民生財(cái)政支出減貧效應(yīng)的空間溢出與門檻特征

謝宗棠

(西北民族大學(xué) 管理學(xué)院，甘肅 蘭州 730030)

自1978年改革開放以來，中國不僅在經(jīng)濟(jì)增長方面取得了舉世矚目的成就，同時(shí)在貧困減緩方面也取得了巨大成就。2019年2月28日公布的《2018年國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》顯示，2018年年末農(nóng)村貧困人口為1660萬人[1]，相對(duì)于1978年年末的7.7億人，40年間共累計(jì)減少貧困人口7.53億人，平均每年減少貧困人口1884萬人；2018年農(nóng)村貧困發(fā)生率為1.70%[1]，相對(duì)于1978年的30.70%，40年間共累計(jì)下降29%，平均每年減少0.73個(gè)百分點(diǎn)。在中國實(shí)施的減貧政策中，民生財(cái)政政策不可忽視。近年來，以教育、醫(yī)療、社保和住房為代表的民生性財(cái)政支出總額增長較快，其占財(cái)政總支出的比重也明顯提高[2]。2002-2018年中國民生財(cái)政支出總額從4384.23億元上升到77978.61億元，提高了約17.79倍，同時(shí)民生財(cái)政支出占財(cái)政總支出的比重也從2002年的28.69%提高到2018年41.43%。這為貧困群體的生活水平提高和生活質(zhì)量改善發(fā)揮了重要作用，也為2020年如期脫貧和全面建成小康社會(huì)奠定了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。但是，目前大量貧困群體由于分布廣泛、所處地理位置偏僻等原因，扶貧工作難度仍較大，需要全社會(huì)和各級(jí)政府的通力合作。由于中國各省份間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、資源稟賦水平和技術(shù)發(fā)展水平各異[3]，這種省份間的異質(zhì)性使得對(duì)傳統(tǒng)同質(zhì)性假設(shè)來研究民生財(cái)政支出與貧困減緩之間的空間關(guān)系提出了挑戰(zhàn)。基于此，本文著眼于民生財(cái)政支出的減貧效應(yīng)，從空間異質(zhì)性的角度探究民生財(cái)政支出與貧困減緩之間是否存在非線性空間聯(lián)系？如果二者存在空間依存性和非線性關(guān)系特征，那么，民生財(cái)政支出對(duì)貧困減緩的作用機(jī)制又是如何實(shí)現(xiàn)的？這些問題的解決將為中國制定2020年脫貧攻堅(jiān)完成后的減貧戰(zhàn)略和改善民生政策提供微觀基礎(chǔ)和科學(xué)依據(jù)。

在研究民生財(cái)政支出與貧困減緩的關(guān)系方面，國內(nèi)外研究一直存在兩種不同的觀點(diǎn)：一種觀點(diǎn)認(rèn)為，民生財(cái)政支出的減貧效果顯著。Faguet認(rèn)為政府不斷加大科技教育、醫(yī)療衛(wèi)生、財(cái)政支農(nóng)、飲用水管理等民生財(cái)政投入，有利于改善貧困群體的生活質(zhì)量，同時(shí)也起到了顯著的減貧效果[4]。林伯強(qiáng)利用20世紀(jì)90年代獲得的中國省級(jí)貧困數(shù)據(jù)建立聯(lián)立方程組模型，采用全息極大似然估計(jì)法對(duì)中國農(nóng)村公共支出對(duì)貧困減緩效應(yīng)進(jìn)行了研究，結(jié)果表明，農(nóng)村教育、農(nóng)業(yè)研發(fā)和農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施等方面的公共投資減緩了貧困[5]。Granado等從民生財(cái)政支出的社會(huì)效用視角研究發(fā)現(xiàn)，隨著民生財(cái)政支出占總財(cái)政支出的比重增加，民生財(cái)政支出的規(guī)模性效應(yīng)顯著增強(qiáng)；此處，民生財(cái)政支出中的教育項(xiàng)目支出對(duì)貧困地區(qū)人力資本質(zhì)量的提升產(chǎn)生了積極影響，從而促進(jìn)了貧困減緩[6]。劉窮志運(yùn)用公共服務(wù)歸宿評(píng)測(cè)模型對(duì)2000-2004年中國政府公共服務(wù)是否惠及了貧困人口進(jìn)行了研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，除了社會(huì)保障服務(wù)供應(yīng)不足外，文教科衛(wèi)和社會(huì)救濟(jì)等事關(guān)民生財(cái)政的服務(wù)更多地惠及了貧困人口，進(jìn)而減緩了貧困[7]。王娟和張克中利用1994-2004年中國省級(jí)面板數(shù)據(jù)研究各項(xiàng)民生財(cái)政支出的減貧效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，基本建設(shè)支出、社會(huì)救濟(jì)支出和財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)貧困減緩存在顯著的促進(jìn)作用[8]。鄒文杰和馮琳潔構(gòu)建了空間面板模型，對(duì)1993-2013年中國財(cái)政支農(nóng)減貧效應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，財(cái)政支農(nóng)的貧困減緩效應(yīng)顯著[9]。劉宏霞等利用西部11個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，采用門檻回歸模型分析了財(cái)政支農(nóng)對(duì)多維農(nóng)村貧困減緩的影響，研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)政支農(nóng)對(duì)生活貧困和教育貧困減緩的促進(jìn)作用在增強(qiáng)[10]。

