李書奎，任金政

中國農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)單一、 基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)不完善、 發(fā)展水平滯后等是制約貧困地區(qū)生產(chǎn)發(fā)展的重要因素[1]，為有效緩解區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不協(xié)調(diào)的問題，自《國家八七扶貧攻堅(jiān)計(jì)劃》實(shí)施以來，國家不僅給予貧困地區(qū)政策支持還提供資金保障，但由于資金投入的碎片化使得涉農(nóng)資金的使用效率大打折扣[2]．加快縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展是統(tǒng)籌城鄉(xiāng)社會發(fā)展，解決區(qū)域發(fā)展不平衡或不充分、 實(shí)現(xiàn)全面建設(shè)小康社會的重要抓手．國務(wù)院辦公廳在2016年4月印發(fā)《關(guān)于支持貧困縣開展統(tǒng)籌整合使用財(cái)政涉農(nóng)資金試點(diǎn)的意見》及2017年12月印發(fā)了《國務(wù)院關(guān)于探索建立涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合長效機(jī)制的意見》，其核心內(nèi)容為涉農(nóng)資金配置主體及方式的變化，將涉農(nóng)資金整合的審批權(quán)限等下放到貧困縣，由過去的“九龍治水”變?yōu)椤岸鄠€(gè)渠道引水、 一個(gè)龍頭放水”的發(fā)展模式，通過進(jìn)一步完善政策措施支持貧困縣把相關(guān)涉農(nóng)資金捆綁集中使用，不斷提升涉農(nóng)資金使用效益．涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合改變了扶貧資金?？顚Ｓ玫募s束，不僅是我國打贏脫貧攻堅(jiān)的現(xiàn)實(shí)需求，還是我國政府財(cái)政結(jié)構(gòu)調(diào)整及改革的一次重要嘗試，對于持續(xù)發(fā)揮其在鄉(xiāng)村振興中的支撐作用具有重要意義．

從已有研究來看，國內(nèi)外相關(guān)研究文獻(xiàn)主要?dú)w納為2個(gè)方面： ① 扶貧政策對于縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的研究，由于我國的貧困具有區(qū)域差異性，而政策及區(qū)位是影響西部地區(qū)貧困的重要因素[3]．為有效緩解貧困，國家逐步加大對于貧困地區(qū)的支持力度，特別是加大扶貧資金向西部山區(qū)、 少數(shù)民族縣及邊區(qū)縣的傾斜力度[4]．國家在提供財(cái)政支持的同時(shí)，也出臺了相關(guān)政策保障，如連片山區(qū)扶貧政策及建立扶貧改革試驗(yàn)區(qū)等[5]，實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)扶貧政策的實(shí)施對片區(qū)內(nèi)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及居民存款水平均具有正向促進(jìn)作用，進(jìn)一步強(qiáng)化了精準(zhǔn)扶貧、 精準(zhǔn)施策的重要性[6]．② 部分學(xué)者對于涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合實(shí)施情況的研究，由于該政策實(shí)施較晚，對于相關(guān)的研究主要集中于定性方面，如對黑龍江等地區(qū)在實(shí)施過程中存在不同部門之間整合不通暢、 協(xié)調(diào)難度大等問題，在分析的基礎(chǔ)上通過進(jìn)一步規(guī)范資金整合范圍、 加強(qiáng)部門之間協(xié)調(diào)等途徑予以解決[7]．僅部分學(xué)者對政策實(shí)施效果進(jìn)行定量分析，王曉輝等[8]采用DEA(Data Envelopment Analysis)模型對河北省涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合效率進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)整體效率較高，但部分縣(區(qū))仍有進(jìn)一步的完善空間．薛連萍[9]以層次分析法構(gòu)建涉農(nóng)部門監(jiān)管情況的績效評價(jià)體系，并對體系中可能存在的問題進(jìn)行分析，為不斷完善我國現(xiàn)有的政策體系提供借鑒．

通過梳理發(fā)現(xiàn)，已有文獻(xiàn)中大多數(shù)基于定性方法對涉農(nóng)資金整合實(shí)施過程中存在的問題進(jìn)行分析并提出相應(yīng)的優(yōu)化建議，少量學(xué)者從定量的視角構(gòu)建績效評價(jià)體系并對整合效率進(jìn)行分析，而縣域是各項(xiàng)扶貧政策實(shí)施的主要參與者及執(zhí)行者，與涉農(nóng)資金的整合及使用緊密聯(lián)系．本文以1 066個(gè)縣2013-2018年數(shù)據(jù)為研究樣本(505個(gè)貧困縣，561個(gè)非貧困縣)，通過雙差分模型探究政策實(shí)施對縣域經(jīng)濟(jì)的影響效果，以期為后續(xù)相關(guān)財(cái)政政策的制定及優(yōu)化、 實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展目標(biāo)奠定堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)．

