Moran散點(diǎn)圖中，發(fā)生第一種類(lèi)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(lái)說(shuō)，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(lèi)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(cái)政轉(zhuǎn)移性支出有向好的趨勢(shì)，而沿海省份如福建、海南有惡化趨勢(shì)，山東、貴州、重慶、天津四省情況基本不變；說(shuō)明我國(guó)沿海省市對(duì)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(kāi)發(fā)戰(zhàn)略的提出，引起中西部地方政府對(duì)農(nóng)村地區(qū)民生事業(yè)的關(guān)注。最普遍的變遷類(lèi)型依然是省域及其鄰居保持相同水平，有18個(gè)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(fèi)Moran散點(diǎn)空間躍遷變動(dòng)情況

在農(nóng)村居民消費(fèi)支出的Moran散點(diǎn)圖中，發(fā)生第一種類(lèi)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(lái)說(shuō)，北京市由H-L聚集區(qū)躍遷到H-H聚集區(qū)，說(shuō)明北京利用國(guó)際性大都市的優(yōu)勢(shì)，對(duì)周邊地區(qū)的農(nóng)村居民消費(fèi)產(chǎn)生引導(dǎo)作用，輻射帶動(dòng)了周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)村居民消費(fèi)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(shí)間推移，周邊省市的農(nóng)村居民消費(fèi)水平被廣西所影響，對(duì)私人物品消費(fèi)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(shuō)明在這20年期間內(nèi)蒙古自治區(qū)的農(nóng)村居民消費(fèi)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(fèi)水平較高的現(xiàn)象被周邊省市農(nóng)民的謹(jǐn)慎性消費(fèi)所同化。山東由L-L躍遷到L-H聚集區(qū)，說(shuō)明山東省在周邊省市逐漸改變了農(nóng)村居民消費(fèi)支出不足的面貌時(shí)，由于某種原因仍未擺脫消費(fèi)滯后的局面。發(fā)生第二種變遷類(lèi)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(fèi)水平Moran散點(diǎn)圖中，有26個(gè)省市沒(méi)有發(fā)生集聚類(lèi)型的遷移，占到全部省域的84%；說(shuō)明農(nóng)村居民消費(fèi)支出在我國(guó)地理上也存在明顯的路徑穩(wěn)定性。

（四）農(nóng)村財(cái)政支出與農(nóng)村居民消費(fèi)的熱點(diǎn)分析

對(duì)1995年和2014年各省人均財(cái)政農(nóng)業(yè)支出、人均財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出與農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出的局域空間關(guān)聯(lián)系數(shù)Getis.OrdG*進(jìn)行計(jì)算，并采用Jenks最佳自然斷裂法對(duì)兩個(gè)年份的局域G*統(tǒng)計(jì)值進(jìn)行聚類(lèi)，劃分為熱點(diǎn)、次熱點(diǎn)、次冷點(diǎn)和冷點(diǎn)區(qū)，得到人均財(cái)政農(nóng)業(yè)支出、人均財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出與農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出的空間格局熱點(diǎn)演化圖（圖2、圖3、圖4）。

圖2　1995年和2014年財(cái)政農(nóng)業(yè)支出的熱點(diǎn)分布圖

圖3　1995年和2014年財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出的熱點(diǎn)分布圖

