一、引言

发展壮大农村集体经济是实现乡村全面振兴和农业农村现代化的重要抓手，国家出台了一系列旨在发展壮大农村集体经济的政策文件。2007年出台的《农业部关于稳步推进农村集体经济组织产权制度改革试点的指导意见》提出，“逐步建立起适应社会主义市场经济的农村集体经济组织运营机制和分配机制，增强集体服务功能，提高管理水平，促进农民增收、农村社会和谐、集体经济可持续发展”。2016年印发的《中共中央国务院关于稳步推进农村集体产权制度改革的意见》进一步明确了“探索农村集体所有制有效实现形式”的改革方向，“逐步构建归属清晰、权能完整、流转顺畅、保护严格的中国特色社会主义农村集体产权制度”。2022—2025年的中央“一号文件”均提出，探索发展新型农村集体经济。中央和地方政府加大了农村集体经济发展专项资金的投入力度，农村集体经济发展取得明显成效。根据历年的《中国农村经营管理统计年报》《中国农村政策与改革统计年报》，2011—2020年，全国村均财政转移支付金额由8.6万元增加至32.1万元，年均增长15.8%。截至2022年底，全国农村集体经济组织账面资产达9.1万亿元，农村集体经济组织总收入达6711.4亿元，向村集体成员分红790.7亿元。

财政支农项目是财政资源进入乡村的主要方式之一，在促进农村集体经济组织（以下简称“集体经济组织”）增收方面发挥了重要作用。但在具体实践中，由于财政资金配置不合理、利用效率较低等原因，财政对集体经济组织增收的带动作用可能不突出。部分村庄将财政支农项目资金用于集体经济组织的日常运行（夏柱智，2021）。多数村庄的集体经济组织收入增长依赖于财政资金以变通方式转化为集体经济组织账面收入，财政资金并未真正提升集体经济组织的市场化经营能力，未能从根本上化解集体经济组织发展困境。根据《中国农村政策与改革统计年报2022》，截至2022年，全国仍有22.2%的集体经济组织没有经营性收益，21.6万个集体经济组织的年经营性收益不足5万元，大量村庄无稳定收入。在此背景下，探讨如何优化财政支农资源配置方式、激发集体经济组织内生发展动力，对促进集体经济组织增收、实现乡村全面振兴和共同富裕，具有重要现实意义。

既有文献就财政支农项目实施对集体经济组织的影响进行了大量研究，主要包括作用意义、实践困境和制度优化三个方面。在作用意义方面，学术界普遍认为，财政支持对集体经济组织发展具有不可替代的促进作用（Ram,1989；张忠根和李华敏，2007）。针对集体经济组织普遍存在的物质资本匮乏、内生动力不足和组织功能弱化等问题（肖红波和陈萌萌，2021），财政支农项目能够为集体经济组织发展提供“第一桶金”（Anderson and Khambata,1982；徐冠清和余劲，2023），通过缓解资金约束、提高资产存量、激活生态资源等方式（李萍和王军，2018；张应良和徐亚东，2019；朱竑等，2023），为集体经济组织发展奠定资源基础。在实践困境方面，现有研究揭示了财政支农项目实施过程中的诸多矛盾。财政支农项目在资源配置方面存在项目同质化、供需错配和短期绩效导向等问题（周雪光，2015；夏柱智，2021）；在实施过程方面存在组织制度不完善、管理者能力有限、“精英俘获”和资源依赖等问题（李韬等，2021；向良云，2023）。这些结构性矛盾不仅降低了财政资金的配置效率，还可能负向影响集体经济组织的自主发展能力。在制度优化方面，学者主要围绕涉农资金整合、项目管理分权、监管机制完善和产权制度改革等方面（李祖佩和钟涨宝，2015；张浩等，2021；万俊毅和潘展弘，2023），探讨如何提升财政支农项目供给效率、增强集体经济组织资源利用能力，从而强化财政支农项目带动集体经济组织增收的作用。