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 理論分析及研究假說

① 從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來看，由于缺乏完善的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，貧困縣的經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍以傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)為支撐，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)較為單一．由于傳統(tǒng)生產(chǎn)技術(shù)效率較低，生產(chǎn)水平提升速度緩慢，導(dǎo)致貧困地區(qū)收入水平低下[10]．② 從資本形成視角來看，貧困地區(qū)居民收入水平有限，大部分收入用于日常生活消費(fèi)支出，低儲蓄率會進(jìn)一步導(dǎo)致生產(chǎn)資本不足進(jìn)而難以實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展[11]．③ 從縣域經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)來看，由于貧困縣產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平相對滯后，使得產(chǎn)業(yè)稅收等財(cái)政收入大幅減少，難以滿足基礎(chǔ)設(shè)施完善等財(cái)政支出的需求，往往依靠財(cái)政支持來扭轉(zhuǎn)入不敷出的局面，從而制約了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的發(fā)展，并造成經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“惡性循環(huán)”[12]．

涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合政策的實(shí)施，是國家為貧困縣發(fā)展提供資金及政策支持的重要體現(xiàn)，通過對不同類型的資金進(jìn)行整合，既是提高資金整合規(guī)模、 安全運(yùn)營的迫切需求，又是推進(jìn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展、 優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的重要舉措，也是完善基礎(chǔ)設(shè)施和實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的客觀要求[13]．① 在現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展模式下，涉農(nóng)資金包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展、 農(nóng)業(yè)開發(fā)補(bǔ)助、 農(nóng)村綜合改革等20余類資金，資金種類多、 規(guī)模小是涉農(nóng)資金使用過程中面臨的短板問題，而涉農(nóng)資金整合政策的實(shí)施可將資金進(jìn)行規(guī)模化整合，既能提升資金使用效率又能保障資金使用安全[14]．② 集中涉農(nóng)資金支持貧困縣用于培育和發(fā)展壯大特色產(chǎn)業(yè)，可以集中優(yōu)勢資源拓寬產(chǎn)業(yè)發(fā)展的“廣度”與“深度”，進(jìn)而優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，實(shí)現(xiàn)多產(chǎn)業(yè)的融合發(fā)展．③ 整合涉農(nóng)資金重點(diǎn)是完善“村村通”公路、 水電網(wǎng)等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，發(fā)揮資金數(shù)量優(yōu)勢，通過乘數(shù)效應(yīng)間接帶動相關(guān)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出增長，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展[15]．④ 通過基礎(chǔ)設(shè)施完善，有利于改善當(dāng)?shù)赝顿Y環(huán)境，吸引區(qū)外投資者投資，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)本地資本、 居民儲蓄的積累，并轉(zhuǎn)化為投資資本實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)的持續(xù)發(fā)展[16]．

涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合政策的實(shí)施，通過集中涉農(nóng)資金優(yōu)勢提升資金使用效率，進(jìn)一步完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，改善當(dāng)?shù)赝顿Y環(huán)境，并通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、 增加資本積累等方式實(shí)現(xiàn)縣域生產(chǎn)發(fā)展效率的提升．但是，政策實(shí)施效用的發(fā)揮是一個(gè)持續(xù)且漫長的過程，通過“循環(huán)累積”效應(yīng)，涉農(nóng)資金政策實(shí)施越久，對縣域經(jīng)濟(jì)的影響效果越深遠(yuǎn)[17]．因此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1： 涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合政策的實(shí)施能夠促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展；

假設(shè)2： 政策存在“累積效應(yīng)”，即政策實(shí)施越久，影響效果越顯著；

假設(shè)3： 政策實(shí)施通過完善基礎(chǔ)設(shè)施、 產(chǎn)業(yè)發(fā)展等途徑促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展．

