我國(guó)公共轉(zhuǎn)移支付的減貧效應(yīng)研究

（安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)，安徽 蚌埠 233030）

引言

貧困作為人類社會(huì)的“公敵”，一直以來(lái)都是各個(gè)國(guó)家高度重視的問(wèn)題，如何減貧脫貧更是發(fā)展中國(guó)家亟待解決的重要難題。十九大報(bào)告指出，我國(guó)脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)在過(guò)去五年里贏得關(guān)鍵性進(jìn)展，實(shí)現(xiàn)貧困發(fā)生率從10.2%下降到4%以下，帶動(dòng)六千多萬(wàn)貧困人口穩(wěn)定脫貧。5年年均減貧1 300萬(wàn)人，相當(dāng)于一個(gè)歐洲中等國(guó)家人口規(guī)模，創(chuàng)造了世界減貧史上的奇跡。

關(guān)于我國(guó)貧困減少的原因，世界銀行做出以下兩點(diǎn)解釋：一是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能夠促使就業(yè)和收入增長(zhǎng)。二是公共轉(zhuǎn)移支付能夠?yàn)樨毨巳簬?lái)社會(huì)保護(hù)。轉(zhuǎn)移支付作為再分配環(huán)節(jié)中調(diào)節(jié)收入差距、縮小貧富差距的重要手段，歷來(lái)都是減緩貧困和分配不平等的潛在有效工具，從20世紀(jì)80年代中期開(kāi)始，我國(guó)政府實(shí)行一系列針對(duì)性扶貧投資和減貧政策使扶貧工作取得很大成效。但同時(shí)不能忽視“返貧跟著脫貧走”的現(xiàn)實(shí)，相關(guān)數(shù)據(jù)表明，近些年來(lái)我國(guó)返貧率呈現(xiàn)不斷走高趨勢(shì)，部分西部省份年均返貧率超過(guò)20%，我國(guó)政府轉(zhuǎn)移支付是否有利于政府實(shí)施減貧尚存在較大爭(zhēng)議。因此，本文著重研究公共轉(zhuǎn)移支付能否真正讓窮人脫離貧困，公共轉(zhuǎn)移支付引起的行為反應(yīng)，以及公共轉(zhuǎn)移支付減貧效果。

一、文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)社會(huì)福利制度建立較晚，研究轉(zhuǎn)移支付對(duì)貧困影響的文獻(xiàn)較少，國(guó)外學(xué)者研究轉(zhuǎn)移支付與貧困之間關(guān)系相對(duì)較早也較為成熟。例如Darity和Myers很早就提出政府轉(zhuǎn)移支付無(wú)法促使窮人脫離貧困[1]，相反由于轉(zhuǎn)移支付引起的相關(guān)反應(yīng)還會(huì)導(dǎo)致窮人更窮。隨后，Pushkar和Ray以及Emmanuel和Maro通過(guò)對(duì)國(guó)別數(shù)據(jù)研究分析，認(rèn)為政府轉(zhuǎn)移支付能夠有效緩解貧困[2-3]。Deepak研究得出公共轉(zhuǎn)移支付并不能帶來(lái)收入水平顯著增加，公共轉(zhuǎn)移支付增加相反會(huì)在一定程度上“擠出”私人轉(zhuǎn)移支付結(jié)論[4]。我國(guó)公共轉(zhuǎn)移支付與貧困關(guān)系重要研究包括：劉窮志通過(guò)研究CHNS的農(nóng)戶數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)我國(guó)公共轉(zhuǎn)移支付減貧效應(yīng)并不理想，公共轉(zhuǎn)移支付一定程度上還會(huì)使窮人更加貧困[5]。儲(chǔ)德銀、趙飛通過(guò)構(gòu)建面板門(mén)限回歸模型研究轉(zhuǎn)移支付與貧困之間的非線性關(guān)系，結(jié)果表明在一定門(mén)限值之內(nèi)，政府轉(zhuǎn)移支付增加能夠在一定程度上減少農(nóng)村貧困；超過(guò)這一門(mén)限值反而會(huì)加劇農(nóng)村貧困[6]。王曦璟、高艷云基于多維貧困分析框架，研究發(fā)現(xiàn)就多維貧困而言，地區(qū)公共服務(wù)供給能力高的地區(qū)轉(zhuǎn)移支付減貧效應(yīng)有加強(qiáng)效果；轉(zhuǎn)移支付改善收入貧困則不受地區(qū)公共服務(wù)水平制約[7]。