现有研究成果丰富，但存在一定局限性。第一，对不同类型财政支农项目的异质性影响关注不足。现有文献普遍采用财政资金总量、项目资金总额等指标衡量财政支农情况（郭玲和迟舒桐，2023；徐冠清和余劲，2023），未能有效区分不同类型财政支农项目的差异化作用。事实上，由于资金分配原则、资源提供方式和使用方向的差异，不同类型财政支农项目对集体经济组织收入的影响路径与效果存在显著差异。第二，对财政支农项目组合的协同效应关注不足。虽然已有学者注意到财政支农资金整合能促进集体经济组织发展（张彬和熊万胜，2020；万俊毅和潘展弘，2023），但不同类型财政支农项目如何组合以实现项目间的协同增收，还有待深入探究。第三，对财政支农项目的空间溢出效应关注不足。当前研究多关注财政支农项目对单个集体经济组织的影响，未能突破村庄的行政边界，从空间视角探讨财政支农项目对周边集体经济组织收入的溢出效应。一方面，财政支农项目的辐射半径常超越行政边界，通过要素流动、产业关联等渠道产生空间外溢效应；另一方面，目前乡村经济发展有跨村组团发展的新趋势，财政支农项目对周边村庄的带动辐射作用可能会凸显。而现有研究难以准确评估财政支农项目在区域尺度上的整体经济效益。

因此，本文以浙江省杭州市临安区集体经济组织发展实践为例，构建2019—2022年289个行政村的平衡面板数据，使用双向固定效应模型分析不同类型财政支农项目实施对集体经济组织收入的差异化影响，并进一步探讨不同项目组合的协同增收效应以及对周边集体经济组织收入的空间溢出效应。本文的研究贡献主要体现在两个方面：一是分析不同类型财政支农项目促进集体经济组织增收的效果差异，并从协同视角探讨财政支农项目之间的协同增收效应，为财政支农项目优化和效率提升的相关研究提供新认识；二是突破以往单一村庄的分析视角，从空间角度实证验证财政支农项目实施的溢出效应，为区域协同发展政策的制定提供科学参考，对推进多村联动发展具有现实指导意义。

二、理论分析与研究假说提出

（一）财政支农项目的实施方式

财政支农资金主要以项目制形式进入乡村（折晓叶和陈婴婴，2011）。分税制改革后，项目制逐渐成为财政支农的核心运作模式（焦长权，2019）。项目制包含三个关键环节：一是政府部门“发包”。“发包”是上级政府发布各类财政支农项目的申报指南，基层政府根据申报指南向上申报项目。这种自上而下的资源分配方式，既确保国家政策贯彻，又保障上级部门的监管权威。二是基层政府“打包”。“打包”是基层政府对各类财政支农项目和地方配套项目进行捆绑、整合，将其重新组合为综合性项目包。这种做法实现了政策与地方发展需求的有机衔接。三是村庄“抓包”。“抓包”是各行政村把握政策要求，积极争取上级的财政支农项目。这种半竞争性的资源获取方式，既为村庄发展提供外部资源支持，又在客观上推动村庄差异化发展。

随着乡村全面振兴的推进和财政支农政策体系的完善，财政支农项目在配置机制、支持重点、政策导向等方面逐步转型。首先，在项目配置机制方面，财政支农项目呈现竞争性增强与整合性提升的双重趋势。一方面，项目分配模式由普惠性向竞争性转变，项目申报的遴选标准日趋严格；另一方面，政府在项目设计中更加注重顶层规划与基层需求的有机衔接，通过“大专项+任务清单”等模式强化涉农资金统筹整合，提升财政资源的配置效率（万俊毅和潘展弘，2023）。其次，在支持重点方面，财政支农项目由单一经济导向向多元价值平衡转变。早期的财政支农项目侧重乡村基础设施建设和产业发展，后逐步转向生态治理、绿色发展和资源可持续利用。这种转变体现了“绿水青山就是金山银山”的发展理念，推动乡村生产、生活和生态空间的协同优化。最后，在政策导向方面，财政支农项目从外部输血向内生发展转变。财政支农项目更加注重发挥杠杆作用：一是吸引社会资本等市场要素向乡村集聚，激活村庄内生发展动力；二是突破传统行政边界，鼓励跨村域“组团发展”，构建区域发展共同体。这种方式既避免了项目重复建设造成的资源浪费，又通过产业协作和优势互补放大了财政资金的乘数效应。

