財(cái)政教育扶貧支出減貧效果研究
——基于空間動(dòng)態(tài)面板模型的實(shí)證分析

許春淑，李 彤，李 娜

（天津商業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津300134）

我國(guó)政府凝聚全社會(huì)力量共同參與扶貧開(kāi)發(fā)，走出了一條具有中國(guó)特色的扶貧開(kāi)發(fā)道路[1]，歷史性地解決了困擾中華民族幾千年的絕對(duì)貧困問(wèn)題，對(duì)全球減貧的貢獻(xiàn)率超過(guò)70%，創(chuàng)造了人類(lèi)反貧困史上的中國(guó)奇跡[2]。打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)并不意味著反貧困的終結(jié)。隨著脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)的結(jié)束，我國(guó)反貧困戰(zhàn)略需要適時(shí)做出調(diào)整，即由絕對(duì)貧困治理轉(zhuǎn)向相對(duì)貧困治理，由收入貧困治理轉(zhuǎn)向多維貧困治理，由超常規(guī)脫貧攻堅(jiān)轉(zhuǎn)向常規(guī)性貧困治理[3]。在“十四五”時(shí)期，盡管已經(jīng)實(shí)現(xiàn)了農(nóng)村全面建成小康社會(huì)的目標(biāo)，但仍需要鞏固農(nóng)村脫貧攻堅(jiān)的成果，對(duì)已摘帽的深度貧困縣和相對(duì)貧困地區(qū)，還要繼續(xù)加大財(cái)政轉(zhuǎn)移支付力度，建立減少相對(duì)貧困的長(zhǎng)效機(jī)制。具有扶貧性質(zhì)的財(cái)政教育扶貧支出，是提升貧困人口人力資本實(shí)現(xiàn)徹底脫貧和預(yù)防返貧的根本途徑。

值得注意的是，財(cái)政做為扶貧的主力，中央財(cái)政專(zhuān)項(xiàng)扶貧資金減貧的邊際效果出現(xiàn)明顯下降。我國(guó)從1980年開(kāi)始投入第一筆財(cái)政專(zhuān)項(xiàng)扶貧資金，2018年突破1 000億元，2020年達(dá)到1 461億元[4]。假定其他類(lèi)型的扶貧資金增量不變，每新增1億元中央財(cái)政專(zhuān)項(xiàng)扶貧資金對(duì)應(yīng)的減貧人數(shù)，從2012年的39萬(wàn)人，下降至2017年的不到7萬(wàn)人[1]。研究財(cái)政教育扶貧支出在多大程度上幫助貧困人口實(shí)現(xiàn)徹底脫貧和預(yù)防返貧，是否有空間溢出效應(yīng)，對(duì)于實(shí)現(xiàn)財(cái)政教育扶貧資源的地區(qū)之間合理配置，使有限的財(cái)政教育扶貧資金取得更好的減貧效果具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1 文獻(xiàn)綜述

1.1 教育在緩解貧困方面有重要作用

一是從農(nóng)戶個(gè)體角度研究，精神貧困及教育不足是農(nóng)戶陷入貧困的主要根源[5]。程名望等認(rèn)為健康與教育所體現(xiàn)的人力資本是影響農(nóng)戶收入水平的重要因素，對(duì)農(nóng)村的減貧具有顯著作用[6]。汪三貴研究發(fā)現(xiàn)人力資本投資是阻斷貧困在代際傳遞的有效途徑[7]。農(nóng)戶家庭年均教育收益率隨著家庭平均教育年限的提高而遞增，教育反貧困能夠給家庭帶來(lái)比較高的教育回報(bào)[8]。劉修巖等基于上海市農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，搭建兩階段probit模型，發(fā)現(xiàn)提高農(nóng)戶受教育水平能顯著降低其陷入貧困的概率[9]。蔣選等通過(guò)對(duì)比黑色關(guān)聯(lián)度的結(jié)果，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶的受教育程度能顯著影響貧困狀況，基礎(chǔ)教育對(duì)于減緩貧困有積極影響，而較高的受教育水平有利于進(jìn)一步提高農(nóng)戶收入[10]。但是也有學(xué)者對(duì)農(nóng)戶貧困的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，楊國(guó)濤認(rèn)為教育因子未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，因而無(wú)法判斷其對(duì)農(nóng)戶貧困的影響方向和程度[11]。二是從政府角度研究，Kurosaki等研究了巴基斯坦農(nóng)村的人力資本尤其是教育在緩解貧困方面起到了重要作用[12]。王春萍等指出一國(guó)的貧困指標(biāo)與教育水平呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，教育發(fā)展水平越高，就越不容易發(fā)生貧困現(xiàn)象[13]。田祖蔭等研究發(fā)現(xiàn)教育在低收入國(guó)家的收益較高，增加教育投入是消除貧困的重要戰(zhàn)略[14]。教育在我國(guó)具有邊際效益遞增的特點(diǎn)，投資于教育會(huì)帶來(lái)經(jīng)濟(jì)收益，提高教育水平不僅有助于個(gè)人收入的提高，而且從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看也最終會(huì)有助于縮小收入差距[15]。農(nóng)村教育、健康、經(jīng)驗(yàn)三種人力資本中，教育人力資本對(duì)于改善農(nóng)村綜合貧困狀況作用最強(qiáng)，增加1單位教育人力資本可以帶來(lái)平方貧困距指數(shù)減少0.001 14，增加教育人力資本投資有利于實(shí)現(xiàn)農(nóng)村長(zhǎng)期穩(wěn)定脫貧[16]。郭新華等認(rèn)為我國(guó)教育對(duì)貧困變動(dòng)有顯著正效應(yīng)，教育對(duì)貧困變動(dòng)的彈性由貧困發(fā)生率、教育基尼系數(shù)、教育投入對(duì)人均收入的彈性以及教育投入的變化率共同決定，教育對(duì)貧困變動(dòng)的彈性值在1.41~5.57之間變動(dòng)[17]。