1.2 模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)涉農(nóng)資金整合對縣域經(jīng)濟(jì)的影響效果，可采用單差法來檢驗(yàn)國定貧困縣在政策實(shí)施前后的變化情況，但國定貧困縣的設(shè)立不滿足隨機(jī)性的假設(shè)，在使用時(shí)可能存在一定的誤差，造成政策實(shí)施效果偏離，因此本文采用雙差分模型來分析政策實(shí)施效果．

依據(jù)雙差分模型可以將樣本劃分為4組： 措施實(shí)施前的實(shí)驗(yàn)組、 措施實(shí)施后的實(shí)驗(yàn)組、 措施實(shí)施前的對照組、 措施實(shí)施后的對照組．構(gòu)建雙差分模型

Yit1=β0+β1policyit+β2timeit+β3didit+β4Xit+εit

(1)

式(1)Yit1表示被解釋變量，包括樣本縣GDP對數(shù)及人均GDP對數(shù)，β1表示在不同時(shí)期政策policyit對被解釋變量的作用效果，β2表示時(shí)間變量timeit對被解釋變量的作用效果，β3代表涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合政策實(shí)施的差分效果(即didit=policyit×timeit)，Xit表示其他控制變量，εit表示誤差項(xiàng)．

貧困縣涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合政策的實(shí)施通過規(guī)模化運(yùn)營，進(jìn)一步提升了財(cái)政資金的使用效率．從2016年實(shí)施以來貧困縣整合資金的規(guī)模逐年遞增，由于政策實(shí)施對于貧困縣經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響作用需要一定時(shí)間，從短期來看政策實(shí)施是貧困縣經(jīng)濟(jì)發(fā)展、 順利完成脫貧攻堅(jiān)任務(wù)的重要抓手； 從長期來看，涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合是財(cái)政扶貧資金管理改革的一個(gè)重要窗口，借助各項(xiàng)政策實(shí)現(xiàn)貧困縣產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，不斷提高生產(chǎn)效率，通過“累積循環(huán)”效應(yīng)持續(xù)改善縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展[18]．因此，可預(yù)測涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合政策實(shí)施時(shí)間越久，對于縣域經(jīng)濟(jì)的影響效果越顯著．本文通過以下模型驗(yàn)證政策實(shí)施的動態(tài)滯后效應(yīng)．

Yit2=β0+βipolicy×Ti+βitcontrol+εit

(2)

式(2)中Yit2表示被解釋變量，βi表示政策實(shí)施的動態(tài)效果(即在不同時(shí)期Ti政策policyit的效果)，其中Ti表示政策實(shí)施后第i年(i=1，2，3)，βit表示各控制變量Xit的回歸系數(shù)，εit表示誤差項(xiàng)(Yit1與Yit2通過不同途徑達(dá)到同樣效果)．

財(cái)政扶貧資金是涉農(nóng)資金的重要組成部分，實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展是其主要目的．統(tǒng)籌整合的涉農(nóng)資金并不僅限于農(nóng)業(yè)使用，還包括社會保障、 公共基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、 教育改善等方面，通過改善公路等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)增加固定資產(chǎn)投資，并通過完善基礎(chǔ)設(shè)施實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，進(jìn)一步實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)效率的提升； 再通過政策整合，實(shí)現(xiàn)對當(dāng)?shù)亟逃?醫(yī)療等條件的改善，進(jìn)一步吸引外地投資者，支持本地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，對于企業(yè)而言完善的基礎(chǔ)設(shè)施也可以進(jìn)一步減小企業(yè)運(yùn)營成本，使企業(yè)有充足的資金進(jìn)行規(guī)?；?jīng)營[15]．為進(jìn)一步分析涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合實(shí)施對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響機(jī)制，構(gòu)建如下模型．

Controlit=β0+βit×policy×Ti+εit

(3)

式(3)中βit表示政策實(shí)施對于各控制變量的影響效果，εit表示誤差項(xiàng)．

1.3 數(shù)據(jù)及變量選取

1.3.1 數(shù)據(jù)來源

根據(jù)國家貧困縣統(tǒng)籌整合的相關(guān)要求，基于數(shù)據(jù)可獲得性，選取1 066個(gè)縣2013-2018年相關(guān)數(shù)據(jù)作為研究樣本(由于國家在2012年調(diào)整貧困縣名單，因此以調(diào)整后的為準(zhǔn))，其中實(shí)驗(yàn)組包括505個(gè)國定貧困縣，561個(gè)非國定貧困縣為對照組，將2016-2018年作為政策實(shí)施期．各縣域的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于EPS(Economy Prediction System)全球統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫、 國務(wù)院發(fā)展研究中心信息網(wǎng)及各縣域統(tǒng)計(jì)年鑒，統(tǒng)籌整合資金額來源于課題組從各省政府門戶網(wǎng)站手動搜索的數(shù)據(jù)．