圖4　1995年和2014年農(nóng)村居民消費(fèi)支出的熱點(diǎn)分布圖

從整體來(lái)看，我國(guó)1995年和2014年財(cái)政農(nóng)業(yè)支出基本呈北高南低的空間分布形態(tài)，財(cái)政農(nóng)業(yè)支出熱點(diǎn)及次熱點(diǎn)區(qū)主要分布在黃河以北地區(qū)，冷點(diǎn)及次冷點(diǎn)區(qū)主要分布在黃河以南地區(qū)。1995年我國(guó)財(cái)政農(nóng)業(yè)支出熱點(diǎn)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(diǎn)區(qū)未發(fā)生變化，但東北一帶和蒙冀地區(qū)全部轉(zhuǎn)換為次熱點(diǎn)區(qū)類(lèi)型。財(cái)政農(nóng)業(yè)支出的次熱點(diǎn)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(lèi)型區(qū)域分割所致；但在2014年隨著部分熱點(diǎn)區(qū)轉(zhuǎn)變?yōu)榇螣狳c(diǎn)區(qū)，次熱點(diǎn)區(qū)的隨機(jī)分布趨勢(shì)明顯減弱，逐漸呈明顯的集聚分布。我國(guó)財(cái)政農(nóng)業(yè)支出的冷點(diǎn)區(qū)和次冷點(diǎn)區(qū)呈明顯的“圈層結(jié)構(gòu)”，即在1995年形成了以長(zhǎng)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(diǎn)區(qū)，以圍繞這8個(gè)省域的周邊省份為外圈層的次冷點(diǎn)區(qū)。在2014年，冷點(diǎn)區(qū)明顯向中南地區(qū)收斂，略呈縮小趨勢(shì)；隨著原有冷點(diǎn)區(qū)的外圍省份如陜西由冷點(diǎn)區(qū)域轉(zhuǎn)變?yōu)榇卫潼c(diǎn)區(qū)域，2014年財(cái)政農(nóng)業(yè)支出次冷點(diǎn)區(qū)對(duì)冷點(diǎn)區(qū)的合圍態(tài)勢(shì)日趨明顯。

從整體來(lái)看，1995年和2014年我國(guó)財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出基本呈東高西低的分布形態(tài)。1995年財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出的熱點(diǎn)區(qū)大都分布在東南沿海省市，在2014年熱點(diǎn)區(qū)基本未發(fā)生變化（除廣東由熱點(diǎn)區(qū)轉(zhuǎn)變?yōu)榇螣狳c(diǎn)區(qū)而湖南開(kāi)始進(jìn)入熱點(diǎn)區(qū)外），這說(shuō)明在1995年和2014年我國(guó)泛長(zhǎng)三角地區(qū)一直是我國(guó)財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出的擴(kuò)散中心，位于此象限的省域自身具有較強(qiáng)的轉(zhuǎn)移性支出能力，且通過(guò)與周邊省域的交流與合作，帶動(dòng)了周邊地區(qū)財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出水平的提高。我國(guó)財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出的次熱點(diǎn)區(qū)主要分布于熱點(diǎn)區(qū)的周?chē)?0年間基本變化不大。但財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出的冷點(diǎn)區(qū)和次冷點(diǎn)區(qū)在2014年發(fā)生了較大幅度的調(diào)整，次熱點(diǎn)區(qū)的外圍由冷點(diǎn)區(qū)變成了次冷點(diǎn)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(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)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(diǎn)區(qū)，中部地區(qū)主要為次熱點(diǎn)區(qū)，而西部?jī)?nèi)陸則主要表現(xiàn)為冷點(diǎn)區(qū)。其次，在20年間我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)支出盡管存在局部性的擴(kuò)散和收斂趨勢(shì)，但大部分省份沒(méi)有脫離原有的集群范疇，我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)水平基本呈強(qiáng)者恒強(qiáng)、弱者恒弱的演變形態(tài)。具體來(lái)說(shuō)，農(nóng)村居民消費(fèi)支出熱點(diǎn)區(qū)在2014年由泛長(zhǎng)三角地區(qū)逐漸向北部沿海蔓延，這主要是因?yàn)?0年間東部沿海地區(qū)得益于率先發(fā)展的契機(jī)，經(jīng)濟(jì)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(fèi)水平隨之得到提升。農(nóng)村居民消費(fèi)的次熱點(diǎn)和次冷點(diǎn)區(qū)主要集中于中部地區(qū)，盡管在2014年部分次熱點(diǎn)區(qū)轉(zhuǎn)變?yōu)榇卫潼c(diǎn)區(qū)，次冷點(diǎn)區(qū)變?yōu)榇螣狳c(diǎn)區(qū)，但并未發(fā)生強(qiáng)烈的大幅度變遷。農(nóng)村居民消費(fèi)支出的冷點(diǎn)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(diǎn)區(qū)，轉(zhuǎn)變?yōu)榇卫潼c(diǎn)區(qū)。