另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，民生財(cái)政支出的減貧效果不明顯。Bardhan和Mookherjee研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)可以在一定程度上提高政府在民生財(cái)政方面的投入，但由于“政治獻(xiàn)金”現(xiàn)象的存在，民生財(cái)政支出并沒有對(duì)貧困減緩產(chǎn)生作用[11]。Wu等分析了政府稅率和轉(zhuǎn)移性支出對(duì)城鄉(xiāng)收入差距和貧困減緩的影響，研究表明，政府稅率對(duì)縮小城鄉(xiāng)收入差距和減緩貧困效果不明顯[12]。張克中等從公共支出結(jié)構(gòu)和公共支出效率兩個(gè)視角對(duì)財(cái)政分權(quán)和貧困減緩之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，中國分稅制改革以后，北京、天津、上海三個(gè)直轄市財(cái)政分權(quán)程度的增加進(jìn)一步惡化了貧困狀況[13]。王志濤和王艷杰利用中國1991-2010年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)對(duì)政府公共支出與農(nóng)村貧困減緩之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證考察，研究發(fā)現(xiàn)，政府醫(yī)療衛(wèi)生支出對(duì)農(nóng)村貧困減緩的促進(jìn)作用顯著，政府支農(nóng)支出沒有達(dá)到減貧目的，而其他支出項(xiàng)目對(duì)農(nóng)村貧困減緩的影響顯著不同[14]。陳工和何鵬飛利用2007-2012年中國省級(jí)面板數(shù)據(jù)，采用動(dòng)態(tài)面板模型估計(jì)了民生財(cái)政支出分權(quán)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，研究表明，社會(huì)保障和醫(yī)療衛(wèi)生的分權(quán)進(jìn)一步縮小了城鄉(xiāng)收入差距和減緩了貧困，而教育的分權(quán)卻進(jìn)一步擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距和抑制了貧困減緩[15]。龔維進(jìn)等利用2007-2013年中國地級(jí)市面板數(shù)據(jù)，研究財(cái)政支出減貧效應(yīng)的結(jié)構(gòu)性差異，結(jié)果表明，財(cái)政支出中的醫(yī)療衛(wèi)生支出減貧效果不顯著[16]。

綜合現(xiàn)有國內(nèi)外研究現(xiàn)狀，可以得出以下評(píng)價(jià)：第一，由于各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平各異，使得傳統(tǒng)的空間同質(zhì)性假設(shè)在考察民生財(cái)政支出和貧困減緩的關(guān)系時(shí)存在一定缺陷；第二，以往在研究民生財(cái)政支出和貧困減緩之間的關(guān)系時(shí)往往從線性角度進(jìn)行考察，而忽視了兩者間可能存在的非線性關(guān)系；第三，以往研究大多采用省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行定量分析，很少引入空間面板模型和門檻面板模型進(jìn)行實(shí)證分析?；诖?，本文構(gòu)建空間面板模型，以中國2002-2018年30個(gè)省級(jí)面板數(shù)據(jù)對(duì)民生財(cái)政支出與貧困減緩的空間效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析；同時(shí)，采用門檻面板模型對(duì)民生財(cái)政支出的貧困減緩效應(yīng)進(jìn)行門檻檢驗(yàn)，探討民生財(cái)政支出與貧困減緩之間的非線性關(guān)系，為深入探究民生財(cái)政支出的減貧效應(yīng)提供理論依據(jù)。