1.3.2 變量選取

因變量．參考王婧等[19]、 張國建等[20]、 文雁兵等[21]關(guān)于縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的研究，選取樣本縣實(shí)際生產(chǎn)總值對數(shù)及人均生產(chǎn)總值對數(shù)來度量縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平．自變量．政策實(shí)施虛擬變量 ，即政策實(shí)施虛擬變量與時(shí)間虛擬變量的交互項(xiàng)，實(shí)施統(tǒng)籌整合的國定貧困縣則賦政策變量為1，其余樣本縣賦值為0； 2016年以后(包含2016年)則賦時(shí)間虛擬變量為1，其余為0．

控制變量．為盡量消除內(nèi)生性問題造成的影響，在選取控制變量時(shí)參照黃志平[1]、 肖建華等[22]的研究，主要包括以下3個(gè)方面： ① 反映各縣產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀，一般而言產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是影響縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越高級，對縣域經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用越明顯，選取第一產(chǎn)業(yè)增加值、 第二產(chǎn)業(yè)增加值分別占該年度縣域生產(chǎn)總值的比例及城鎮(zhèn)化率、 人均農(nóng)業(yè)機(jī)械動力； 由于規(guī)模效應(yīng)的影響效果，選取規(guī)模以上工業(yè)生產(chǎn)總值占該年度縣域?qū)嶋H生產(chǎn)總值的比例．② 反映該縣的資本積累情況，一般而言資本積累對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有正向促進(jìn)作用，因此選取該縣固定資產(chǎn)投資、 居民年末儲蓄存款余額、 年末金融機(jī)構(gòu)貸款余額分別占該縣實(shí)際生產(chǎn)總值的比例．③ 反映樣本縣財(cái)政收支情況，合理的財(cái)政收支制度為政府部門的正常運(yùn)轉(zhuǎn)、 實(shí)現(xiàn)當(dāng)?shù)毓彩聵I(yè)的發(fā)展提供了保障作用，因此采用樣本縣地方財(cái)政一般預(yù)算收入、 一般預(yù)算支出分別占該縣的實(shí)際生產(chǎn)總值比例來衡量縣域的收支情況．各變量定義及描述統(tǒng)計(jì)如表1所示．

表1 各變量定義及描述統(tǒng)計(jì)

1.3.3 變量描述

由表1可知，通過對1 066個(gè)縣域相關(guān)指標(biāo)統(tǒng)計(jì)描述發(fā)現(xiàn)，各變量的標(biāo)準(zhǔn)差較小，即樣本縣的指標(biāo)變化較小．在各縣產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)中，第一產(chǎn)業(yè)增加值占生產(chǎn)總值比例最大值為0.512，最小值僅為0.01，平均值為0.302，平均水平顯著低于第二產(chǎn)業(yè)增加值占當(dāng)年GDP的比例，說明在某些縣域第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展要略優(yōu)于第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r．在各縣資本積累指標(biāo)中，固定資產(chǎn)投資占各縣生產(chǎn)總值比例的平均值為0.658，最小值僅為0.02，最大值為4.86，說明一定比例的縣域中固定資產(chǎn)投資仍是其發(fā)展的方向．

2 實(shí)證分析

2.1 涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的平均效果

為進(jìn)一步驗(yàn)證涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合實(shí)施對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響效應(yīng)，采用式(1)的雙差分模型以各縣的生產(chǎn)總值對數(shù)(lngdp)及人均生產(chǎn)總值對數(shù)(lngdpper)作為因變量，以各樣本縣是否實(shí)施涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合作為自變量進(jìn)行分析(表2)．