綜合國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究現(xiàn)狀可得出以下結(jié)論：第一，現(xiàn)有研究存在相互矛盾，我國(guó)公共轉(zhuǎn)移支付是否有利于政府實(shí)施減貧尚存在較大爭(zhēng)議。第二，在國(guó)內(nèi)有關(guān)研究中，大多數(shù)學(xué)者主要從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，收入分配角度研究貧困減少問(wèn)題，但是對(duì)于轉(zhuǎn)移支付與貧困減少之間關(guān)系研究較少，對(duì)其中可能存在的非線性聯(lián)系的研究更少。第三，由于各地區(qū)經(jīng)濟(jì)、轉(zhuǎn)移支付水平各異，傳統(tǒng)空間同質(zhì)性假說(shuō)不適用于公共轉(zhuǎn)移支付與貧困減少之間的關(guān)系研究。因此，借鑒相關(guān)學(xué)者的做法，本文將構(gòu)建空間面板回歸模型和面板門(mén)線回歸模型研究我國(guó)公共轉(zhuǎn)移支付減貧效應(yīng)，力圖為深入探究公共轉(zhuǎn)移支付減貧效應(yīng)提供相關(guān)依據(jù)。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）模型構(gòu)建

本文以農(nóng)村貧困（POV）作為被解釋變量，公共轉(zhuǎn)移支付（TR）作為解釋變量研究我國(guó)公共轉(zhuǎn)移支付減貧效應(yīng)，但影響農(nóng)村貧困因素還有很多，在如下計(jì)量模型中引入農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（RGDP）、收入分配（IG）、農(nóng)村居民受教育水平（REDU）、政府財(cái)政支農(nóng)力度（GOV）以及農(nóng)村人口比重（RP）五個(gè)重要解釋變量。

（二）變量和數(shù)據(jù)

基于我國(guó)1996—2015年省際面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析我國(guó)公共轉(zhuǎn)移支付的減貧效應(yīng)，相關(guān)變量選取和數(shù)據(jù)說(shuō)明如下。

1.被解釋變量。農(nóng)村貧困（POV）：通過(guò)借鑒張克中等的研究，采用各省農(nóng)村貧困發(fā)生率數(shù)據(jù)測(cè)度各省貧困狀況[8]。鑒于本文研究時(shí)間區(qū)間較大，相關(guān)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，農(nóng)村貧困水平指標(biāo)以農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)替代更為合理。恩格爾系數(shù)代表一個(gè)家庭的富裕程度，其值越大意味著家庭越貧困。

2.解釋變量。公共轉(zhuǎn)移支付（TR）：采用儲(chǔ)德銀、趙飛做法，用如下公式處理公共轉(zhuǎn)移支付指標(biāo)。公共轉(zhuǎn)移支付=各省獲得的中央轉(zhuǎn)移支付資金/（地方財(cái)政一般預(yù)算收入+中央轉(zhuǎn)移支付資金）[6]。

3.控制變量。選取如下五個(gè)主要解釋變量作為控制變量：（1）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（RGDP），江曙霞指出反貧困必要條件是要有一定的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平[9]。經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)能為貧困人口創(chuàng)造更多更好的就業(yè)和增收機(jī)會(huì)，使得大量農(nóng)村居民擺脫貧困狀況。以人均GDP表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平。（2）收入分配（IG），借鑒崔艷娟、孫剛的研究，采用城鎮(zhèn)人均收入與農(nóng)村人均收入比表示[10]。（3）農(nóng)村居民受教育水平（REDU），以農(nóng)村居民人均受教育年限衡量。（4）政府財(cái)政支農(nóng)力度（GOV），采用各省各年財(cái)政用于農(nóng)林水事務(wù)總支出/總支出表示。（5）農(nóng)村人口比重（RP），即各省農(nóng)村人口占總?cè)丝诘谋戎亍?/p>