（二）财政支农项目实施促进集体经济组织增收的理论分析

本文基于财政支农项目的政策目标与资金投向等，借鉴既有研究成果（邓卫平和侯俊军，2015；郭玲和迟舒桐，2023）和乡村全面振兴重点任务，将财政支农项目划分为以产业发展为主的项目（以下简称“产业类项目”）、以生态治理为主的项目（以下简称“生态类项目”）、以乡村建设为主的项目（以下简称“建设类项目”）和综合类项目4种。综合类项目具有多重目标，难以归为其他三类项目。各类财政支农项目的具体划分情况如表1所示。

表1 分类型财政支农项目的具体内容

不同类型财政支农项目在实施内容、建设周期、项目绩效等方面存在差异，因此不同类型项目实施对集体经济组织收入的影响可能存在差异。产业类项目以促进乡村产业发展为主要目标，能够直接为集体经济组织发展产业提供资金支持，因此短期内能够显著促进集体经济组织增收。生态类项目和建设类项目以挖掘生态资源价值和改善村庄基础设施条件为主要目标，相较于产业类项目短期内带动集体经济组织增收的效果较弱，但对构建集体经济组织的长效增收机制具有重要作用。综合类项目具有产业发展、生态治理和乡村建设等多重目标，具有显著的协同效应。综合类项目通过资源优化配置和项目作用互补，更全面地促进集体经济组织高质量发展，有利于集体经济组织增收。综上所述，本文提出研究假说1。

H1：财政支农项目实施对集体经济组织增收具有促进作用，不同类型项目对集体经济组织收入的影响存在差异，短期内产业类和综合类项目的增收效果优于建设类和生态类项目。

协同理论指出，系统中不同子系统相互配合，可以推动系统由无序转为有序（哈肯，2018）。子系统之间的协同程度越高，系统发挥的整体效应越强（温美荣和王帅，2021）。在实践中，村庄获得的财政支农项目虽然来自政府的不同部门，但财政支农项目并非相互独立，而是共同优化村庄发展环境、促进集体经济组织发展。

产业类、建设类和生态类项目通过资源整合与优势互补，能够突破单一项目的发展局限，产生“1+1>2”的协同增收效应。首先，产业类项目能够直接增加集体经济组织收入，并为村庄基础设施建设、公共服务供给、生态环境治理提供资金支持，促进村庄生态资源开发和基础设施完善，夯实农村集体经济可持续发展的基础。其次，生态类项目在美化村庄人居环境的同时，有助于村庄文旅观光等多业态融合发展，挖掘生态资源的经济价值，从而促进农村集体经济多元化发展。最后，建设类项目能够提升村庄基础设施水平，完善村庄产业配套服务体系，优化村庄发展环境，为产业发展和生态资源开发提供坚实的物质基础。项目实施能够形成不少固定资产，显著增加集体经济组织的资产存量（靳永广，2023）。产业类项目、生态类项目和建设类项目能够协同推进集体经济组织物质资本积累，促进经营环境优化和新型业态培育，从而促进集体经济组织增收。综上所述，本文提出研究假说2。

H2：产业类、生态类、建设类项目之间存在协同增收效应，其协同增收效果显著强于单个项目的增收效果。

从空间视角来看，村庄发展存在空间依赖性，这使得财政支农项目的实施效果可能超越行政边界，对周边村庄发展产生溢出效应。首先，财政支农项目具有辐射效应。财政支农项目可通过要素流动、产业关联等渠道惠及周边村庄，产生正外部性。例如，农机服务、农产品加工中心等项目可通过扩展服务半径，带动周边村庄农业生产效率提升；文旅融合、村落景区等项目能通过客流共享，促进周边村庄的农产品销售和乡村旅游业发展。其次，典型村庄发展具有示范效应。获得财政支农项目的村庄所探索创新的发展模式，会通过政策观摩、经验交流等正式或非正式渠道向周边村庄扩散。这种示范效应不仅降低了邻近村庄的制度学习成本，而且通过“干中学”机制提升了区域整体的财政资金使用效率。最后，联村发展具有强化效应。随着“片区组团”“抱团取暖”等新型农村集体经济发展模式不断涌现（郝文强等，2022），村庄通过建立制度化的合作平台，实现生产要素的跨村优化配置。这种协同发展不仅产生规模经济效应，而且通过风险分担机制增强了集体经济组织的抗风险能力，从而放大财政支农项目的区域带动效果。综上所述，本文提出研究假说3。