表2 涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的平均效果

其中，第2列及第3列表示對人均生產(chǎn)總值對數(shù)進(jìn)行回歸的結(jié)果，第4列及第5列表示對各縣生產(chǎn)總值的對數(shù)進(jìn)行回歸的結(jié)果．從整體來看，在回歸中不管是否加入控制變量，涉農(nóng)資金整合政策實(shí)施對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展均具有正向促進(jìn)作用，并且在p<1%水平差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義．在加入控制變量時(shí)，管理政策實(shí)施對縣域人均生產(chǎn)總值對數(shù)和生產(chǎn)總值對數(shù)的作用效果分別為13.9%和18.0%； 在未加入控制變量時(shí)，管理政策實(shí)施對縣域人均生產(chǎn)總值對數(shù)和生產(chǎn)總值對數(shù)的作用效果分別為14.2%和18.3%，這表明涉農(nóng)資金整合政策的實(shí)施對縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有正向促進(jìn)作用，假設(shè)1得以驗(yàn)證．

通過進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)在回歸過程中各控制變量的影響效果，第一產(chǎn)業(yè)增加值占縣域生產(chǎn)總值的比例越高，越阻礙縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，這可能是政策實(shí)施后第一產(chǎn)業(yè)的增長速度要低于縣域生產(chǎn)總值的增長速度所致．相反，第二產(chǎn)業(yè)增加值占縣域生產(chǎn)總值的比例越高，對縣域經(jīng)濟(jì)的正向促進(jìn)作用越顯著，說明涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合政策的實(shí)施可通過整合資金實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越高級對縣域經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用就越明顯．資金整合的規(guī)模越大，固定資產(chǎn)投資占生產(chǎn)總值的比例越高，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)就更加完善，對于外區(qū)企業(yè)的吸引力就越大，城鎮(zhèn)化的發(fā)展速度就越快，進(jìn)而通過乘數(shù)效應(yīng)帶動產(chǎn)業(yè)發(fā)展，則固定資產(chǎn)投資轉(zhuǎn)化為縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動力就愈加顯著．在一般預(yù)算收入及支出占生產(chǎn)總值比例指標(biāo)中，涉農(nóng)資金整合政策的實(shí)施對于縣域生產(chǎn)總值的促進(jìn)作用不太明顯，可能是部分縣域的財(cái)政收支難以滿足當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的需求，因此需要拓寬資金來源渠道實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展．年末金融機(jī)構(gòu)貸款余額及規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)總值占縣域生產(chǎn)總值的比例對于縣域經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用效果有限，說明整合資金規(guī)?；?yīng)需要較長的轉(zhuǎn)化過程．

2.2 涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合實(shí)施對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動態(tài)效果

表2中列出了涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合實(shí)施對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的平均效果，但政策實(shí)施對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的持續(xù)推動作用研究略顯不足．為驗(yàn)證政策實(shí)施的動態(tài)效果，本文分別對政策實(shí)施后的第1、 第2、 第3期進(jìn)行回歸(表3)．

表3 涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合實(shí)施對縣域經(jīng)濟(jì)影響的動態(tài)效應(yīng)

通過表3分析發(fā)現(xiàn)，政策實(shí)施對人均生產(chǎn)總值的增長具有正向促進(jìn)作用，并且隨著實(shí)施時(shí)間的推移，其作用效果愈加顯著； 在政策實(shí)施當(dāng)期，平均作用效果為7.95%(平均作用效果7.95%為表3中8.39%和7.6%的平均值，下同)，在政策實(shí)施的第2期、 第3期平均作用效果分別為12.6%，17.70%，且結(jié)論分別在p<5%或p<1%水平差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義．同樣，政策實(shí)施對縣域生產(chǎn)總值的促進(jìn)作用相似，并且隨著時(shí)間的推移，作用效果愈加明顯，政策實(shí)施的平均累積效應(yīng)分別為9.95%，15.80%和21.15%．涉農(nóng)資金的統(tǒng)籌整合政策實(shí)施可以有效擺脫縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的惡性循環(huán)，通過政策實(shí)施的累積效應(yīng)，對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響效果更加顯著，假設(shè)2得以驗(yàn)證．

2.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2.3.1 平行趨勢檢驗(yàn)

影響縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的因素較多，為有效降低其他因素對因變量的影響效果，對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行平行趨勢檢驗(yàn)，根據(jù)肖建華等[22]的研究進(jìn)行反事實(shí)平行趨勢檢驗(yàn)，Beforei表示政策實(shí)施前的第1年、 第2年，Current表示政策實(shí)施當(dāng)年，Afteri分別表示政策實(shí)施后的第1年、 第2年，假定2016年實(shí)施涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合政策，則統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表4所示．

表4 平行趨勢檢驗(yàn)