從全局空間自相關(guān)分析可以看出，我國(guó)各?。ㄊ?、區(qū)）財(cái)政農(nóng)業(yè)支出的正相關(guān)性隨著時(shí)間的推移逐漸變得顯著，財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出與農(nóng)村居民消費(fèi)支出在考察期間均存在顯著的正向空間自相關(guān)性。從局部空間自相關(guān)分析可知，財(cái)政農(nóng)業(yè)支出、財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出與農(nóng)村居民消費(fèi)支出三者在地理空間上具有路徑穩(wěn)定性。從熱點(diǎn)分析可以看出，我國(guó)財(cái)政農(nóng)業(yè)支出呈現(xiàn)北高南低的分布形態(tài)，財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出與農(nóng)村居民消費(fèi)支出均呈現(xiàn)東高西低的空間格局。從而本文認(rèn)為我國(guó)高財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出區(qū)一般是農(nóng)村居民消費(fèi)水平較高的地區(qū)，財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出的增加會(huì)促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的提高；但財(cái)政農(nóng)業(yè)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響卻比較復(fù)雜，難以確定。因此，傳統(tǒng)的面板回歸通常假定各?。ㄊ?、區(qū)）財(cái)政農(nóng)業(yè)支出、財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出與農(nóng)村居民消費(fèi)是相互獨(dú)立的，顯然與現(xiàn)實(shí)存在偏離，故本文將采用空間計(jì)量模型對(duì)財(cái)政支出影響農(nóng)村居民消費(fèi)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

三、財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響的實(shí)證分析

（一）空間計(jì)量模型構(gòu)建

農(nóng)村居民收入水平是影響農(nóng)民消費(fèi)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(cái)政轉(zhuǎn)移性支出進(jìn)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(yíng)純收入和財(cái)產(chǎn)性收入。一個(gè)省市農(nóng)村居民消費(fèi)支出不僅受到自身財(cái)政支出及可支配收入的影響，而且還會(huì)受到相鄰地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)支出及其影響因素的影響。因此，對(duì)農(nóng)村財(cái)政支出與農(nóng)村居民消費(fèi)支出之間的關(guān)系進(jìn)行研究時(shí)，有必要考慮空間相關(guān)性。

空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)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(jī)誤差項(xiàng)向量，μ為正態(tài)分布的隨機(jī)誤差向量，ρ為空間滯后系數(shù)，W為0-1空間鄰接矩陣，當(dāng)?shù)趇個(gè)省市與第j個(gè)省市相鄰時(shí)，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(lài)作用，即相鄰地區(qū)的農(nóng)村居民消費(fèi)支出對(duì)本地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)支出的影響方向和程度，參數(shù)β反映了農(nóng)村財(cái)政支出及農(nóng)村居民純收入對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)支出的影響。

（二）空間計(jì)量回歸結(jié)果及分析

在進(jìn)行實(shí)證回歸前，有必要對(duì)人均財(cái)政農(nóng)業(yè)投入、人均財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出、農(nóng)村居民人均凈收入、農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出各個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)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(jì)水平上顯著，符合模型估計(jì)的要求。同時(shí)，本文采用Moran、walds、Lratios、Lmsar、Lmerr五種方法對(duì)人均財(cái)政農(nóng)業(yè)投入、人均財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出、農(nóng)村居民人均凈收入、農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，所有的檢驗(yàn)都在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，說(shuō)明我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)及其影響因素均存在顯著的空間自相關(guān)，利用空間計(jì)量模型進(jìn)行估計(jì)較為妥當(dāng)。

采用Hausman（1978）檢驗(yàn)選擇面板數(shù)據(jù)模型形式，結(jié)果表明：基于全國(guó)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(jī)效應(yīng)原假設(shè)，即進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)是更好的選擇?；跂|部省市的面板數(shù)據(jù)模型拒絕原假設(shè)，即固定效應(yīng)優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型。利用matlabR2010a對(duì)全國(guó)范圍、東部地區(qū)、中西部地區(qū)分別進(jìn)行SLM和SEM回歸，根據(jù)模型的LogL值和R2值選擇最適當(dāng)?shù)哪Ｐ?，結(jié)果如下：