H3：财政支农项目实施对邻近村庄的集体经济组织收入具有正向空间溢出效应。

三、研究设计

（一）数据来源

本文选取浙江省杭州市临安区作为研究区域，主要有以下3点考虑：第一，该地区集体经济组织发展具有典型性。临安区2016年全面完成农村集体资产确权工作，2017年通过开展“村落景区”建设推进全域景区化，2019年开展集体经济组织公司化运营试点。2022年临安区集体经济组织总收入达3.27亿元，经营性收入达2.03亿元，总收入达到80万元且经营性收入达到50万元的集体经济组织占比超80%。全区农村集体经济发展水平居全国前列，可为本文提供较为丰富的素材。第二，该地区获得的财政支农项目较多。根据笔者在临安区的调研，临安区2019—2024年累计投入超30亿元用于生态保护项目，投入超10亿元用于生态旅游建设项目，仅2023年就落地重点农业产业项目23个，建成和美乡村56个。全区获得的财政支农项目的数量和资金规模均位于浙江省前列。同时，临安区还建立了完善的区级财政配套机制，通过设立专项预算资金、建立竞争性项目遴选制度以及创新投资激励机制等方式，提高财政支农项目的资金使用效率。第三，研究团队对临安区财政支农情况进行了多年跟踪调研，系统收集了临安区财政支农项目数据和集体经济组织财务数据，为本文提供可靠的数据支持。

本文采用临安区2019—2022年4期（行政）村级平衡面板数据进行实证分析。研究团队收集了财政支农项目资料、集体经济组织财务和特征资料。其中，财政支农项目资料包括项目申报材料、资金使用明细、效益评估报告等，主要来源于财政局、农业农村局、水利水电局；集体经济组织财务和特征资料包括集体经济组织财务和村社会经济特征情况，来源于临安区农经总站。个别年份的缺失值采用插补法进行处理。在剔除个别异常值后，本文构建了包含289个村庄的4期平衡面板数据。各年度有财政支农项目的村庄情况如表2所示。

表2 2019—2022年临安区有财政支农项目的村庄情况（单位：个）

从样本特征来看，临安区财政支农项目存在以下特征：首先，项目分布广泛性与差异性并存。2019—2022年，年均有53.98%的行政村获得财政支农项目，其中2021年有财政支农项目的村庄数达到峰值（181个，占比62.63%）。这种既广泛覆盖又存在差异性的项目分配模式，为研究财政支农项目的差异化效果提供了理想样本。其次，项目分布体现明显的政策导向。随着生态文明建设深入推进和涉农资金整合力度加大，有综合类项目的村庄数量呈现持续增长态势，反映出政策重点由单一经济发展向多元目标协同转变。最后，项目组合配置体现适度均衡特征。从村庄获得的项目类型数量来看，获得2类项目的村庄数稳步提升，获得3类、4类项目的村庄较少。2019年、2022年均没有村庄获得全部4类项目。这种分布保证了政策的普惠性，避免了资源过度集中。

（二）变量选取

1.被解释变量：集体组织收入。集体经济组织收入包括经营性收入、补贴性收入和投资性收入。根据笔者对临安区村庄的实地调研，补贴性收入主要来自政府和社会组织，投资性收入主要来自集体经济组织资金的利息收入，来源于实际投资业务的比例较低。本文主要探究财政支农项目实施能否促进集体经济组织收入增长，而稳定的经营性收入是集体经济组织经营能力和可持续发展能力的重要体现（梁昊，2016；张衡和穆月英，2023），更能体现集体经济组织的实质性发展情况。因此，本文定义集体组织收入变量，用集体经济组织当年的经营性收入衡量，以反映集体经济组织发展情况。同时，为缓解被解释变量差距较大造成的异方差问题，本文参考已有文献的处理方法（王成军等，2024），对集体组织收入进行对数化处理。

2.核心解释变量：财政支农项目实施情况。本文以当年村庄是否获得财政支农项目衡量财政支农项目实施情况（是=1，否=0）。同时，为进一步探究不同类型财政支农项目的增收作用，本文分别定义产业类项目实施情况、生态类项目实施情况、建设类项目实施情况和综合类项目实施情况，变量定义和财政支农项目实施情况基本一致。

3.控制变量。为了尽可能克服遗漏变量的影响，本文参考已有研究（芦千文和杨义武，2022；赵丹玉和崔建军，2024），选取村民小组数、村庄户数、村庄人口数、村庄劳动力数作为控制变量，以控制不同村庄特征对集体经济组织收入的影响。此外，本文还控制村庄固定效应和年份固定效应，以降低遗漏变量问题、不可观测的个体特征和时间趋势导致估计偏误问题的影响。