1.2 對(duì)教育扶貧效果的研究

一是從教育扶貧實(shí)踐角度對(duì)教育直接扶貧效果研究，聚焦教育貧困。李芳等指出扶教育之貧是貧困地區(qū)教育扶貧的前提[18]。黨的十八大以來(lái)，教育部組織并實(shí)施了教育領(lǐng)域扶貧開(kāi)發(fā)20項(xiàng)惠民政策，包括幫助貧困地區(qū)普及義務(wù)教育、加強(qiáng)學(xué)校基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、建立學(xué)生的資助體系及提升教師隊(duì)伍的素質(zhì)等[19]。為了評(píng)價(jià)與反饋教育扶貧政策的實(shí)施效果，袁利平等構(gòu)建了“發(fā)展評(píng)估”與“脫貧評(píng)估”相結(jié)合的“教育投入、過(guò)程保障、教育產(chǎn)出和教育脫貧”四個(gè)維度的教育扶貧政策實(shí)施效果評(píng)估指標(biāo)體系[20]。王林雪等構(gòu)建了“扶教育之貧”和“依靠教育扶貧”雙重屬性的扶貧對(duì)象的識(shí)別、資源投入、教育扶貧的產(chǎn)出以及成效的教育扶貧績(jī)效評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，并進(jìn)一步構(gòu)建了基于灰色關(guān)聯(lián)度的評(píng)價(jià)模型[21]。張琦等借鑒聯(lián)合國(guó)教科文組織的績(jī)效評(píng)價(jià)體系等相關(guān)指標(biāo)，構(gòu)建了激勵(lì)與約束并存的基礎(chǔ)鞏固、能力提升、通道流動(dòng)、空間協(xié)作、社會(huì)支持五個(gè)向度的教育脫貧工作績(jī)效指標(biāo)體系[22]。邢慧斌等從精準(zhǔn)識(shí)別、精準(zhǔn)幫扶和扶貧支持環(huán)境三個(gè)方面構(gòu)建了集中連片特困區(qū)教育精準(zhǔn)扶貧績(jī)效的指標(biāo)體系，并對(duì)燕山—太行山區(qū)八個(gè)連片特困縣的教育扶貧績(jī)效進(jìn)行了實(shí)證分析[23]。二是從教育財(cái)政支出角度對(duì)教育間接扶貧效果的研究，聚焦人的貧困。王海研究發(fā)現(xiàn)教育財(cái)政既可以通過(guò)財(cái)政轉(zhuǎn)移支付的方式實(shí)現(xiàn)直接減貧，亦可以通過(guò)大力發(fā)展經(jīng)濟(jì)，提高貧困人群的人力資本，提升貧困人群的經(jīng)濟(jì)收入實(shí)現(xiàn)間接減緩貧困[24]。Cremin等追蹤了教育投資的減貧效果[25]，Ghatak認(rèn)為財(cái)政教育支出在任何情形下都有利于貧困的減少[26]。Asadullah等研究發(fā)現(xiàn)孟加拉國(guó)的財(cái)政教育支出沒(méi)有顯著的減貧效應(yīng)，而財(cái)政醫(yī)療方面的支出卻有顯著減貧效應(yīng)[27]，發(fā)展中國(guó)家的財(cái)政教育支出的減貧效果隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)邊際遞減特征[28]。劉明慧等研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)財(cái)政人力資本支出減貧效應(yīng)顯著，具體表現(xiàn)為支出強(qiáng)度每增加1%，平均貧困發(fā)生率降低0.107 6%，且財(cái)政人力資本支出不僅自身能有效減貧，而且能促進(jìn)財(cái)政物質(zhì)資本支出減貧[29]。和立道等認(rèn)為由于產(chǎn)業(yè)融合及農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈提高了農(nóng)村從業(yè)人員的技能需求，農(nóng)村地區(qū)人力資本公共投資中的勞動(dòng)技能培訓(xùn)支出對(duì)貧困農(nóng)村地區(qū)的減貧效果發(fā)揮明顯的積極作用[30]。王瑋等指出全國(guó)農(nóng)村教育支出對(duì)農(nóng)村具有正向減貧效果，但是青海和新疆的農(nóng)村教育支出對(duì)農(nóng)村貧困深度卻表現(xiàn)出負(fù)向影響，即隨著農(nóng)村教育支出的增加，這兩個(gè)省的貧困深度非但沒(méi)有改善，反而繼續(xù)惡化[31]。只有少數(shù)學(xué)者對(duì)財(cái)政教育支出的減貧效果是否存在空間溢出效應(yīng)及空間差異性問(wèn)題做了研究。李盛基等認(rèn)為財(cái)政教育支出既具有較強(qiáng)的直接減貧效果，也具有較強(qiáng)的空間溢出效應(yīng)[32]。在全國(guó)層面，財(cái)政教育支出的減貧效應(yīng)最大，但未發(fā)現(xiàn)教育財(cái)政支出的空間外溢。在地區(qū)層面，東部地區(qū)的財(cái)政教育支出的減貧效應(yīng)最大，中部地區(qū)和西部地區(qū)大體相當(dāng)。東部地區(qū)的財(cái)政教育支出減貧效應(yīng)空間相關(guān)性顯著，中部地區(qū)顯著為負(fù)，西部地區(qū)不顯著[33]。劉建民等指出我國(guó)財(cái)政教育支出減貧效果不僅存在“鄰近”空間溢出效應(yīng)，還受到更遠(yuǎn)距離的空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)影響，區(qū)域間財(cái)政教育支出差異和人力資本差異與農(nóng)村貧困聯(lián)動(dòng)矩陣呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)[34]。財(cái)政教育支出的減貧效果不一定表現(xiàn)為簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，財(cái)政教育支出與減貧效果間存在非線性空間聯(lián)系，即在不同的教育財(cái)政支出強(qiáng)度區(qū)間范圍內(nèi)，其減貧彈性是有變化的，即存在門(mén)檻效應(yīng)[35-36]。