一、模型構(gòu)建與變量選取

1.模型構(gòu)建

為了檢驗(yàn)民生財(cái)政支出與貧困減緩之間的關(guān)系，同時(shí)考慮到貧困減緩還受其他非民生財(cái)政因素的影響，本文引入城鎮(zhèn)化水平(urban)、對(duì)外開放程度(open)、城鄉(xiāng)收入差距(urgap)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(pgdp)、人均受教育水平(human)和金融發(fā)展水平(find)構(gòu)建計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型如下：

lnpovit=β1lnmsczit+β2lnurbanit+β3lnopenit+β4lnurgapit+β5lnpgdpit+β6lnhumanit+β7lnfindit+β0+νi+γt+εit

(1)

2.變量選取

(1)核心變量。貧困減緩(pov)：目前國內(nèi)外對(duì)于貧困減緩測(cè)度的指標(biāo)包括人均消費(fèi)水平、恩格爾系數(shù)、貧困發(fā)生率、FGT指數(shù)等?？紤]本研究的時(shí)間跨度和數(shù)據(jù)的可得性，本文借鑒Odhiambo[17]和崔艷娟和孫剛[18]對(duì)貧困減緩的設(shè)定，以人均消費(fèi)水平作為各省份貧困減緩的代理變量，其測(cè)定標(biāo)準(zhǔn)為：pov=農(nóng)民人均消費(fèi)水平支出×農(nóng)村人口比重+城鎮(zhèn)人均消費(fèi)支出×城鎮(zhèn)人口比重，pov值越大說明貧困減緩效應(yīng)越明顯，反之則說明貧困減緩效應(yīng)較差。

民生財(cái)政支出(mscz)：本文借鑒洪源等[2]、李斌等[19]和劉俊英[20]對(duì)民生財(cái)政支出的設(shè)定方法，以各省份財(cái)政支出中的教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會(huì)保障和就業(yè)、以及住房保障4項(xiàng)支出總和作為各省份民生財(cái)政支出的代理變量。由于在樣本期間指標(biāo)體系發(fā)生了變化，2002-2006年的民生財(cái)政支出為教育事業(yè)費(fèi)、衛(wèi)生經(jīng)費(fèi)、撫恤和社會(huì)福利救濟(jì)費(fèi)、以及社會(huì)保障補(bǔ)助4項(xiàng)支出之和來表示；2007-2018年為教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會(huì)保障和就業(yè)，以及住房保障4項(xiàng)支出總和來表示。

(2)控制變量。本文選取了以下6個(gè)控制變量：①城鎮(zhèn)化水平(urban)，用各省份城鎮(zhèn)人口與總?cè)丝诘谋戎岛饬?；②?duì)外開放程度(open)，用各省份進(jìn)出口總額與GDP的比值衡量；③城鄉(xiāng)收入差距(urgap)，用各省份城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的比值衡量；④經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(pgdp)，用各省份人均GDP來衡量；⑤人均受教育水平(human)，用各省份人均受教育年限衡量，其衡量方法為(16×大專以上人數(shù)+12×高中人數(shù)+9×初中人數(shù)+6×小學(xué)人數(shù)+0×文盲人數(shù))/6歲及6歲以上人口；金融發(fā)展水平(find)，用各省份金融業(yè)增加值與GDP的比值衡量。

3.數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

鑒于“民生財(cái)政”一詞首次出現(xiàn)在2002年的政府工作報(bào)告中，本文實(shí)證部分選取的時(shí)間跨度為2002-2018年。同時(shí)在數(shù)據(jù)收集過程中發(fā)現(xiàn)西藏?cái)?shù)據(jù)缺失較多，本文最終選取的省級(jí)行政單位共30個(gè)。文中所用的指標(biāo)原始數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國金融年鑒》《中國財(cái)政年鑒》、以及各省區(qū)市的統(tǒng)計(jì)年鑒。上述各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果詳見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