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源與變量統(tǒng)計(jì)特征

本文樣本空間為我國(guó)30個(gè)省、市、自治區(qū)（西藏地區(qū)相關(guān)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，故未列入統(tǒng)計(jì)）1996—2015年的相關(guān)數(shù)據(jù)。相應(yīng)基礎(chǔ)數(shù)據(jù)均來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)以及歷年各省統(tǒng)計(jì)年鑒。為進(jìn)一步增加數(shù)據(jù)平穩(wěn)性，各省人均GDP和居民人均純收入價(jià)格平減后取其自然對(duì)數(shù)。各變量描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

三、估計(jì)結(jié)果及分析

（一）我國(guó)公共轉(zhuǎn)移支付減貧效應(yīng)的空間特征

1.空間相關(guān)性檢驗(yàn)。在建立空間計(jì)量模型之前，需要根據(jù)空間自相關(guān)檢驗(yàn)識(shí)別空間相關(guān)性，一般采用莫蘭指數(shù)（Moran’s I）法確定變量是否存在空間相關(guān)性，計(jì)算公式如下：

表2為1996—2015年我國(guó)公共轉(zhuǎn)移支付和農(nóng)村貧困的空間相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，公共轉(zhuǎn)移支付和農(nóng)村貧困Moran’s I指數(shù)在1%的顯著水平上通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明公共轉(zhuǎn)移支付和農(nóng)村貧困存在空間相關(guān)性，適宜采用空間計(jì)量分析方法。

2.空間面板模型設(shè)定。結(jié)合以上選取變量，以我國(guó)農(nóng)村貧困發(fā)生率指標(biāo)作為被解釋變量，以轉(zhuǎn)移支付指標(biāo)作為解釋變量，以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、收入分配、農(nóng)村居民受教育水平、財(cái)政支農(nóng)力度、農(nóng)村人口比重作為控制變量。設(shè)置如下三種形式的空間面板模型。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表2 1996—2015年公共轉(zhuǎn)移支付和農(nóng)村貧困的莫蘭指數(shù)

3.空間計(jì)量模型的選擇。通過(guò)學(xué)習(xí)借鑒Elhorst的做法[11]，以兩個(gè)階段檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒⒋_定選用SAR面板模型還是SEM面板模型，或是SDM面板模型。第一階段在不考慮任何空間相關(guān)性的基礎(chǔ)上，利用LM檢驗(yàn)或者穩(wěn)健的LM檢驗(yàn)判斷因變量或殘差項(xiàng)是否存在空間自相關(guān)；第二階段對(duì)SDM面板模型的兩個(gè)假設(shè)H0：γ=0和H0：γ+δβ=0，進(jìn)行Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)。若第一個(gè)假設(shè)無(wú)法被拒絕，且被解釋變量具有空間相關(guān)性，則應(yīng)選擇SAR面板模型；如果第二個(gè)假設(shè)未被拒絕，且殘差項(xiàng)存在空間自相關(guān)，則應(yīng)選擇SEM面板模型；若兩個(gè)假設(shè)均被拒絕，則選擇SDM面板模型。

第一階段檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。首先對(duì)于“沒(méi)有因變量空間效應(yīng)”的原假設(shè)，四個(gè)模型的LM檢驗(yàn)和穩(wěn)健的LM檢驗(yàn)均在1%水平下顯著拒絕。關(guān)于“沒(méi)有殘差項(xiàng)空間效應(yīng)”的假設(shè)檢驗(yàn)，普通混合模型、空間固定效應(yīng)以及時(shí)間固定效應(yīng)，LM檢驗(yàn)和穩(wěn)健的LM檢驗(yàn)均在1%水平拒絕該假設(shè)。而在空間固定模型中，穩(wěn)健的LM檢驗(yàn)在1%水平顯著拒絕，但LM檢驗(yàn)無(wú)法拒絕。根據(jù)第一階段檢驗(yàn)結(jié)果可認(rèn)定模型應(yīng)包含空間滯后項(xiàng)（Spatiallag）。

表3 無(wú)空間效應(yīng)面板模型的LM檢驗(yàn)和穩(wěn)健LM檢驗(yàn)