表5　空間計(jì)量回歸結(jié)果

全國(guó)、東部及中西部地區(qū)的空間相關(guān)系數(shù)（p/λ）均為正值，且均通過(guò)了5%顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明我國(guó)各省市農(nóng)戶消費(fèi)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(fèi)水平高（低），鄰接地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)水平也高（低）；且一個(gè)地區(qū)的農(nóng)村居民消費(fèi)水平不僅與本地區(qū)的各影響因素有關(guān)，同時(shí)還受鄰近地區(qū)的財(cái)政農(nóng)業(yè)支出、財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出和農(nóng)民純收入的共同作用。

1.財(cái)政農(nóng)業(yè)支出對(duì)中西部地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)支出存在不顯著的抑制作用，但對(duì)東部地區(qū)卻存在顯著的促進(jìn)作用。

在基于全國(guó)及中西部省域的空間面板模型中，財(cái)政農(nóng)業(yè)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)支出的彈性系數(shù)為負(fù)且不顯著，而東部的系數(shù)為正且通過(guò)10%的顯著性檢驗(yàn)；說(shuō)明財(cái)政農(nóng)業(yè)支出的增加會(huì)抑制全國(guó)及中西部農(nóng)村居民的消費(fèi)支出，促進(jìn)東部地區(qū)農(nóng)村居民的消費(fèi)支出。財(cái)政農(nóng)業(yè)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響的區(qū)域差異性可能源于以下原因：一方面，盡管財(cái)政農(nóng)業(yè)支出能夠提高農(nóng)村居民的生產(chǎn)效率，促進(jìn)農(nóng)村居民收入的快速增長(zhǎng)；但由于中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展明顯落后，財(cái)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(cái)政農(nóng)業(yè)支出對(duì)中西部農(nóng)村消費(fèi)環(huán)境改善的效果也會(huì)因?yàn)橹С鲂实拖露艿接绊?。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(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的補(bǔ)貼會(huì)刺激農(nóng)村居民為“有購(gòu)買(mǎi)欲望而無(wú)支付能力”的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)設(shè)備進(jìn)行儲(chǔ)蓄，直接減少農(nóng)村居民的即期消費(fèi)。這種投資動(dòng)機(jī)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于收入效應(yīng)和消費(fèi)環(huán)境效應(yīng)，因此財(cái)政農(nóng)業(yè)支出的增加會(huì)減少中西部農(nóng)村居民私人消費(fèi)支出。

2.財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)支出有明顯的促進(jìn)作用，且中西部大于東部。

在三個(gè)模型中，財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出變量均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，反映財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出能夠明顯促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)支出的增加。這是因?yàn)檗r(nóng)村社會(huì)保障等轉(zhuǎn)移性支出的增加能減少農(nóng)村居民對(duì)未來(lái)支出的不確定性，提高農(nóng)村居民消費(fèi)信心，降低農(nóng)村居民的儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)；財(cái)政生活性補(bǔ)貼等轉(zhuǎn)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(jì)發(fā)展水平不高，農(nóng)民的消費(fèi)信心受到極大的壓抑；因此同一額度的轉(zhuǎn)移性支出對(duì)中西部地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)信心的刺激作用明顯大于東部地區(qū)，因而財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)支出的促進(jìn)作用在中西部更明顯。針對(duì)財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出的刺激作用，目前我國(guó)一直在積極健全農(nóng)村居民最低生活保障、農(nóng)村社會(huì)醫(yī)療保障、養(yǎng)老保障和社會(huì)保險(xiǎn)等制度，并出臺(tái)了一些規(guī)范文件如《國(guó)務(wù)院關(guān)于整合城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的意見(jiàn)》、《農(nóng)村五保供養(yǎng)工作條例》等，以樹(shù)立農(nóng)村居民消費(fèi)信心，刺激農(nóng)村居民消費(fèi)支出。