二、民生財(cái)政支出減貧的計(jì)量分析

1.民生財(cái)政支出減貧的空間溢出

(1)空間相關(guān)性檢驗(yàn)?，F(xiàn)有關(guān)于民生財(cái)政支出與貧困減緩關(guān)系的實(shí)證研究大多從傳統(tǒng)的時(shí)間序列或面板模型方法進(jìn)行了考慮，對(duì)于可能存在的地理空間維度異質(zhì)性往往被忽視，為此，有必要使用空間面板模型將空間相關(guān)性納入民生財(cái)政支出與貧困減緩關(guān)系的實(shí)證研究中。本文采用全局Moran’s I指數(shù)法來檢證民生財(cái)政支出和貧困減緩之間是否存在空間自相關(guān)。其計(jì)算公式為：

(2)

(3)

(3)式中，為省會(huì)城市間經(jīng)緯度確定的空間距離。本文運(yùn)用Moran’s I指數(shù)檢驗(yàn)方法對(duì)30個(gè)省份2002-2018年的民生財(cái)政支出和貧困減緩進(jìn)行空間自相關(guān)檢驗(yàn)，結(jié)果見表2。貧困減緩的Moran’s I指數(shù)的正態(tài)統(tǒng)計(jì)量Z值在2002-2018年均大于1%水平的臨界值(1.96)；而民生財(cái)政支出Moran’sI指數(shù)的正態(tài)統(tǒng)計(jì)量Z值在2002年-2007年、2012年-2018年均大于5%水平的臨界值(1.65)。這說明貧困減緩和民生財(cái)政支出均存在明顯的空間自相關(guān)性，因此，有必要采用空間面板模型考察兩者間的空間溢出效應(yīng)。

表2 2002-2018年中國民生財(cái)政支出和貧困減緩的Morans’I指數(shù)值

(2)空間面板模型的構(gòu)建。由于民生財(cái)政支出和貧困減緩都具有空間自相關(guān)的特征，而傳統(tǒng)回歸分析法沒有考慮到省份間的空間關(guān)聯(lián)性，本文選用了更為適合的空間面板模型。根據(jù)Anselin[21]、LeSage[22]和Elhorst[23]的經(jīng)典做法，空間面板模型主要包括空間滯后模型(SLM)、空間誤差模型(SEM)和空間杜賓模型(SDM)。

①空間滯后模型(SLM)為：

lnpovit=ρWlnpovit+β1lnmsczit+β2lnurbanit+β3lnopenit+β4lnurgapit+β5lnpgdpit+β6lnhumanit+β7lnfindit+β0+νi+γt+εit

(4)

公式(4)式中，pwinpovit 為貧困減緩的空間滯后項(xiàng)，P為滯后項(xiàng)系數(shù)，測(cè)算鄰近省份對(duì)某省份貧困減緩空間溢出的方向，W為空間距離權(quán)重矩陣，Vi為地區(qū)固定效應(yīng)，rt為時(shí)間固定效應(yīng)，?it為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，且服從正態(tài)分布(下同)。

②空間誤差模型(SEM)為：

lnpovit=β1lnmsczit+β2lnurbanit+β3lnopenit+β4lnurgapit+β5lnpgdpit+β6lnhumanit+β7lnfindit+β0+νi+γt+εit，εit=λWεit+ μit

(5)

公式(5)式中，為λW?it空間誤差項(xiàng)，為λ空間誤差系數(shù)，μit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，且服從正態(tài)分布。

③空間杜賓模型(SDM)為：

lnpovit=ρWlnpovit+β1lnmsczit+β2lnurbanit+β3lnopenit+β4lnurgapit+β5lnpgdpit+β6lnhumanit+β7lnfindit+θ1Wlnmsczit+θ2Wlnurbanit+θ3Wlnopenit+θ4Wlnurgapit+θ5Wlnpgdpit+θ6Wlnhumanit+θ7Wlnfindit+β0+νi+γt+εit

(6)