除此之外，還需檢驗(yàn)空間固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)顯著度。時(shí)間固定效應(yīng)LR檢驗(yàn)結(jié)果為278.770（P＜0.0000），顯著拒絕無(wú)時(shí)間固定效應(yīng)的假設(shè)；空間固定效應(yīng)的LR檢驗(yàn)結(jié)果為633.690（P＜0.0000），顯著拒絕無(wú)空間固定效應(yīng)的假設(shè)。因此在后續(xù)模型選擇中必須包含時(shí)間效應(yīng)和空間效應(yīng)。

在第二階段，使用Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)判斷SDM面板模型是否可以簡(jiǎn)化為SAR面板模型或SEM面板模型，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 空間面板模型的Wald檢驗(yàn)和穩(wěn)健LR檢驗(yàn)

由表4可知，針對(duì)SDM面板模型是否可以簡(jiǎn)化為SAR面板模型或SEM面板模型的Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)p值均遠(yuǎn)小于1%，即兩個(gè)假設(shè)檢驗(yàn)均被顯著拒絕，無(wú)法簡(jiǎn)化，因此均選擇SDM面板模型較為合理。

4.空間計(jì)量模型的估計(jì)結(jié)果。根據(jù)以上分析可知，本文模型選擇范圍可縮小到空間固定SDM、時(shí)間固定SDM、雙固定SDM三種模型分別檢驗(yàn)即可（通過(guò)MATLAB R2014b軟件實(shí)現(xiàn)），見(jiàn)表5。為研究公共轉(zhuǎn)移支付水平與農(nóng)村貧困之間的非線性關(guān)系，在模型中加入公共轉(zhuǎn)移支付水平的二次項(xiàng)（TR2）。首先，由于含有空間滯后因變量面板數(shù)據(jù)模型中Corrected R2比R2指標(biāo)更合理，空間固定SDM模型中R2為0.929，Corrected R2為0.836，時(shí)間固定SDM模型中R2為0.880，Corrected R2僅為0.697，而雙固定SDM模型中R2為0.941，Corrected R2僅為0.435，表明雙固定SDM模型設(shè)定較不合理，無(wú)法較好解釋本文研究問(wèn)題。其次進(jìn)一步比較時(shí)間固定SDM模型和空間固定SDM模型似然函數(shù)值可以看出，空間固定SDM模型似然函數(shù)值較大，因此在統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)上選擇空間固定SDM模型更為合理。

從關(guān)鍵變量回歸系數(shù)來(lái)看，公共轉(zhuǎn)移支付水平一次項(xiàng)（TR）系數(shù)為-0.088，且在1%水平上顯著，其二次項(xiàng)（TR2）系數(shù)為0.002，且在5%水平上顯著。表明公共轉(zhuǎn)移水平與農(nóng)村貧困之間存在“U”型關(guān)系，在短期內(nèi)，公共轉(zhuǎn)移支付水平提高在一定程度上有效減緩農(nóng)村貧困，但在長(zhǎng)期內(nèi)，轉(zhuǎn)移支付增加并沒(méi)有帶來(lái)貧困減緩，相反貧困率有輕微上升，與盧現(xiàn)祥、徐俊武的研究結(jié)論一致[12]。依據(jù)傳統(tǒng)理論可知，轉(zhuǎn)移支付是縮小地區(qū)貧富差距協(xié)調(diào)地區(qū)發(fā)展的一項(xiàng)重要手段。因我國(guó)轉(zhuǎn)移支付制度設(shè)計(jì)不合理、不規(guī)范，即使各省每年獲得的轉(zhuǎn)移支付比重較大，也并未實(shí)現(xiàn)良好減貧效果。貧困人口并未因轉(zhuǎn)移支付而脫貧，反之卻進(jìn)一步陷入貧困，這不僅與轉(zhuǎn)移支付引起的行為反應(yīng)有關(guān)，也是不同地區(qū)轉(zhuǎn)移支付水平存在較大差異所致，統(tǒng)計(jì)資料表明中西部地區(qū)家庭獲得轉(zhuǎn)移支付比重遠(yuǎn)低于東部發(fā)達(dá)地區(qū)家庭，即地區(qū)間轉(zhuǎn)移支付差異在一定程度上掩蓋我國(guó)轉(zhuǎn)移支付增長(zhǎng)。