3.農(nóng)村居民純收入刺激消費(fèi)支出的效果遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于農(nóng)村財(cái)政支出，且對(duì)中西部地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)的促進(jìn)作用明顯大于東部地區(qū)。

在三個(gè)模型中，農(nóng)村居民純收入對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)支出的影響系數(shù)均最大，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于財(cái)政農(nóng)業(yè)支出和財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出，說(shuō)明可支配收入仍然是制約我國(guó)1995～2014年農(nóng)村居民消費(fèi)支出的首要因素，且農(nóng)村財(cái)政支出對(duì)消費(fèi)的刺激效果相對(duì)收入來(lái)說(shuō)明顯不理想。對(duì)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(yàn)證了凱恩斯的“富人平均消費(fèi)傾向小于窮人平均消費(fèi)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(fèi)水平的提高。

四、結(jié)論和政策建議

本文將農(nóng)村財(cái)政支出分為財(cái)政農(nóng)業(yè)支出和財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出，并利用全局及局部空間自相關(guān)法、熱點(diǎn)分析方法對(duì)我國(guó)1995～2014年31個(gè)省（市、區(qū)）農(nóng)村財(cái)政支出與農(nóng)村居民消費(fèi)水平的空間相關(guān)性進(jìn)行了探討；最后通過(guò)構(gòu)建空間計(jì)量模型對(duì)財(cái)政農(nóng)業(yè)支出、財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出影響農(nóng)村居民消費(fèi)的空間效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

（一）結(jié)論

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

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

3.不同財(cái)政支出項(xiàng)目對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)支出的影響存在明顯差異，且農(nóng)村財(cái)政支出刺激農(nóng)戶消費(fèi)的效果并不理想。財(cái)政農(nóng)業(yè)支出對(duì)東部地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)支出存在較顯著的擠入效應(yīng)，對(duì)中西部地區(qū)表現(xiàn)為不顯著的抑制作用；財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出和農(nóng)村居民純收入對(duì)東部、中西部地區(qū)的農(nóng)村居民消費(fèi)均存在明顯拉動(dòng)作用；但農(nóng)村財(cái)政支出對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)水平的影響系數(shù)遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于農(nóng)村居民純收入。

（二）建議

1.優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，加大農(nóng)村地區(qū)財(cái)政投入力度。第一，建議中央政府統(tǒng)一出臺(tái)《關(guān)于地方政府對(duì)農(nóng)村財(cái)政投入的數(shù)量化規(guī)定》，提高農(nóng)村財(cái)政支出占地方財(cái)政支出及地區(qū)生產(chǎn)總值的比重，扭轉(zhuǎn)財(cái)政支出的城市化偏向。第二，加大農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投資力度，改變政府基礎(chǔ)設(shè)施供給“城市偏向”。加強(qiáng)“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”下農(nóng)村通訊基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)力度，構(gòu)建服務(wù)“三農(nóng)”的綜合信息平臺(tái)；提高農(nóng)村路橋建設(shè)的補(bǔ)助力度，重視農(nóng)村道路的養(yǎng)護(hù)管理；推進(jìn)農(nóng)田水利基本建設(shè)，打造高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田示范區(qū)。第三，加大對(duì)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(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)，確保病人及時(shí)報(bào)銷(xiāo)兌現(xiàn)，確保老年居民按時(shí)足額領(lǐng)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(bǔ)助水平，確保弱勢(shì)群體生活水平的提高。

2.完善農(nóng)村財(cái)政支出監(jiān)督管理機(jī)制，提高財(cái)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(dòng)財(cái)政支出報(bào)告制度和專(zhuān)家評(píng)審機(jī)制，將農(nóng)村財(cái)政支出各項(xiàng)目預(yù)算和執(zhí)行情況按規(guī)定期限給予公示，避免重復(fù)建設(shè)和形象工程。第二，健全農(nóng)村財(cái)政資金監(jiān)督管理辦法，對(duì)農(nóng)村財(cái)政資金的預(yù)算申請(qǐng)、用款批復(fù)、資金流轉(zhuǎn)等相關(guān)環(huán)節(jié)提出明確時(shí)限要求，對(duì)財(cái)政支農(nóng)資金使用范圍、績(jī)效考評(píng)、監(jiān)督處罰辦法及相關(guān)部門(mén)權(quán)限等做出明確規(guī)定。