本文主要变量定义和描述性统计结果如表3所示。

表3 变量定义和描述性统计结果

注：集体组织收入在后续回归中取对数。

（三）模型设定

首先，本文构建双向固定效应模型，来检验财政支农项目实施对集体组织收入的影响。模型设立如下：

（1）式中：Incomeit为被解释变量，表示集体组织收入，下标i表示村庄，t代表年份，FPit表示财政支农项目实施情况。β1为本文重点关注的系数，体现财政支农项目实施对集体组织收入的影响。Controlsit表示控制变量，包括村民小组数、村庄户数、村庄人口数、村庄劳动力数等。Villagei为村庄固定效应，Yeart为年份固定效应，εit为随机扰动项。考虑误差项之间可能存在相关性，标准误使用村庄层面的聚类稳健标准误。

其次，不同类型的财政支农项目对集体组织收入的影响可能存在差异。为探究不同类型财政支农项目的增收效果差异，本文将产业类、生态类、建设类、综合类项目实施情况纳入模型，分别进行回归。具体模型如下：

（2）式中：k赋值为1、2、3和4，分别代表产业类、生态类、建设类、综合类财政支农项目实施情况，表示产业类项目实施情况，其他项目变量定义类似。为本文关注重点。其余变量定义与（1）式相同。

最后，为分析财政支农项目实施对集体组织收入的空间溢出效应，本文利用全局莫兰指数衡量集体组织收入的空间自相关性。具体计算公式如下：

（3）式中：I表示全局莫兰指数，Wij表示空间权重矩阵（邻接矩阵），i、j代表不同村庄。为集体组织收入的平均值，n为村庄总数。I的取值范围为[]-1,1，取值大于0，表示集体组织收入具有空间正相关性，越接近1，集体组织收入的空间相关性越强；取值小于0，表示集体组织收入具有空间负相关性，越接近-1，集体组织收入的空间相关性越强；取值等于0，表示集体组织收入具有空间随机性。

本文构建空间杜宾模型检验财政支农项目实施的空间溢出效应，具体模型设定如下：

（4）式中：λ0表示常数项，λ1、ρ、δ1表示对应变量的回归系数，其余变量含义与前文模型相同。

四、实证结果与分析

（一）基准回归结果

表4报告了基准回归结果。（1）列刻画了财政支农项目实施情况对集体组织收入的总体影响，（2)～(5）列分别估计了产业类、生态类、建设类、综合类项目实施情况对集体组织收入的影响。（1）式的估计结果表明，在控制年份、村庄固定效应后，财政支农项目实施情况对集体组织收入的影响在1%的统计水平上显著，且系数为正，表明财政支农项目实施能够有效提高集体经济组织收入。根据（2)～(5）列的估计结果，产业类、建设类、综合类项目实施情况均对集体组织收入具有显著的正向影响，产业类、综合类项目实施情况在1%的统计水平上显著，建设类项目实施情况在10%的统计水平上显著，生态类项目实施情况不显著。同时，产业类、综合类项目实施情况的回归系数明显大于生态类和建设类项目实施情况的回归系数。

整体来看，财政支农项目实施能显著促进集体经济组织增收，短期内产业类、综合类项目的增收效果要优于生态类、建设类项目，H1得到验证。产业类项目能够直接为集体经济组织发展特色产业提供资金支持，促进集体经济组织经营性收入增加。综合类项目具有多元目标，能够为集体经济组织发展提供综合性支持。生态类和建设类项目的增收效果一般的原因可能有两点：一是这两类项目通常需要持续投入，并且建设周期较长，短期内对集体经济组织收入的影响有限；二是临安区大部分村庄的基础设施已经较为完善，建设类项目更多集中在基础设施更新、维护等方面，带动集体经济组织增收的作用相对有限。