公式(6)式中，Wlnmsczit、Wlnurbanit、Wlnopenit、Wlnurgapit、Wlnpgdpit、Wlnhumanit和Wlnfindit分別表示各省份的民生財(cái)政支出、城鎮(zhèn)化水平、對(duì)外開放程度、城鄉(xiāng)收入差距、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人均受教育水平和金融發(fā)展水平的空間變量。

(3)空間面板模型估計(jì)結(jié)果。本文借助MatlabR2019a軟件和空間計(jì)量軟件包對(duì)空間滯后模型(SLM)、空間誤差模型(SEM)和空間杜賓模型(SDM)分別進(jìn)行了估計(jì)，見表3。通過比較三個(gè)模型的擬合優(yōu)度(R2)、對(duì)數(shù)似然函數(shù)值(Log-likelihood)等統(tǒng)計(jì)量發(fā)現(xiàn)，空間杜賓模型(SDM)的擬合效果最好。因此，本文著重通過空間杜賓模型的估計(jì)結(jié)果對(duì)民生財(cái)政支出減貧效應(yīng)的空間溢出特征進(jìn)行分析。由表3可知，空間滯后項(xiàng)系數(shù)為0.104 5，且在1%水平上顯著，說明貧困減緩在各省份之間存在較強(qiáng)的空間依存性，即某省份的貧困減緩與相鄰省份的貧困減緩?fù)哂幸欢ǖ南嗷ゴ龠M(jìn)作用，這也反映了中國貧困人口存在顯著的分塊聚集和集中連片的特征。

表3 空間面板模型估計(jì)結(jié)果

根據(jù)空間杜賓模型(SDM)的估計(jì)結(jié)果，民生財(cái)政支出在1%的顯著性水平下對(duì)貧困減緩產(chǎn)生正向影響，其系數(shù)值為0.070 4，表明增加民生財(cái)政支出可以產(chǎn)生很好的減貧效果。通過增加教育、醫(yī)療、住房和社會(huì)保障等民生領(lǐng)域的資金投入，在一定程度上降低了中、低等收入群體的生活成本，間接增加了中、低等收入群體的可支配收入，從而使貧困群眾減少。從其他控制變量的回歸系數(shù)來看，城鎮(zhèn)化水平的回歸系數(shù)在1%水平上的顯著為正，說明城鎮(zhèn)化水平的進(jìn)一步提高，不僅助推了農(nóng)村貧困群體向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，減少了農(nóng)村的貧困群體，而且也提高了貧困群體的收入水平，收入水平的提高將有利地促進(jìn)了整體貧困減緩。對(duì)外開放程度的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說明由于受國際金融危機(jī)影響，國外經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇較為緩慢，導(dǎo)致外需低迷，使得大部分省份的商品出口量減少，進(jìn)而減少對(duì)當(dāng)?shù)貏趧?dòng)力的需求量、減緩勞動(dòng)力的就業(yè)和降低勞動(dòng)力的收入水平，這在一定程度上抑制了貧困減緩。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的回歸系數(shù)在1%水平上的顯著為正，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高有利地促進(jìn)了貧困減緩，可能的原因是貧困群體能夠從經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高中獲益，受惠于經(jīng)濟(jì)增長的“涓滴效應(yīng)”。人均受教育水平的回歸系數(shù)為正，但不顯著，說明人均受教育水平的提升有利于貧困群體獲得更多的外出就業(yè)機(jī)會(huì)，從而促進(jìn)減緩貧困，但是，人均受教育水平較高的人力資本主要集中在城鎮(zhèn)，使得城鎮(zhèn)地區(qū)的勞動(dòng)生產(chǎn)率得以提升，而對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力的需求量卻有所減少，阻礙了農(nóng)村勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移，最終阻礙了貧困減緩。金融發(fā)展水平的回歸系數(shù)為0.025 2，且在1%的水平上顯著，這表明金融發(fā)展水平的提高有利地促進(jìn)了貧困減緩，其可能的原因是中國金融市場(chǎng)結(jié)構(gòu)不斷完善，金融市場(chǎng)環(huán)境不斷改善，金融覆蓋面不斷提高，大量的信貸資金向貧困群體傾斜，這對(duì)于有利地解決“金融沙漠化”和提高貧困群體的福利水平起到了重要推動(dòng)作用。城鄉(xiāng)收入差距的回歸系數(shù)為負(fù)并通過了1%顯著性檢驗(yàn)，說明城鄉(xiāng)收入差距對(duì)貧困減緩產(chǎn)生了阻礙作用。