通過表4分析發(fā)現(xiàn)，在政策實(shí)施前2年的效果均不顯著，無論是否對控制變量進(jìn)行回歸，其結(jié)果差異較?。邔?shí)施當(dāng)年具有正向促進(jìn)作用，且隨著實(shí)施時(shí)間的推移，政策實(shí)施的動態(tài)效果愈加明顯．一方面說明在對相關(guān)變量進(jìn)行控制的基礎(chǔ)上政策實(shí)施效果的研究具有代表性； 另一方面說明在政策實(shí)施之前，實(shí)驗(yàn)組與對照組之間差異不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，即滿足平行趨勢假設(shè)檢驗(yàn)，得到政策實(shí)施效果的系數(shù)具有無偏性．

2.3.2 PSM-DID穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步驗(yàn)證結(jié)論的穩(wěn)健性，采用一對一最近鄰匹配后進(jìn)行雙差分分析，分析結(jié)果再次驗(yàn)證了前述結(jié)論．涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合實(shí)施對縣域生產(chǎn)總值對數(shù)及人均生產(chǎn)總值對數(shù)均具有正向促進(jìn)作用，對人均生產(chǎn)總值對數(shù)的影響在控制相關(guān)變量及未控制相關(guān)變量的情況下結(jié)果均在p<1%水平差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，在T1期的平均作用效果為15.70%，在T2，T3期的平均作用效果分別為20.35%，28.45%，并且隨著時(shí)間的推移，作用效果越顯著．同樣，在生產(chǎn)總值對數(shù)的回歸中，結(jié)果依舊在p<1%水平差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，并且存在政策累積效應(yīng)(表5)．

表5 采用PSM-DID匹配穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2.3.3 變量替換穩(wěn)健性檢驗(yàn)

通過變量替換的方法再次驗(yàn)證結(jié)論的穩(wěn)健性，使用各縣域統(tǒng)籌整合資金的對數(shù)作為自變量，人均生產(chǎn)總值對數(shù)及縣域生產(chǎn)總值對數(shù)作為因變量，分別在控制相關(guān)變量及未控制的情況下進(jìn)行回歸(表6)．涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合對2個(gè)因變量均具有正向促進(jìn)作用，作用效果的平均效應(yīng)分別為1.25%和1.55%，略低于前述政策實(shí)施結(jié)論，但結(jié)論均在p<1%水平差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，通過替換自變量的方法進(jìn)一步驗(yàn)證了政策實(shí)施的效果，之前的結(jié)論依舊有效．

表6 變量替換穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2.4 影響機(jī)制分析

通過上述分析發(fā)現(xiàn)，涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合能夠促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，并且政策實(shí)施過程中存在一定的累積效應(yīng)，即政策實(shí)施越久，作用效果越顯著．為了進(jìn)一步分析政策實(shí)施的作用途徑，了解涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合影響縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用機(jī)制，使用式(3)進(jìn)行分析，結(jié)果如表7所示．Policy*Ti表示政策實(shí)施第i年后的影響效果(i=1，2，3)．