表4 基准回归结果

注：(1)***、*分别表示1%、10%的显著性水平；(2)括号内为村庄层面的聚类稳健标准误。

（二）内生性讨论

遗漏变量、双向因果和测量误差可能导致内生性问题。一是遗漏变量。一些变量既影响村庄获得财政支农项目的概率，又影响集体经济组织收入，遗漏这些变量可能导致估计偏误问题。为此，本文在模型中加入村庄固定效应和年份固定效应，用以控制不随时间变化的个体因素（如村庄地形、文化习俗等）和随时间变化的共同影响因素（如宏观经济波动、区域政策调整等）的影响，在一定程度上降低遗漏变量问题的影响。同时，本文使用Oster (2019）提出的方法进行系数稳定性检验①。参考王亚军等（2023）的设定，本文假设完整模型的解释力是当前模型解释力的1.3倍，即Rmax=1.3(R2)，其中，R2是基准回归得到的模型拟合优度。相关检验结果见表5。表5的检验结果显示，给定δ=1，β*的估计量为0.207，位于基准回归中β1估计量的95%置信区间内，表明回归结果较为稳健；给定β*=0，δ的估计量为-10.302，表明忽略未知控制变量不会影响基准回归结果的显著性。两种方法均通过检验，说明不可观察的遗漏变量问题产生的内生性偏误较小。

表5 系数稳定性检验结果

二是双向因果。村庄能否获得财政支农项目与集体经济组织收入之间可能存在双向因果关系，即集体经济组织收入更高的村庄获得财政支农项目的概率更高，从而导致估计结果有偏。为了检验基准回归是否存在双向因果关系，本文估计滞后1期的集体组织收入对财政支农项目实施情况的影响，相关估计结果见表6。表6的估计结果显示，集体组织收入并不能提高村庄获取财政支农项目的概率，在一定程度上排除了双向因果问题对基准回归结果的影响。

三是测量误差。本文认为，测量误差导致的内生性问题并不严重，主要原因有两点。其一，模型使用的集体组织收入能够较好地体现集体经济组织的实质性发展状况，并且这种表征方法已得到大量学者的认可与采用（梁昊，2016；张衡和穆月英，2023）。其二，不同于抽样问卷调查，本文使用县域内全部村庄的数据，不存在自选择偏误。同时，相关数据是政府内部的监管统计数据，具有较高的准确性和很强的权威性，数据误差较小。

为了更加严格地对内生性进行处理，本文使用工具变量法进行检验。借鉴已有研究（尹志超和张栋浩，2020；杨越等，2024），本文使用村庄所在乡镇除本村庄以外获得财政支农项目的村庄总数（以下简称“其他村庄数”）作为财政支农项目实施情况的工具变量。选取该工具变量的原因在于：一方面，乡镇当年获得财政支农项目的村庄总数反映了乡镇整体争取财政支农项目的能力和政府对乡镇的财政支农资源倾斜力度，理论上与村庄能否获得财政支农项目正相关，满足相关性要求；另一方面，该变量是乡镇层面的宏观变量，并且剔除了村庄自身的影响，理论上与本村的集体组织收入无直接关系，满足外生性要求。工具变量有效性检验结果如表6所示。结果显示，Cragg-Donald Wald F统计量为44.825，远大于弱工具变量检验在10%的统计水平上的临界值（16.38），拒绝弱工具变量的原假设。Kleibergen-Paap rk LM统计量为33.114，对应p值为0.000，拒绝工具变量不可识别的原假设，即工具变量不存在识别不足的问题。上述分析表明，本文采用的工具变量是合理的。

基于工具变量法的模型估计结果如表6所示。第一阶段回归结果显示，工具变量在1%的统计水平上显著，且系数为正，表明工具变量对村庄是否获得财政支农项目具有显著的正向影响。第二阶段回归结果显示，核心解释变量在5%的统计水平上显著，且系数为正，说明在考虑内生性问题后，财政支农项目实施情况对集体组织收入存在显著的正向影响。

表6 考虑双向因果问题与基于工具变量法的估计结果

注：①***、**分别表示1%、5%的显著性水平；②括号内为村庄层面的聚类稳健标准误；③控制变量同表4。

（三）稳健性检验

1.替换被解释变量。本文使用集体经济组织人均经营性收入代替被解释变量进行回归，估计结果如表7所示。表7的估计结果显示，财政支农项目实施情况在1%的统计水平上对人均经营性收入存在显著的正向影响，同时，各类子项目的模型回归结果与基准回归基本一致，表明本文的基准回归结果较为稳健。