表5 空間計(jì)量模型的估計(jì)結(jié)果

從其他控制變量回歸系數(shù)來(lái)看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（RGDP）的系數(shù)為-0.066，且通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)，意味著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與農(nóng)村貧困減緩成正相關(guān)關(guān)系，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高有利于減少貧困。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能增加勞動(dòng)力需求，帶動(dòng)就業(yè)水平，提高人民生活水平，減緩貧困。農(nóng)村居民受教育水平（REDU）的系數(shù)為-0.150，通過(guò)1%顯著性水平檢驗(yàn)。表明農(nóng)村貧困程度會(huì)隨著農(nóng)村人均受教育水平提高而降低。這是因?yàn)槭芙逃教嵘粌H能給農(nóng)村居民帶來(lái)更多外出就業(yè)機(jī)會(huì)還能提高其就業(yè)能力，進(jìn)而改善其生活水平。此外還有三個(gè)重要控制變量即收入分配（IG）、政府財(cái)政支農(nóng)支出（GOV）以及農(nóng)村人口比重（RP）均與農(nóng)村貧困水平呈負(fù)相關(guān)，但并沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。

5.直接影響和空間溢出效應(yīng)分析。為判定公共轉(zhuǎn)移支付是否存在相關(guān)空間溢出效應(yīng)，根據(jù)效應(yīng)分解進(jìn)一步分析。公共轉(zhuǎn)移支付對(duì)農(nóng)村貧困的直接影響和溢出效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表6。從公共轉(zhuǎn)移支付對(duì)農(nóng)村貧困的直接影響來(lái)看，公共轉(zhuǎn)移支付的一次項(xiàng)（TR）和二次項(xiàng)（TR2）的直接效應(yīng)回歸系數(shù)分別為-0.109和0.001，且在5%顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)；從間接效應(yīng)看，公共轉(zhuǎn)移支付的一次項(xiàng)（TR)和二次項(xiàng)（TR2）的間接效應(yīng)回歸系數(shù)分別為-0.228和0.001，且均在5%水平上顯著。分解總效應(yīng)結(jié)果表明，公共轉(zhuǎn)移支付對(duì)于貧困減緩具有空間溢出效應(yīng)，由于轉(zhuǎn)移支付接受者會(huì)用這筆資金投資或放貸，給整個(gè)經(jīng)濟(jì)或其他家庭帶來(lái)間接影響。同時(shí)表明公共轉(zhuǎn)移支付對(duì)農(nóng)村貧困影響存在非線性空間效應(yīng)，在短期內(nèi)相鄰地區(qū)公共轉(zhuǎn)移支付的增加有助于減緩本地區(qū)農(nóng)村貧困程度，但長(zhǎng)期而言，反而會(huì)對(duì)本地區(qū)農(nóng)村貧困減緩具有抑制作用。

表6 公共轉(zhuǎn)移支付對(duì)農(nóng)村貧困的直接影響和溢出效應(yīng)檢驗(yàn)

（二）我國(guó)公共轉(zhuǎn)移支付減貧效應(yīng)的門(mén)檻特征

1.面板門(mén)線回歸方法及模型構(gòu)建?；谝陨峡臻g面板模型分析結(jié)果，通過(guò)構(gòu)建門(mén)檻面板回歸模型分析公共轉(zhuǎn)移支付和農(nóng)村貧困減緩之間可能存在的非線性關(guān)系。設(shè)單一門(mén)檻模型為：