3.推進(jìn)差異化財(cái)政政策，縮小區(qū)域財(cái)力差異。第一，完善政府轉(zhuǎn)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(jìn)一步爭(zhēng)取中央政府在稅收、非稅等收入和財(cái)政支出等方面的優(yōu)惠，提高中央政府對(duì)落后地區(qū)的稅收返還比例，逐步推動(dòng)中央對(duì)中西部不發(fā)達(dá)農(nóng)村地區(qū)實(shí)現(xiàn)“不取多予”政策。另建議中西部落后地區(qū)出臺(tái)《關(guān)于申請(qǐng)中央與XXX省份合力推動(dòng)農(nóng)村改革的方案》，爭(zhēng)取由中央和地方共同承擔(dān)落后地區(qū)的農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)項(xiàng)目。第二，建議健全以中央牽頭的橫向轉(zhuǎn)移支付機(jī)制，推動(dòng)在經(jīng)濟(jì)建設(shè)方面實(shí)現(xiàn)發(fā)達(dá)地區(qū)對(duì)不發(fā)達(dá)地區(qū)的對(duì)口支持，推動(dòng)在跨區(qū)域環(huán)境治理等外部性強(qiáng)項(xiàng)目的補(bǔ)償政策，實(shí)現(xiàn)政府財(cái)政轉(zhuǎn)移支付關(guān)系由以中央和地方兩級(jí)的“縱向模式”向“橫向和縱向并重模式”轉(zhuǎn)變。

［1］Bailey.National Income and the Price Level ［M］.New York：McGraw-Hill，1971.

［2］Tsung-wu，Ho.The Government Spending and Private Consumption a Panel Co integration Analysis ［J］.International Reviewof Economics and Finance. 2001；10（1）：95～108.

［3］Murphy DP.How can Government Spending StimulateConsumption？［J］.Reviewof Economic Dynamics.2015，18（3）：551～74.

［4］楊子暉，政府消費(fèi)與私人消費(fèi)關(guān)系研究：基于面板單位根檢驗(yàn)及面板協(xié)整分析［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2009，（11）：15～23.

［5］申琳，馬丹.政府支出與居民消費(fèi)：消費(fèi)傾斜渠道與資源撤出渠道［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2007，30（11）：73～79.

［6］魏建，楊志明，張廣輝.財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響——基于中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)的分析［J］.農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2011，（11）：45～54.

［7］張攀峰.財(cái)政農(nóng)業(yè)支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響的經(jīng)驗(yàn)分析［J］.財(cái)經(jīng)問(wèn)題研究，2012，（2）：104～109.

［8］紀(jì)江明，趙毅.中國(guó)區(qū)域間農(nóng)村社會(huì)保障對(duì)居民消費(fèi)的影響［J］.中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2013，23 （5）：93～97.

［9］儲(chǔ)德銀，閆偉.地方政府支出與農(nóng)村居民消費(fèi)需求——基于1998～2007年省級(jí)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析［J］.統(tǒng)計(jì)研究，2009，26（8）：38～44.

［10］毛其淋.地方政府財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)村居民消費(fèi)——來(lái)自中國(guó)29個(gè)省市面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］.經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2011，（5）：86～97.

［11］肖立.我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)與收入關(guān)系研究［J］.農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2012，（7）：91～99.

［12］雷雨.中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的量化分析［J］.統(tǒng)計(jì)與決策，2014，（6）：136～137.

［13］ElhorstJ.P，Specification and Estimation of Spatial Panel Data Models［J］.International Regional Science Review.2003，（26）：244～268.

［14］Hausman，Jerry A.Specification Tests in Econometrics［J］.Econometrica，1978，46（6）：1251～1271.

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