表7 替换被解释变量的回归结果

注：(1)***、*分别表示1%、10%的显著性水平；(2)括号内为村庄层面的聚类稳健标准误；(3)控制变量同表4。

2.替换核心解释变量。本文使用总体和分类型的财政支农项目资金规模（当年村庄获得的总体和分类型的财政支农项目的资金规模，均加1后取对数）代替核心解释变量进行稳健性检验，估计结果如表8所示。表8的估计结果显示，建设类项目资金规模在5%的统计水平上显著，生态类项目资金规模在10%的统计水平上显著，其余变量的显著性与基准回归基本一致，表明基准回归结果较为稳健。

表8 替换核心解释变量的回归结果

注：①***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平；②括号内为村庄层面的聚类稳健标准误；③控制变量同表4。

3.排除项目交互影响。村庄可能同时获取多个财政支农项目，不同类型的财政支农项目可能同时对集体经济组织收入产生影响。为排除其他类型财政支农项目的影响，本文构建能否获得其他类型项目的虚拟变量，包括能否获得除产业类外其他类型项目（是=1，否=0）、能否获得除生态类外其他类型项目（是=1，否=0）、能否获得除建设类外其他类型项目（是=1，否=0）和能否获得除综合类外其他类型项目（是=1，否=0）。本文将这些变量作为控制变量纳入基准回归模型进行回归，以排除同时获得多类型财政支农项目带来的干扰，更准确地估计不同类型项目和集体经济组织收入之间的因果关系。回归结果如表9所示。在排除项目交互影响后，产业类项目实施情况和综合类项目实施情况在1%的统计水平上显著，生态类项目实施情况和建设类项目实施情况分别在10%、5%的统计水平上显著。表9的回归结果与基准回归基本一致，进一步证明了本文基准回归结果较为稳健。

表9 排除项目交互影响的估计结果

注：①***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平；②括号内数字为村庄层面的聚类稳健标准误；③控制变量同表4。

（四）协同增收效应分析

为进一步探究财政支农项目组合的协同增收效应，本文参考已有研究做法（周亚虹等，2024），分别将产业类项目实施情况与生态类项目实施情况、产业类项目实施情况与建设类项目实施情况、生态类项目实施情况与建设类项目实施情况的交乘项纳入回归模型，估计结果如表10所示。表10的估计结果显示，产业类项目实施情况与生态类项目实施情况、产业类项目实施情况与建设类项目实施情况的交乘项分别在10%、5%的统计水平上显著，且系数为正。这说明村庄在获得产业类项目基础上，如果再获得生态类或建设类项目，则财政支农项目组合的协同增收效果会显著好于单一项目的增收效果，即产业类项目与生态类项目、建设类项目的组合具有协同增收效应，可以实现“1+1>2”的效果。而生态类项目实施情况与建设类项目实施情况的交乘项不显著，说明村庄的基础设施改善和生态环境整治在短期内并不能协同促进集体组织增收。H2得到部分验证。

事实上，村庄的生态环境资源的要素价值和市场价值通常需要依托村庄文旅产业发展才能实现（靳永广，2023）。单纯强调生态资源积累而忽略乡村生态产业发展，会导致集体经济组织难以获得生态资源价值实现形成的经济收益，陷入空有绿水青山、没有金山银山的“绿色贫困”（金铂皓和马贤磊，2024）。同样地，基础设施建设虽然能改善村庄基础设施条件、增加集体经济组织固定资产存量，但缺乏相关产业支撑，会导致村庄建设投入难以转化为集体经济组织收入。同时，单纯强调产业发展而忽略乡村的生态环境优化和基础设施建设，会制约资本、技术和人才等外部要素流入，导致集体经济组织发展陷入“单一化”“低端化”困境，难以提高集体经济组织收入。

表10 项目协同增收效应的估计结果

注：①***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平；②括号内数字为村庄层面的聚类稳健标准误；③控制变量同表4。

（五）空间溢出效应分析

为探究财政支农项目实施对周边村庄集体组织收入的空间溢出效应，本文首先使用莫兰指数检验集体组织收入是否存在空间自相关性，然后利用空间杜宾模型实证检验财政支农项目实施对集体组织收入的总体影响，并进一步将回归系数进行分解，得到直接效应、间接效应和总效应。