其中，下標(biāo)i為地區(qū)，t為時(shí)間，POVit表示農(nóng)村貧困，TRit表示公共轉(zhuǎn)移支付，αit反映個(gè)體未觀測(cè)特征，xit表示一組對(duì)農(nóng)村貧困有重要影響的控制變量，θ為相應(yīng)系數(shù)向量，qit為門(mén)檻變量。盧現(xiàn)祥、徐俊武指出，在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下，公共轉(zhuǎn)移支付減貧效應(yīng)存在差異[12]，因此本文選取經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為門(mén)檻變量。γ代表特定的門(mén)檻值，I（·）為一指標(biāo)函數(shù)。εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。面板門(mén)限回歸模型要解決的問(wèn)題之一是估計(jì)門(mén)檻值γ和參數(shù)β，二是檢驗(yàn)門(mén)檻效應(yīng)顯著性。首先需要消除個(gè)體效應(yīng)αi，將每一個(gè)觀察值減去其組內(nèi)平均值如：

（7）式變換后的模型為：

對(duì)所有觀測(cè)值累疊，采用矩陣形式將（8）式表示為：

對(duì)于給定的門(mén)檻值γ，可采用OLS估計(jì)得到β的估計(jì)值：

相應(yīng)的殘差平方和為：

通過(guò)逐步搜索法最小化S1（γ）求得γ的估計(jì)值：

在得到參數(shù)估計(jì)值后，采用漢森提出的“自抽樣法”構(gòu)建漸進(jìn)分布和似然比統(tǒng)計(jì)量LR，檢驗(yàn)門(mén)檻效應(yīng)的顯著性和門(mén)檻估計(jì)值真實(shí)性。對(duì)于存在多重門(mén)檻值的情況只需重復(fù)上述步驟以獲得第二個(gè)門(mén)檻等?？紤]到本文研究所選取的門(mén)檻變量可能會(huì)存在多個(gè)門(mén)檻值，進(jìn)而在（1）式基礎(chǔ)上，構(gòu)建如下以農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（RGDP）為門(mén)檻變量的面板門(mén)線回歸模型：

（9）式中，RGDPit為門(mén)檻變量，γ1、γ2……γn為待估計(jì)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（RGDP）的門(mén)檻值，β11、β12、……β1(n-1)和β1n為不同門(mén)檻區(qū)間下的估計(jì)系數(shù)，I（·）、μi和εit的含義與上文相同。

2.門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)。表7是對(duì)模型門(mén)檻效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)果表明單一門(mén)檻、雙重門(mén)檻以及三重門(mén)檻效應(yīng)均顯著。門(mén)檻值估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表8，在三重門(mén)檻模型中，門(mén)檻估計(jì)值分別為8.461、9.687、10.406。表明在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下，公共轉(zhuǎn)移支付與農(nóng)村貧困之間存在非線性關(guān)系。

表7 門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)

表8 門(mén)檻值估計(jì)結(jié)果

從表9模型估計(jì)結(jié)果可知，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（RGDP）低于第一門(mén)檻值8.461時(shí)，公共轉(zhuǎn)移支付系數(shù)估計(jì)值為0.014，表明公共轉(zhuǎn)移支付增加并不能有效減緩農(nóng)村貧困，這可能是各地區(qū)轉(zhuǎn)移支付水平差異過(guò)大所致；當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（RGDP）介于8.461和9.687之間時(shí)，系數(shù)估計(jì)值為-0.070，表明隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，公共轉(zhuǎn)移支付會(huì)在一定程度上減緩貧困；當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（RGDP）介于9.687和10.406之間時(shí)，系數(shù)估計(jì)值為-1.222，也即公共轉(zhuǎn)移支付減貧效應(yīng)隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高而加強(qiáng)；當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（RGDP）大于10.406這一門(mén)檻值時(shí)，系數(shù)估計(jì)值為-2.042，再次表明公共轉(zhuǎn)移支付能夠減緩貧困。從面板門(mén)限回歸模型估計(jì)結(jié)果可見(jiàn)，在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下，公共轉(zhuǎn)移支付的減貧效應(yīng)存在差異。轉(zhuǎn)移支付作為我國(guó)政府長(zhǎng)期采用的重要扶貧手段，確實(shí)為貧困人口提供暫時(shí)救助，但從長(zhǎng)期來(lái)看，公共轉(zhuǎn)移支付反而會(huì)破壞經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，貧困并不能因此降低。