綜上所述，學(xué)者們對(duì)教育是否能減貧和教育扶貧政策以及公共教育支出減貧效果進(jìn)行了大量卓有成效的研究，為本文奠定了良好的研究基礎(chǔ)。但多數(shù)學(xué)者關(guān)注教育直接扶貧效果，教育間接扶貧效果的實(shí)證研究尚不多見(jiàn)。在財(cái)政教育扶貧支出減貧效果是否存在空間外溢和地區(qū)差異性這個(gè)問(wèn)題上，學(xué)術(shù)界的研究還不多，且未得出一致的結(jié)論。且在實(shí)證研究中，多數(shù)學(xué)者未區(qū)分教育財(cái)政支出的農(nóng)村和城市的投入，尤其是沒(méi)有發(fā)現(xiàn)用財(cái)政教育扶貧支出分類(lèi)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。基于此，本文采用我國(guó)減貧數(shù)據(jù)庫(kù)中20個(gè)農(nóng)村貧困地區(qū)面板數(shù)據(jù)①，對(duì)各地區(qū)的財(cái)政教育扶貧支出與貧困之間的空間動(dòng)態(tài)關(guān)系做進(jìn)一步的研究。主要的創(chuàng)新有：第一，利用省級(jí)空間動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)構(gòu)建教育扶貧支出與貧困之間關(guān)系的數(shù)學(xué)模型，考察了財(cái)政教育扶貧支出減貧的直接效果和通過(guò)人力資本減貧的間接效果以及空間溢出效應(yīng)。第二，對(duì)各經(jīng)濟(jì)區(qū)域內(nèi)的教育扶貧支出與農(nóng)村貧困率的關(guān)系進(jìn)行估計(jì)，使研究結(jié)論對(duì)有效地實(shí)施減貧政策更具有針對(duì)性。第三，對(duì)農(nóng)村貧困率的動(dòng)態(tài)面板回歸模型進(jìn)行門(mén)檻變量的估計(jì)。