在第2列中政策實(shí)施對第一產(chǎn)業(yè)占縣域生產(chǎn)總值的比例進(jìn)行回歸，系數(shù)為負(fù)，并且分別在p<10%和p<5%水平差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，即政策實(shí)施對第一產(chǎn)業(yè)的作用效果有限，涉農(nóng)統(tǒng)籌整合的資金并非僅限于農(nóng)業(yè)發(fā)展，公共品建設(shè)也是資金的主要投向，但隨著政策的實(shí)施，這種抑制作用呈現(xiàn)出衰減的趨勢．第3列可看出，政策實(shí)施對于第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展的平均促進(jìn)作用效果為0.045，且均在p<5%和p<1%水平差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，并且存在一定的滯后效應(yīng)，隨著政策實(shí)施時(shí)間的推移，作用效果愈加顯著，再次說明統(tǒng)籌整合政策的實(shí)施可在資金優(yōu)勢完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的同時(shí)，通過乘數(shù)效應(yīng)帶動產(chǎn)業(yè)發(fā)展．第4列表明政策實(shí)施對固定資產(chǎn)投資占縣域生產(chǎn)總值比例的影響效果，平均作用效果為7.4%，從表2中可看出固定資產(chǎn)投資對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有正向促進(jìn)作用，而實(shí)施涉農(nóng)資金整合又可以促進(jìn)固定資產(chǎn)的投資，形成良性循環(huán)．第5列第6列表明政策實(shí)施對各縣域預(yù)算收入、 預(yù)算支出占生產(chǎn)總值比例的影響效果，總體來看，涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合在增加一般預(yù)算支出的同時(shí)會促進(jìn)一般預(yù)算收入的增長．而從表2可以看出，一般預(yù)算收入和一般預(yù)算支出對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用效果有限，說明統(tǒng)籌整合政策的實(shí)施可以促進(jìn)縣域財(cái)政一般預(yù)算收入的增長，但預(yù)算支出轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的機(jī)制還有待進(jìn)一步完善，加以轉(zhuǎn)化．第7列表示政策實(shí)施與城鎮(zhèn)化率之間的關(guān)系，結(jié)果表明涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合可促進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程，而城鎮(zhèn)化水平又會進(jìn)一步促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展．從第8列可以看出，涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合實(shí)施會降低當(dāng)?shù)鼐用竦膬π钯Y金額，但隨著時(shí)間推移反向抑制的作用效果變?nèi)酰ㄟ^表2可知儲蓄額與縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間呈現(xiàn)出逆向變化，說明部分縣域投資環(huán)境、 投資水平有待進(jìn)一步提升，使居民銀行儲蓄轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動力還有待進(jìn)一步激發(fā)．第9列顯示了政策實(shí)施與年末金融機(jī)構(gòu)貸款之間的關(guān)系，結(jié)果均為正，且分別在p<5%及p<10%水平差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，并且隨著政策實(shí)施，影響效果逐漸遞增．第10列顯示了政策實(shí)施與規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)總值之間的關(guān)系，總的來看，平均作用效果為7.13%，并且隨著時(shí)間的推移，政策實(shí)施的效果影響愈加強(qiáng)烈．涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合實(shí)施通過完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、 提高固定資產(chǎn)投資、 加快城鎮(zhèn)化進(jìn)程等舉措，改善投資環(huán)境優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，使得假設(shè)3得以驗(yàn)證．

表7 涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合實(shí)施對縣域經(jīng)濟(jì)的影響機(jī)制分析

3 結(jié)論與討論

3.1 結(jié) 論

本文采用1 066個(gè)縣2013-2018年的相關(guān)數(shù)據(jù)為研究樣本，通過雙差分模型分析涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合實(shí)施對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響效果．結(jié)果顯示： ① 涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合實(shí)施可以促進(jìn)縣域生產(chǎn)總值及人均生產(chǎn)總值對數(shù)的增長，平均作用效果分別為18.15%和14.05%； ② 隨著政策實(shí)施時(shí)間的推移，正向作用效果越顯著，對縣域生產(chǎn)總值、 人均生產(chǎn)總值對數(shù)的平均作用效果分別為15.63%，12.75%； ③ 通過對涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合政策實(shí)施的影響機(jī)制進(jìn)行分析，得出涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合主要通過完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、 改善投資環(huán)境、 優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、 加快城鎮(zhèn)化進(jìn)程等舉措促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展．

3.2 討 論

1) 由于涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合政策的實(shí)施可促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平，因此一方面要統(tǒng)一思想認(rèn)識，持續(xù)推進(jìn)涉農(nóng)資金統(tǒng)籌整合政策實(shí)施，通過“化零為整”的方式，激發(fā)政策實(shí)施的累積效應(yīng)； 另一方面要加大對于固定資產(chǎn)的投資力度，完善基礎(chǔ)設(shè)施等舉措，通過乘數(shù)效應(yīng)帶動產(chǎn)業(yè)發(fā)展，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化．通過積極發(fā)揮財(cái)政職能作用，穩(wěn)步推進(jìn)脫貧攻堅(jiān)與鄉(xiāng)村振興的有效銜接．

2) 雖然各縣的財(cái)政預(yù)算收支水平、 金融機(jī)構(gòu)的貸款水平等指標(biāo)對于縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響效果有限，但通過影響機(jī)制分析，發(fā)現(xiàn)統(tǒng)籌整合政策的實(shí)施可顯著影響預(yù)算收支水平及企業(yè)和金融機(jī)構(gòu)的融資發(fā)展水平．相關(guān)部門可出臺激勵政策，激發(fā)居民儲蓄、 金融機(jī)構(gòu)貸款轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動力，進(jìn)而貫通融資轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的機(jī)制，通過財(cái)政供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，提升縣域財(cái)政水平實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展．