表9 門(mén)檻面板回歸模型估計(jì)結(jié)果

四、結(jié)論與啟示

本文在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上，利用我國(guó)30個(gè)省份1996—2015年相關(guān)數(shù)據(jù)，構(gòu)建空間面板模型和門(mén)限面板回歸模型，依次檢驗(yàn)我國(guó)公共轉(zhuǎn)移支付水平與農(nóng)村貧困之間的空間關(guān)系和非線性聯(lián)系。研究主要結(jié)論如下：

第一，我國(guó)公共轉(zhuǎn)移支付對(duì)于貧困減緩具有顯著空間效應(yīng)并呈現(xiàn)非線性特征。短期來(lái)看，公共轉(zhuǎn)移支付救助能夠使貧困地區(qū)減緩貧困，但長(zhǎng)期而言，公共轉(zhuǎn)移支付并不能使貧困地區(qū)脫離貧困，反而會(huì)破壞經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。這可能是因?yàn)楣厕D(zhuǎn)移支付并沒(méi)有給貧困人口帶來(lái)應(yīng)有的激勵(lì)作用，又或公共轉(zhuǎn)移支付會(huì)使貧困家庭的經(jīng)濟(jì)行為發(fā)生變化甚至扭曲，進(jìn)而無(wú)法實(shí)現(xiàn)理想的減貧成效。第二，公共轉(zhuǎn)移支付水平對(duì)于貧困減緩具有明顯的門(mén)檻效應(yīng)。本文以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為門(mén)檻變量研究發(fā)現(xiàn)，在一定的門(mén)檻區(qū)間內(nèi)公共轉(zhuǎn)移支付的增加并不能有效減緩農(nóng)村貧困。這可能是各地區(qū)轉(zhuǎn)移支付水平差異過(guò)大所致，在一些落后地區(qū)符合救助條件的貧困線設(shè)定過(guò)低，公共轉(zhuǎn)移支付不充分，無(wú)法切實(shí)保證貧困人口的基本生活需要。此外，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高和農(nóng)村居民受教育水平提高均可在一定程度上減緩農(nóng)村貧困?；谝陨蠈?shí)證研究結(jié)果，得出以下啟示：

一是，對(duì)于我國(guó)公共轉(zhuǎn)移支付水平的區(qū)域不平衡特征，首要任務(wù)是縮小地區(qū)間轉(zhuǎn)移支付水平差異，并加大對(duì)農(nóng)村困難群體轉(zhuǎn)移支付力度，使得貧困人口基本生活需要得到保障；其次還要加強(qiáng)公共政府轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方政府的激勵(lì)和約束作用，充分發(fā)揮公共轉(zhuǎn)移支付在地方政府間的財(cái)力均等化作用，實(shí)現(xiàn)地方政府職能轉(zhuǎn)變。二是，加快農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，保持農(nóng)村居民收入持續(xù)較快增長(zhǎng)，但是要想真正解決農(nóng)村貧困問(wèn)題，依靠政府加大轉(zhuǎn)移支付力度“治標(biāo)不治本”，各級(jí)政府的農(nóng)村扶貧工作始終要以“授之以魚(yú)不如授之以漁”為目標(biāo)，對(duì)于生產(chǎn)條件較好的貧困家庭要給予更多關(guān)注，通過(guò)政策激發(fā)其生產(chǎn)潛力，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)永久脫貧。三是，關(guān)注公共轉(zhuǎn)移支付水平與貧困減緩之間“門(mén)檻效應(yīng)”，在發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的同時(shí)更要關(guān)注收入分配，政府必須加快法律、法規(guī)和政策等相應(yīng)制度供給，在公平和效率之間建立起聯(lián)結(jié)紐帶和有效的社會(huì)保障機(jī)制，使得貧困人口參與經(jīng)濟(jì)發(fā)展，并且不斷獲得經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收益，使貧困者脫離貧困實(shí)現(xiàn)減貧目標(biāo)。四是，各級(jí)政府還應(yīng)加快推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)。一方面新型城鎮(zhèn)化建設(shè)能夠降低農(nóng)村居民人口比重，在一定程度上可以助推農(nóng)村貧困減緩；另一方面新型城鎮(zhèn)化可使城鄉(xiāng)之間實(shí)現(xiàn)基本公共服務(wù)均等化，提升農(nóng)村扶貧工作成效。