2 影響機(jī)制、變量選擇、數(shù)據(jù)來(lái)源與空間自相關(guān)判斷

2.1 政府農(nóng)村財(cái)政教育扶貧支出對(duì)貧困的影響機(jī)制

政府農(nóng)村財(cái)政教育扶貧支出對(duì)貧困的影響主要通過(guò)三個(gè)渠道：一是財(cái)政教育扶貧資金的直接減貧效果。政府對(duì)農(nóng)村財(cái)政教育扶貧資金支出為貧困者脫離貧困提供了基本的物質(zhì)保障，起到兜底作用。在貧困地區(qū)普及義務(wù)教育和建立學(xué)生資助體系，加強(qiáng)貧困地區(qū)學(xué)?；A(chǔ)設(shè)施建設(shè)及提升教師隊(duì)伍素質(zhì)，特別是國(guó)家加大農(nóng)村職業(yè)教育投入，就相當(dāng)于提高了教育的普及性，使貧困群體的家庭成員受教育機(jī)會(huì)增加，最終提高貧困家庭改變低收入現(xiàn)狀的能力。二是財(cái)政教育扶貧資金的間接減貧效果。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉取決于各種生產(chǎn)要素的投入，包括物質(zhì)資本、人力資本、自然資源和技術(shù)知識(shí)。各國(guó)通過(guò)財(cái)政政策，在提供教育服務(wù)、促進(jìn)人力資本積累方面發(fā)揮重要作用。人力資本指通過(guò)教育、培訓(xùn)和經(jīng)驗(yàn)而獲得的知識(shí)與技能，包括在早期兒童教育、小學(xué)、中學(xué)、大學(xué)和成人勞動(dòng)力在職培訓(xùn)中所積累的技能。人力資本提高了一國(guó)生產(chǎn)物品和勞務(wù)的能力，是生產(chǎn)出來(lái)的生產(chǎn)要素。只有人力資本得到提高，才能提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，從而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。財(cái)政教育扶貧支出使農(nóng)村貧困者接受教育或培訓(xùn)，使貧困者人力資本得到改善，改進(jìn)農(nóng)村貧困群體的生產(chǎn)要素質(zhì)量，間接地提高其勞動(dòng)力要素的市場(chǎng)價(jià)格，如部分貧困者可以轉(zhuǎn)向非農(nóng)生產(chǎn)部門(mén)，提高其獲取高收入的能力，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)間接減緩貧困的目的，最終推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。人力資本改善能夠有效提高農(nóng)村貧困者的收入水平，使其根本上脫離貧困陷阱。由于教育的過(guò)程具有長(zhǎng)期性，不能一蹴而就，依靠教育扶貧的過(guò)程必然是緩慢的。三是農(nóng)村財(cái)政教育扶貧資金支出的空間溢出效應(yīng)。主要體現(xiàn)在農(nóng)村財(cái)政教育扶貧資金支出減貧政策對(duì)空間聚集與擴(kuò)散的影響。財(cái)政教育扶貧資金支出不僅能夠?qū)崿F(xiàn)本地區(qū)的減貧，還能夠通過(guò)空間溢出效應(yīng)促進(jìn)其相鄰地區(qū)間接實(shí)現(xiàn)減貧。我國(guó)貧困人口的分布呈現(xiàn)明顯的空間分化，農(nóng)村貧困發(fā)生率較高的區(qū)域和農(nóng)村貧困發(fā)生率較低的區(qū)域集聚特征非常明顯。這是因?yàn)槿丝诰哂锌鐓^(qū)域的流動(dòng)性，并且一般空間距離越近，流動(dòng)頻率越高。相鄰地區(qū)的生產(chǎn)、社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、文化等方面表現(xiàn)出較高的趨同性。同時(shí)，由于我國(guó)農(nóng)村不同區(qū)域的經(jīng)濟(jì)、文化、社會(huì)制度及地理環(huán)境等因素存在著較大差異，這種空間溢出效應(yīng)又存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性。

2.2 變量選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以財(cái)政教育扶貧資金影響貧困的兩種途徑為基礎(chǔ)，被解釋變量即各地區(qū)農(nóng)村貧困狀態(tài)，選取各地區(qū)農(nóng)村財(cái)政教育扶貧支出、農(nóng)村人力資本、農(nóng)村人均GDP、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資、農(nóng)村社會(huì)救濟(jì)支出作為模型的解釋變量，構(gòu)建財(cái)政教育扶貧支出減貧效果的空間面板模型。由于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局每年發(fā)布的《中國(guó)農(nóng)村貧困監(jiān)測(cè)報(bào)告》中分地區(qū)的農(nóng)村貧困率只有2011以后的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，無(wú)法滿足研究的需要。韓克慶指出考慮到各地區(qū)參照國(guó)家扶貧標(biāo)準(zhǔn)調(diào)整低保標(biāo)準(zhǔn)，把低收入的困難群體都納入低保制度[37]。所以，農(nóng)村最低生活保障線是與農(nóng)村貧困線最為接近的度量指標(biāo)。農(nóng)村貧困率=地區(qū)農(nóng)村最低生活保障人數(shù)/地區(qū)農(nóng)村人口總數(shù)[38]。財(cái)政教育扶貧支出：按照教育層級(jí)包含農(nóng)村小學(xué)、農(nóng)村初中、農(nóng)村高中及中等職業(yè)學(xué)校國(guó)家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)以及高等教育階段的助學(xué)金。相關(guān)數(shù)據(jù)表明，我國(guó)中等職業(yè)學(xué)校中農(nóng)村生源約占70%，中等職業(yè)學(xué)校教育事業(yè)費(fèi)能反映國(guó)家對(duì)于農(nóng)村職業(yè)教育的投入力度。農(nóng)村人力資本：主要考慮教育形成的人力資本在緩解貧困方面有重要作用。農(nóng)村地區(qū)人均GDP：代表各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，考慮到經(jīng)濟(jì)發(fā)展是減少貧困人口的主要因素。農(nóng)村固定資產(chǎn)投資：包括農(nóng)村農(nóng)林水支出和交通運(yùn)輸支出。農(nóng)村社會(huì)救濟(jì)支出：包括農(nóng)村低保，其他農(nóng)村社會(huì)救濟(jì)和農(nóng)村醫(yī)療救助支出。