1.集体组织收入全局空间自相关检验。在估计财政支农项目实施对集体组织收入的空间溢出效应前，需首先验证集体组织收入是否存在空间自相关性。表11报告了基于地理邻接矩阵计算的全局莫兰指数。表11的估计结果显示：2019—2022年各年度集体组织收入的莫兰指数在1%的统计水平上显著，且系数均为正，说明集体经济组织收入存在较强且稳定的空间自相关性，且表现为空间集聚特征，即集体经济组织收入较高的村庄与其他集体经济组织收入较高的村庄相邻，集体经济组织收入较低的村庄与其他集体经济组织收入较低的村庄相邻。

表11 2019—2022年集体组织收入的全局莫兰指数统计值

2.财政支农项目实施的空间溢出效应。表12为财政支农项目实施对集体组织收入影响的空间杜宾模型估计结果及其效应分解。在主效应中，除生态类项目外，其余项目实施变量均显著，表明财政支农项目实施整体上对集体经济组织收入产生正向影响，与基准回归结果基本一致。从回归系数的分解结果来看，除生态类项目外，其他项目的直接效应均显著，且系数为正，表示财政支农项目实施对本村的集体经济组织收入产生显著的正向影响；财政支农项目和分类型项目的间接效应均不显著，表明本村的财政支农项目实施没有对邻近村庄的集体经济组织收入产生显著的空间溢出效果。H3没有得到验证。

造成这种结果的原因可能是：村庄之间虽然通过“强村带动”“抱团取暖”等方式构建发展共同体，但在当前集体经济组织普遍较弱、财政支农项目资源相对有限的现实约束下，无论是行政推动还是村庄自发组成联合体，多数组团发展模式还难以突破村庄的行政边界，没能形成“一村实施、多村受益”的利益共享机制。此外，受项目见效周期长等因素制约，财政支农项目实施的空间溢出效果往往需要较长时间才能显现。因此，就目前情况来看，财政支农项目实施的增收作用短期内仍然局限于本村范围内，对周边村庄的辐射带动作用有限。

表12 财政支农项目实施对集体组织收入影响的空间杜宾模型估计结果及其效应分解

注：①***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平；②括号内数字为村庄层面的聚类稳健标准误；③控制变量同表4。

五、结论与讨论

财政支农项目是发展壮大农村集体经济的重要支撑，但在实践中面临资源配置效率低、增收效果有限的困境。本文基于财政支农项目的异质性特征，系统考察财政支农项目实施对集体经济组织收入的差异化增收效果、协同增收效应及其空间溢出效应，并利用2019—2022年浙江省杭州市临安区289个行政村的平衡面板数据进行实证检验。主要研究结论如下：财政支农项目实施对集体经济组织增收具有显著的促进作用，并且不同类型项目的增收效果存在明显差异，其中，产业类和综合类项目的增收效果优于生态类和建设类项目；产业类项目与生态类、建设类项目之间存在协同增收效应，而生态类项目与建设类项目之间的协同增收效应不明显；虽然集体经济组织收入存在显著的空间集聚特征，但财政支农项目实施并没有对周边村庄的集体经济组织收入产生显著的空间溢出效果。

本文的政策启示包含以下三点。一是在财政支农政策实施过程中，要充分重视财政支农项目对发展壮大农村集体经济的积极作用，结合村庄实际情况，优化项目类型配置，以提高财政资金的引导效能，夯实农村集体经济发展的资源基础。二是产业类项目是促进集体经济组织收入增加的核心驱动力，在缺少相关产业支撑的情况下，单纯依靠生态治理和乡村建设难以带动集体经济组织收入增加。因此，要充分考虑村庄特征差异和项目类型差异，“因时制宜”“因地制宜”“因村施策”实施财政支农项目，考虑不同类型财政支农项目的匹配和组合，实现项目均衡供给和协同增收。三是未来财政支农项目实施需要进一步突破单一村庄边界，构建多村联合发展机制，通过优化项目资源配置方式增强财政资金的增收效应。

需要指出的是，受限于数据的可获得性，本文尚存在以下局限性。第一，本文仅收集到2019—2022年289个行政村的样本数据，不能做更长期的动态效应检验，也不能得出具有全国适应性的结论，得出的结论主要反映财政支农项目的短期效应。第二，在城乡要素加速流动的背景下，村庄组团发展已经成为新的发展趋势，但现有样本数据仅发现财政支农项目实施没有空间溢出效果，没能更深入地分析哪些因素制约了财政支农项目的空间溢出效应及其内在的作用机制。