財(cái)政分權(quán)的農(nóng)村減貧機(jī)制及效應(yīng)評(píng)價(jià)
——基于聯(lián)立方程結(jié)構(gòu)模型

田嘉莉 王亞勇 龔 關(guān)

[提要]財(cái)政投入對(duì)于解決貧困問(wèn)題有著重要的作用，但財(cái)政分權(quán)使地方政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)扭曲，對(duì)減貧工作造成不利的影響。因此，運(yùn)用中國(guó)2010～2017年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，實(shí)證研究財(cái)政分權(quán)對(duì)農(nóng)村減貧的影響及其作用機(jī)制。通過(guò)構(gòu)建聯(lián)立方程結(jié)構(gòu)模型，分析農(nóng)村貧困發(fā)生率與農(nóng)村公共服務(wù)支出之間可能存在的互為因果關(guān)系，并利用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法處理財(cái)政分權(quán)的內(nèi)生性問(wèn)題。實(shí)證結(jié)果表明：財(cái)政分權(quán)降低了地方政府財(cái)政支農(nóng)支出比重，對(duì)農(nóng)村減貧產(chǎn)生負(fù)面影響；盡管地方專(zhuān)項(xiàng)扶貧支出有利于農(nóng)村減貧，但財(cái)政分權(quán)與扶貧資金間并不存在因果關(guān)系。

引言

中國(guó)的減貧成就令世界矚目，是全球最早實(shí)現(xiàn)聯(lián)合國(guó)千年發(fā)展目標(biāo)中減貧目標(biāo)的發(fā)展中國(guó)家。進(jìn)入“十四五”新發(fā)展階段以后，我國(guó)雖然已實(shí)現(xiàn)全面脫貧，但脫貧地區(qū)依然存在返貧風(fēng)險(xiǎn)，解決相對(duì)貧困依然任重道遠(yuǎn)。因此，為了鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果，2021年1月，《中共中央國(guó)務(wù)院關(guān)于全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興加快農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的意見(jiàn)》提出，“對(duì)擺脫貧困的縣，從脫貧之日起設(shè)立5年過(guò)渡期”，且“過(guò)渡期內(nèi)保持現(xiàn)有主要幫扶政策總體穩(wěn)定?！?021年3月，《中華人民共和國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要》指出，“建立完善農(nóng)村低收入人口和欠發(fā)達(dá)地區(qū)幫扶機(jī)制，保持主要幫扶政策和財(cái)政投入力度總體穩(wěn)定，接續(xù)推進(jìn)脫貧地區(qū)發(fā)展”，并提出要“建立健全鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果長(zhǎng)效機(jī)制?！?/p>

一直以來(lái)，我國(guó)貧困問(wèn)題主要為農(nóng)村貧困，農(nóng)村減貧主要由政府主導(dǎo)，通過(guò)出臺(tái)一系列財(cái)政政策有針對(duì)性地減貧。2021年3月，中共中央、國(guó)務(wù)院印發(fā)《關(guān)于實(shí)現(xiàn)鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果同鄉(xiāng)村振興有效銜接的意見(jiàn)》提出，“要做好財(cái)政投入政策銜接”。雖然地方政府在農(nóng)村公共支出上的財(cái)政投入對(duì)于解決貧困問(wèn)題有著重要的作用，但由于分稅制改革，改變了稅收分配體系，中央財(cái)權(quán)得到大幅提升，地方政府在財(cái)力縮小的同時(shí)，卻承擔(dān)了大部分事權(quán)責(zé)任，地方政府為了增加轄區(qū)內(nèi)稅收收入和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，傾向于減少短期收益不明顯的公共服務(wù)支出，造成了地方政府支出結(jié)構(gòu)的扭曲，可能對(duì)減貧工作造成不利的影響。因此，為了優(yōu)化支持農(nóng)村減貧的財(cái)政政策，鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果，需要理解和弄清地方政府減貧工作的財(cái)政投入行為動(dòng)機(jī)，并科學(xué)評(píng)價(jià)我國(guó)財(cái)政分權(quán)作用于農(nóng)村減貧的效果。