以上數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)民政統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)人力資本報(bào)告2020》。

2.3 空間自相關(guān)判斷

在進(jìn)行空間計(jì)量分析之前，首先對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率在地理空間的相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)。本文采用全局莫蘭指數(shù)Moran’s I來(lái)檢驗(yàn)農(nóng)村貧困發(fā)生率的空間自相關(guān)性。如表1所示，Moran’s I大多數(shù)年份分別通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)和5%顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明我國(guó)農(nóng)村貧困發(fā)生率并非完全呈現(xiàn)隨機(jī)分布，具有一定的空間溢出效應(yīng)。因此，有必要從空間維度對(duì)財(cái)政教育扶貧支出的減貧效應(yīng)進(jìn)行空間計(jì)量分析。

表1 2000—2017年農(nóng)村貧困率的全局莫蘭指數(shù)

為了進(jìn)一步考察農(nóng)村貧困發(fā)生率空間集聚結(jié)構(gòu)及變化，繪制全局莫蘭指數(shù)Moran’s I散點(diǎn)圖，該散點(diǎn)圖將空間集聚分為四個(gè)類(lèi)型，對(duì)應(yīng)圖1中的四個(gè)象限，第一和第三象限反映正的空間相關(guān)性，第二和第四象限反映負(fù)的空間相關(guān)性。根據(jù)圖1和表2，多數(shù)省區(qū)落在第一和第三象限，落在第二和第四象限中省區(qū)較少，即20個(gè)省區(qū)總體表現(xiàn)出正的空間相關(guān)性，即農(nóng)村貧困發(fā)生率較高的區(qū)域集聚在一起，農(nóng)村貧困發(fā)生率較低的區(qū)域集聚在一起，空間分化明顯。

表2 農(nóng)村貧困率地區(qū)空間相關(guān)模式

圖1 農(nóng)村貧困率莫蘭指數(shù)散點(diǎn)圖

3 農(nóng)村財(cái)政教育扶貧支出減貧效果的空間溢出效應(yīng)分析

3.1 空間模型構(gòu)建與選擇

根據(jù)前面莫蘭指數(shù)分析得知，變量在各區(qū)域之間存在明顯的空間自相關(guān)，即空間溢出效應(yīng)，因此需要考慮空間計(jì)量模型。針對(duì)Anselin提出的空間自回歸模型（SAR）、空間杜賓模型（SDM）、空間誤差模型（SEM），進(jìn)行模型分析和選擇[39]。

空間自回歸模型（SAR）：

空間杜賓模型（SDM）：

空間誤差模型（SEM）：

其中，PKLit代表農(nóng)村貧困率，CZJYit代表財(cái)政教育扶貧支出總額，RLZBit代表農(nóng)村人力資本，GDPit代表農(nóng)村人均GDP，GDZCit代表農(nóng)村固定資產(chǎn)投資，SHJJit代表農(nóng)村社會(huì)救濟(jì)支出，τ為被解釋變量時(shí)間滯后項(xiàng)系數(shù)，ρ為被解釋變量空間滯后項(xiàng)系數(shù)，θ1、θ2、θ3為解釋變量空間滯后項(xiàng)系數(shù)，λ為空間誤差項(xiàng)系數(shù)，W為空間權(quán)重矩陣，本文采用空間相鄰權(quán)重矩陣，μi為個(gè)體效應(yīng)，γt為時(shí)間效應(yīng)，為減少異方差，所有變量均取對(duì)數(shù)。

為了對(duì)模型進(jìn)行篩選，利用空間依賴(lài)性檢驗(yàn)，針對(duì)空間滯后（Spatial lag）的兩個(gè)檢驗(yàn)均顯著，穩(wěn)健的拉格朗日乘數(shù)滯后檢驗(yàn)（RLMLAG）顯著為零，p值為0.003，而穩(wěn)健的拉格朗日乘數(shù)誤差檢驗(yàn)（RLMERR）不顯著，p值為0.692；同時(shí)，拉格朗日乘數(shù)滯后檢驗(yàn)（LMLAG）的p值為0.003，比拉格朗日乘數(shù)誤差檢驗(yàn)（LMERR）在統(tǒng)計(jì)上（p值為0.900）更加顯著，所以空間滯后模型更合適，即空間自回歸模型SAR和空間杜賓模型SDM（為節(jié)省篇幅，此處檢驗(yàn)表格省略）。