(4)空間溢出效應(yīng)分析。由表3可知，從空間杜賓模型(SDM)的空間滯后項(xiàng)系數(shù)來看，當(dāng)鄰近省份貧困減緩1%，可引起本省份貧困減緩0.104 5%，從而產(chǎn)生了一定的空間溢出效應(yīng)，由此說明不考慮空間依存性而分析民生財(cái)政支出的減貧效應(yīng)會(huì)存在一定的偏差。從民生財(cái)政支出對(duì)貧困減緩的直接影響來看，民生財(cái)政支出對(duì)貧困減緩的直接效應(yīng)系數(shù)為0.068 2，且在1%的水平上顯著，反映出民生財(cái)政支出投入的增加在長期對(duì)貧困減緩具有較強(qiáng)的直接促進(jìn)作用。從空間溢出效應(yīng)來看，民生財(cái)政支出對(duì)貧困減緩效應(yīng)的溢出效應(yīng)系數(shù)為0.117 6，且在1%的水平上顯著，反映出一個(gè)省份的教育、醫(yī)療、住房和社會(huì)保障等民生財(cái)政支出不僅使本省的貧困群體受益，同時(shí)，在空間上也使相鄰省份的貧困群體享受到其帶來的益處。因此，擁有相鄰省份的數(shù)量越多，貧困群體從相鄰省份的民生財(cái)政支出中獲得的正外部效應(yīng)性就越強(qiáng)，這也說明民生財(cái)政支出具有顯著的空間溢出特征。

2.民生財(cái)政支出減貧的門檻特征

(1)門檻面板模型構(gòu)建。在不同的民生財(cái)政支出區(qū)間范圍內(nèi)，其減貧彈性是否具有差異性？接下來本文探究不同條件下的民生財(cái)政支出水平對(duì)貧困減緩是否會(huì)產(chǎn)生不同作用。基于此，本文根據(jù)Hansen[24]提出的門檻面板模型思路，對(duì)民生財(cái)政支出與貧困減緩之間可能存在的非線性關(guān)系進(jìn)行研究。設(shè)多重門檻面板模型為：

lnpovit=μi+β11lnmsczit.I (lnpgdpit≤γ1)+β12lnmsczit.I (γ1

(7)

式中，lnpovit和Inmsczit分別表示被解釋變量(貧困減緩)和核心解釋變量(民生財(cái)政支出)，Init為一系列對(duì)貧困減緩具有顯著影響的控制變量，包括城鎮(zhèn)化水平、對(duì)外開放程度、城鄉(xiāng)收入差距、人均受教育水平和金融發(fā)展水平。θ為各控制變量相應(yīng)的系數(shù)向量，Inpgdpit為門檻變量，文中為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，r表示特定的門檻值，I(·)為一個(gè)指標(biāo)函數(shù)，μi表示個(gè)體效應(yīng)，εit～iid(0,δ2)為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

(2)門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。本文首先對(duì)模型的門檻效應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn)，以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為民生財(cái)政支出的門檻變量，依次在單一門檻、雙重門檻和三重門檻下對(duì)回歸模型(7)進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。根據(jù)F統(tǒng)計(jì)量和Bootstrap方法得到的P值可知，單一門檻和雙重門檻效應(yīng)均顯著，見表4。在雙重門檻模型中，門檻估計(jì)值分別為10.569 4和11.481 3，見表5，這表明在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不同階段，民生財(cái)政支出與貧困減緩的非線性關(guān)系得到驗(yàn)證。