現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于財(cái)政分權(quán)對(duì)減貧影響的研究還未得到一致性的結(jié)論。有的學(xué)者認(rèn)為財(cái)政分權(quán)有利于降低農(nóng)村貧困水平，由于財(cái)政分權(quán)給予了地方充足的自主權(quán)，使地方能夠統(tǒng)籌使用財(cái)政資金，促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)社會(huì)全面發(fā)展，同時(shí)提高地方總體的社會(huì)福利水平，從而減緩農(nóng)村總體貧困，并促使農(nóng)村貧困人口減少，[1]并且地方政府相較于中央政府更加了解當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展?fàn)顩r，能夠把有限的資金運(yùn)用到最有效率的地方；有的學(xué)者認(rèn)為財(cái)政分權(quán)對(duì)農(nóng)村貧困水平影響不大，主要是由于“政府錦標(biāo)賽”，使得財(cái)政分權(quán)會(huì)改變地方政府的財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，將更多的資金投入到生產(chǎn)性領(lǐng)域，不會(huì)對(duì)農(nóng)村貧困緩解產(chǎn)生顯著影響；[2]還有學(xué)者認(rèn)為財(cái)政分權(quán)并不利于降低農(nóng)村貧困水平。[3]學(xué)者還從分權(quán)類(lèi)型[4]、貧困類(lèi)型[5]、不同區(qū)域[6]等方面對(duì)財(cái)政分權(quán)的減貧效應(yīng)也進(jìn)行了深入研究。

但現(xiàn)有研究未考慮農(nóng)村公共服務(wù)支出與貧困發(fā)生率之間可能存在的互為因果關(guān)系，會(huì)導(dǎo)致內(nèi)生性問(wèn)題。因此，有別于以往的研究，本文構(gòu)建聯(lián)立方程結(jié)構(gòu)模型，分析農(nóng)村貧困發(fā)生率與農(nóng)村公共服務(wù)支出之間可能存在的互為因果關(guān)系，并利用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法處理財(cái)政分權(quán)的內(nèi)生性問(wèn)題?；诖?，本文從地方政府行為視角，分析探討了財(cái)政分權(quán)對(duì)農(nóng)村減貧的作用機(jī)制，并實(shí)證分析財(cái)政分權(quán)影響農(nóng)村減貧的途徑及作用的大小，為過(guò)渡期內(nèi)進(jìn)一步完善優(yōu)化我國(guó)有關(guān)農(nóng)村減貧的財(cái)政政策提供理論依據(jù)。

一、理論基礎(chǔ)及文獻(xiàn)綜述

1994年分稅制財(cái)政分權(quán)改革調(diào)整了“央地”之間財(cái)政資源的配置結(jié)構(gòu)，對(duì)地方政府的行為影響深遠(yuǎn)。因此，本文從經(jīng)典財(cái)政分權(quán)理論出發(fā)，理清財(cái)政分權(quán)與財(cái)政支出結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，財(cái)政支出結(jié)構(gòu)度化帶來(lái)的影響，以及農(nóng)村財(cái)政投入對(duì)農(nóng)村減貧的作用，為本文的研究奠定基礎(chǔ)。