3.2 空間動(dòng)態(tài)面板模型的檢驗(yàn)與估計(jì)

進(jìn)一步需要在空間自回歸模型SAR和空間杜賓模型SDM之間選擇，如表3所示，空間杜賓模型SDM的空間固定效應(yīng)相對(duì)于其他模型的對(duì)數(shù)似然值（-281.585 4）最大，組間R方（0.840 4）最大，回歸系數(shù)的顯著性也最好。因此，選擇空間固定效應(yīng)的空間杜賓模型SDM來(lái)解釋空間溢出效果。

根據(jù)表3空間固定效應(yīng)的空間杜賓模型SDM的估計(jì)結(jié)果，財(cái)政教育扶貧支出表現(xiàn)出正向的直接和間接減貧效果。財(cái)政教育扶貧支出的系數(shù)為負(fù)，但不顯著。而滯后一期的財(cái)政教育扶貧支出的系數(shù)為負(fù)，且在5%的水平下顯著，上一年的財(cái)政教育扶貧支出增加1%，本年貧困率降低0.901 8%。這說(shuō)明我國(guó)財(cái)政教育扶貧支出直接減貧效果非常顯著，但在時(shí)間上具有滯后性，這可能是因?yàn)榻鼛啄晡覈?guó)政府不斷加大農(nóng)村財(cái)政教育扶貧支出的力度。財(cái)政教育扶貧支出與人力資本的交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，且在5%的水平下顯著，財(cái)政教育扶貧支出增加1%，通過(guò)提升人力資本使貧困率降低0.324 6%，這說(shuō)明我國(guó)財(cái)政教育扶貧支出間接減貧效果也比較顯著，但明顯小于直接減貧效果。農(nóng)村人力資本與貧困率之間為非線性關(guān)系，農(nóng)村人力資本的二次方系數(shù)為負(fù)，且在5%的水平下顯著，說(shuō)明人力農(nóng)村資本的提升對(duì)貧困率下降的邊際效應(yīng)遞減，因?yàn)槿肆Y本總量的增長(zhǎng)不僅僅歸因于受教育程度的提高，還取決于教育回報(bào)率的增加及人口因素。農(nóng)村固定資產(chǎn)投資系數(shù)為負(fù)，且在10%的水平下顯著，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資增加1%，貧困率降低0.356 0%。而農(nóng)村社會(huì)救濟(jì)支出系數(shù)為正，且在1%的水平下顯著，農(nóng)村社會(huì)救濟(jì)支出增加1%，導(dǎo)致貧困率提高0.220 3%，可能是因?yàn)樯鐣?huì)救濟(jì)支出容易使人們產(chǎn)生依賴(lài)心理，不再努力擺脫貧困。農(nóng)村人均GDP的系數(shù)為正，但對(duì)貧困率影響不顯著。財(cái)政教育扶貧支出還表現(xiàn)出積極的空間溢出效果。財(cái)政教育扶貧支出的滯后一期表現(xiàn)出正向的空間外溢，相鄰地區(qū)財(cái)政教育扶貧支出每上升1%，導(dǎo)致本地區(qū)貧困率下降0.179 5%，并且在10%水平下顯著。農(nóng)村固定資產(chǎn)投入和農(nóng)村人力資本也表現(xiàn)出正向的空間外溢，相鄰地區(qū)的農(nóng)村固定資產(chǎn)投入每上升1%，則導(dǎo)致本地區(qū)貧困率下降0.195 8%，并且在5%水平下顯著。相鄰地區(qū)的農(nóng)村人力資本的平方每上升1%，導(dǎo)致本地區(qū)貧困率下降0.034 9%，并且在10%水平下顯著。

表3 SAR和SDM模型對(duì)比與選擇

3.3 財(cái)政教育扶貧支出減貧效果地區(qū)異質(zhì)性的實(shí)證分析

為了進(jìn)一步考察上述教育財(cái)政扶貧支出的減貧效果在不同的區(qū)域是否一致，采用空間固定效應(yīng)的空間杜賓模型（SDM），按三大區(qū)域單獨(dú)進(jìn)行了檢驗(yàn)②。