表4 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

表5 門檻值估計(jì)結(jié)果

(3)門檻模型估計(jì)結(jié)果。由表6的門檻模型估計(jì)結(jié)果可知，對(duì)于貧困減緩而言，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(lnpgdp)低于第一門檻值10.569 4時(shí)，民生財(cái)政支出對(duì)貧困減緩的影響為正，彈性系數(shù)為0.325 6；當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(lnpgdp)介于10.569 4和11.481 3之間時(shí)，民生財(cái)政支出對(duì)貧困減緩的影響效應(yīng)有所提高，彈性系數(shù)增至為0.348 3；最后，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(lnpgdp)跨越11.481 3這一門檻值時(shí)，民生財(cái)政支出對(duì)貧困減緩的促進(jìn)效應(yīng)進(jìn)一步提高，彈性系數(shù)增至為0.370 1。其主要原因是，近年來中國中央政府對(duì)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的教育、醫(yī)療、住房和社會(huì)保障等民生財(cái)政支出力度增加，與此同時(shí)，在義務(wù)教育、城鄉(xiāng)醫(yī)保補(bǔ)助、保障性安居工程、扶貧資金等方面“提標(biāo)擴(kuò)圍”，使得民生財(cái)政支出在貧困減緩方面發(fā)揮了最大效益。從其他控制變量的減貧效應(yīng)來看，外開放程度和城鄉(xiāng)收入差距抑制了貧困減緩，城鎮(zhèn)化水平、人均受教育水平和金融發(fā)展水平有利地促進(jìn)了貧困減緩，這與上文的分析結(jié)論一致。

表6 門檻回歸結(jié)果

三、結(jié)論與啟示

本文選取2002-2018年中國30個(gè)省(市、自治區(qū))的面板數(shù)據(jù)為樣本，采用空間面板模型和門檻面板模型，實(shí)證分析了民生財(cái)政支出對(duì)貧困減緩的空間溢出效應(yīng)和門檻效應(yīng)。研究結(jié)果表明：第一，空間杜賓模型(SDM)估計(jì)結(jié)果顯示，空間滯后項(xiàng)系數(shù)為0.104 5，且在1%水平上顯著，說明貧困減緩在各省份之間存在較強(qiáng)的空間依存性，即某省份的貧困減緩與相鄰省份的貧困減緩?fù)哂幸欢ǖ南嗷ゴ龠M(jìn)作用；民生財(cái)政支出對(duì)貧困減緩的直接效應(yīng)系數(shù)為0.068 2，且在1%的水平上顯著，反映出民生財(cái)政支出投入的增加在長期對(duì)貧困減緩具有較強(qiáng)的直接促進(jìn)作用，民生財(cái)政支出對(duì)貧困減緩效應(yīng)的溢出效應(yīng)系數(shù)為0.117 6，且在1%的水平上顯著，反映出一個(gè)省份的教育、醫(yī)療、住房和社會(huì)保障等民生財(cái)政支出不僅使本省的貧困群體受益，同時(shí)，在空間上也使相鄰省份的貧困群體享受到其帶來的益處。第二，面板門檻模型估計(jì)結(jié)果顯示，在以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平為門檻變量，兩個(gè)門檻值(=10.569 4，=11.481 3)劃分的三個(gè)不同的區(qū)間內(nèi)，民生財(cái)政支出對(duì)貧困減緩的促進(jìn)作用進(jìn)一步提高。

基于上述研究結(jié)果，本文得出如下政策啟示：第一，各級(jí)政府應(yīng)持續(xù)加大民生財(cái)政支出的投入力度，充分發(fā)揮民生財(cái)政支出的減貧作用，逐步降低中國貧困群體的數(shù)量，同時(shí)，在全國應(yīng)進(jìn)一步加大民生財(cái)政支出的投入總量。第二，由于民生財(cái)政支出具有空間外溢性，中央政府有必要加大對(duì)民生財(cái)政支出輻射力較強(qiáng)的省份投入，以彌補(bǔ)這些省份由于民生財(cái)政支出空間外溢而造成的損失，進(jìn)而保證其正外部性的效果得以持續(xù)發(fā)揮。第三，鑒于民生財(cái)政支出對(duì)貧困減緩的促進(jìn)效應(yīng)進(jìn)一步提高，各級(jí)政府應(yīng)在加大民生財(cái)政支出投入力度的基礎(chǔ)上進(jìn)一步優(yōu)化民生財(cái)政資金結(jié)構(gòu)，通過在義務(wù)教育、城鄉(xiāng)醫(yī)保補(bǔ)助、保障性安居工程、扶貧資金等方面全方位的“提標(biāo)”，確保民生財(cái)政資金在貧困減緩上發(fā)揮最大效益。