從表4可以看出，東中西部主要解釋變量的減貧效果存在差異。財(cái)政教育扶貧支出的系數(shù)為負(fù)，只有東部地區(qū)顯著。而滯后一期的財(cái)政教育扶貧支出的系數(shù)為負(fù)，但三個(gè)地區(qū)都沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。財(cái)政教育扶貧支出與人力資本的交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，東部和西部顯著，中部不顯著。農(nóng)村人力資本的平方系數(shù)項(xiàng)為負(fù)，農(nóng)村人力資本的提升對(duì)貧困率下降的邊際效應(yīng)遞減，東部和西部顯著，中部不顯著。固定資產(chǎn)投資系數(shù)為負(fù)，東部和中部顯著，西部不顯著。而農(nóng)村社會(huì)救濟(jì)支出系數(shù)為正，且在中西部顯著，東部不顯著。在空間溢出效應(yīng)上，中部和西部財(cái)政教育扶貧支出的時(shí)間滯后項(xiàng)顯示出非常顯著的空間溢出效應(yīng)。中部地區(qū)農(nóng)村人力資本平方項(xiàng)的空間溢出效應(yīng)顯著。

3.4 財(cái)政教育扶貧支出減貧效果的動(dòng)態(tài)面板門(mén)檻特征分析

根據(jù)Stephanie等提出的動(dòng)態(tài)面板門(mén)檻分析思路，對(duì)農(nóng)村貧困率的動(dòng)態(tài)面板回歸模型進(jìn)行門(mén)檻研究[40]。

3.4.1 動(dòng)態(tài)面板門(mén)檻回歸模型設(shè)定

選取農(nóng)村人均GDP的一階滯后和財(cái)政教育扶貧支出的一階滯后作為門(mén)檻變量，建立動(dòng)態(tài)面板門(mén)檻回歸模型（4）和（5）式：

表4 中東西部地區(qū)估計(jì)結(jié)果對(duì)比

其中，公式（4）和（5）中，δ為門(mén)檻變量農(nóng)村人均GDP一階滯后的待估計(jì)門(mén)檻值，γ為門(mén)檻變量財(cái)政教育扶貧支出一階滯后的待估計(jì)門(mén)檻值，I（·）為指標(biāo)函數(shù)。

3.4.2 門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)

針對(duì)農(nóng)村人均GDP一階滯后和財(cái)政教育扶貧支出一階滯后的門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)如表5。

表5 門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)

從表5可以看出，兩個(gè)門(mén)檻變量農(nóng)村人均GDP一階滯后和財(cái)政教育扶貧支出一階滯后其門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量SupWStar非常顯著，表明存在單個(gè)門(mén)檻值。

3.4.3 門(mén)檻模型估計(jì)結(jié)果

表6經(jīng)過(guò)換算，農(nóng)村人均GDP一階滯后的門(mén)檻值為9 899元，財(cái)政教育扶貧支出一階滯后的門(mén)檻值為151.046 69億元。農(nóng)村人均GDP一階滯后為門(mén)檻變量的估計(jì)結(jié)果顯示，當(dāng)期財(cái)政教育扶貧支出減貧效果受前一期的農(nóng)村人均GDP的影響，當(dāng)前一期的農(nóng)村人均GDP高于門(mén)檻值9 899元時(shí)，財(cái)政教育扶貧支出的估計(jì)系數(shù)（減貧彈性）從-8.995 3降為-8.497 7，下降5.85%。說(shuō)明一個(gè)地區(qū)前一期的農(nóng)村人均GDP一旦高于9 899元，當(dāng)期財(cái)政教育扶貧支出減貧邊際效果遞減。以財(cái)政教育扶貧支出一階滯后為門(mén)檻變量的估計(jì)結(jié)果顯示，當(dāng)期財(cái)政教育扶貧支出減貧效果還受前一期的財(cái)政教育扶貧支出的影響，當(dāng)前一期的財(cái)政教育扶貧支出高于門(mén)檻值151.046 69億元時(shí)，財(cái)政教育扶貧支出的估計(jì)系數(shù)（減貧彈性）從-7.977 0上升為-8.075 8，上升1.24%。說(shuō)明一個(gè)地區(qū)前一期的財(cái)政教育扶貧支出一旦高于151.046 69億元，當(dāng)期財(cái)政教育扶貧支出減貧邊際效果遞增。

表6 門(mén)檻值和估計(jì)系數(shù)

4 研究結(jié)論與啟示

4.1 研究結(jié)論

本文在已有研究的基礎(chǔ)上，利用我國(guó)減貧數(shù)據(jù)庫(kù)中20個(gè)農(nóng)村貧困地區(qū)2000—2017年省級(jí)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建財(cái)政教育扶貧支出與農(nóng)村貧困之間關(guān)系的空間動(dòng)態(tài)面板數(shù)學(xué)模型，采用空間固定效應(yīng)SDM模型測(cè)度我國(guó)財(cái)政教育扶貧支出的空間溢出效應(yīng)，除了考察財(cái)政教育扶貧支出的直接效果以及通過(guò)人力資本減貧的間接效果，還考察了通過(guò)空間傳導(dǎo)機(jī)制所產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng)。主要結(jié)論如下：

全國(guó)層面的空間計(jì)量分析結(jié)果表明，財(cái)政教育扶貧支出的直接和間接減貧效果均具有滯后性，表現(xiàn)為前一期的財(cái)政教育扶貧支出對(duì)本期貧困率下降影響顯著且存在空間外溢，財(cái)政教育扶貧支出通過(guò)提升人力資本的間接減貧作用顯著，但不存在空間外溢。農(nóng)村固定資產(chǎn)投資減貧效果顯著，且存在空間外溢。

分地區(qū)層面的空間計(jì)量分析結(jié)果表明，財(cái)政教育扶貧支出的直接和間接減貧效果均具有滯后性，前一期財(cái)政教育扶貧支出對(duì)本期貧困率下降影響均不顯著，但是中部和西部地區(qū)前一期財(cái)政教育扶貧支出卻顯示出非常顯著的空間溢出效應(yīng)，與全國(guó)層面的結(jié)論不完全一致。財(cái)政教育扶貧支出通過(guò)提升人力資本的間接減貧效果在東部和西部顯著，中部不顯著。農(nóng)村固定資產(chǎn)投資減貧效果西部不顯著。

門(mén)檻變量的估計(jì)結(jié)果表明，財(cái)政教育扶貧支出對(duì)減貧的效果并非起線性作用，而是呈現(xiàn)非線性作用，即存在“拐點(diǎn)”或者“門(mén)檻”。前一期農(nóng)村人均GDP一旦跨越了門(mén)檻值，財(cái)政教育扶貧支出減貧彈性下降，出現(xiàn)財(cái)政教育扶貧支出減貧邊際效果遞減。當(dāng)前一期的財(cái)政教育扶貧支出高于門(mén)檻值時(shí)，財(cái)政教育扶貧支出的減貧彈性上升，出現(xiàn)財(cái)政教育扶貧支出減貧邊際效果遞增。

4.2 啟示

繼續(xù)加大財(cái)政教育扶貧支出的力度。新時(shí)期我國(guó)扶貧目標(biāo)從解決極端貧困人口的生存問(wèn)題轉(zhuǎn)為重點(diǎn)關(guān)注貧困人口的發(fā)展問(wèn)題，只有貧困人口在教育醫(yī)療及社會(huì)服務(wù)方面的支出增加，才能從根本上提高貧困人口的自我生存和自我發(fā)展能力，才不容易返貧。

充分利用空間溢出效應(yīng)的作用。各地區(qū)在制定減貧政策時(shí)應(yīng)具有全局思維，不僅要充分發(fā)揮本地教育財(cái)政扶貧支出對(duì)本地區(qū)減貧的促進(jìn)作用，而且要與鄰近地區(qū)形成協(xié)同聯(lián)動(dòng)以充分獲得鄰近地區(qū)減貧的空間溢出效應(yīng)，共同解決區(qū)域貧困問(wèn)題。同時(shí)，中央政府要適當(dāng)加大對(duì)空間溢出效應(yīng)較強(qiáng)的地區(qū)財(cái)政教育扶貧的投入，彌補(bǔ)這些地區(qū)由于外溢造成的損失，平衡地區(qū)利益，使正外部性效果得以更好發(fā)揮。

教育反貧困與其他反貧困方略協(xié)調(diào)互動(dòng)，實(shí)現(xiàn)功能互補(bǔ)[41]。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)落后和財(cái)政教育扶貧支出水平較低的地區(qū)，進(jìn)一步加大財(cái)政教育扶貧支出的力度，通過(guò)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高達(dá)到減貧目的。但對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展比較快的地區(qū)，進(jìn)一步加大財(cái)政教育扶貧支出的力度可能會(huì)由于效率的損失而不能得到滿意的結(jié)果，說(shuō)明要最大化的發(fā)揮教育反貧困的功能，還需要與反貧困中其他維度的手段互相配合，共同助力提升教育反貧困成效。

注 釋?zhuān)?/p>

① 我國(guó)減貧數(shù)據(jù)庫(kù)中包括22個(gè)省，西藏因數(shù)據(jù)不全做了剔除，海南因地理空間不連續(xù)做了剔除。

② 根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局《中國(guó)農(nóng)村貧困監(jiān)測(cè)報(bào)告》的中東西部劃分標(biāo)準(zhǔn)：東部貧困地區(qū)包括河北、廣西兩?。恢胁控毨У貐^(qū)包括吉林、黑龍江、內(nèi)蒙古、山西、河南、安徽、湖北、湖南、江西9個(gè)??；西部貧困地區(qū)包括陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆、云南、貴州、四川、重慶9個(gè)省市。由于東部貧困地只有河北和廣西，互不相鄰，彼此之間沒(méi)有空間相關(guān)效應(yīng)。因此，對(duì)于東部地區(qū)使用動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行估計(jì)。