(一)經(jīng)典財(cái)政分權(quán)理論

經(jīng)典的財(cái)政分權(quán)理論認(rèn)為，地方政府更貼近轄區(qū)內(nèi)選民，具有信息優(yōu)勢(shì)，因而財(cái)政分權(quán)度的提高使得地方政府更有效率地提供公共服務(wù)。經(jīng)典的財(cái)政分權(quán)理論基于個(gè)體追求自身利益最大或成本效益進(jìn)行分析。例如，Tiebout(1956)提出地方政府的行為像私人廠商一樣以利益為導(dǎo)向，在人口可以自由流動(dòng)下，地區(qū)的公共品供給成為個(gè)人選擇其偏好居住地的重要條件。[7]為了留住選民以及增加稅收收入等方面的考慮，地方政府會(huì)通過(guò)提高公共服務(wù)供給以滿(mǎn)足地區(qū)內(nèi)居民對(duì)公共服務(wù)的需求，從而在地方競(jìng)爭(zhēng)中勝出。這就是經(jīng)典的Tiebout的“用腳投票”理論，被認(rèn)為是市場(chǎng)完全競(jìng)爭(zhēng)下的公共品供給理論。Tiebout首次將居民的偏好同公共品供給聯(lián)系起來(lái)，對(duì)地方公共品供給研究具有開(kāi)創(chuàng)性貢獻(xiàn)，后來(lái)的一些實(shí)證研究也給Tiebout的理論提供了有力的支持。Oates(1969)通過(guò)研究公共品的供給和地區(qū)的稅收如何影響當(dāng)?shù)氐姆績(jī)r(jià)來(lái)檢驗(yàn)Tiebout的理論，Oates選擇了美國(guó)新澤西州的53個(gè)社區(qū)數(shù)據(jù)，實(shí)證發(fā)現(xiàn)，居民會(huì)根據(jù)自己的財(cái)產(chǎn)狀況、地方的公共品供給水平和稅收政策來(lái)選擇居住地，這些選擇反過(guò)來(lái)又會(huì)對(duì)當(dāng)?shù)氐姆績(jī)r(jià)產(chǎn)生影響。因此，在其他條件相同情況下，公共品供給水平越高，越能吸引居住者，當(dāng)?shù)氐姆績(jī)r(jià)也越高。[8]Brueckner(1982)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，居民會(huì)依據(jù)公共服務(wù)帶來(lái)的收益和稅收成本做出令自己效用最大化的決策，因此地方政府有足夠的激勵(lì)去提供更好的公共服務(wù)。[9]

由于經(jīng)典的財(cái)政分權(quán)理論中的一些假設(shè)過(guò)于嚴(yán)格，例如Tiebout模型的一些假設(shè)條件如政府完全追求利潤(rùn)最大化、人口自由流動(dòng)、公共服務(wù)不存在規(guī)模效應(yīng)等與中國(guó)國(guó)情并不相符，中國(guó)數(shù)據(jù)的實(shí)證結(jié)果并不完全支持經(jīng)典的財(cái)政分權(quán)理論。

(二)中國(guó)的財(cái)政分權(quán)改革對(duì)地方政府支出結(jié)構(gòu)的影響

關(guān)于我國(guó)的財(cái)政分權(quán)改革，許多文獻(xiàn)都強(qiáng)調(diào)激勵(lì)因素。財(cái)政分權(quán)改變了中央對(duì)地方政府的激勵(lì)機(jī)制，改變了地方政府支出結(jié)構(gòu)，但與經(jīng)典理論預(yù)期的效果不同，財(cái)政分權(quán)并不一定提升地方政府公共品供給效率。

在我國(guó)分權(quán)體制下，地方政府對(duì)提供一些耗費(fèi)財(cái)力，缺政績(jī)的軟公共品的意愿不足，[10]如社會(huì)保障等公共產(chǎn)品，財(cái)政資金需求大而政績(jī)又較難量化，因此如果上級(jí)政府對(duì)財(cái)政資金沒(méi)有規(guī)定用途時(shí)，地方政府缺乏提供此類(lèi)公共品的意愿。[11]喬寶云等(2005)指出由于中國(guó)人口流動(dòng)受限地區(qū)差異等原因，地方政府在激烈的財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)中熱衷于資本投資以提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，存在嚴(yán)重的擠占教育等外部性較強(qiáng)的公共品支出的現(xiàn)象；[12]龔鋒等(2009)發(fā)現(xiàn)隨著財(cái)政分權(quán)度的提升，地方政府提供教育、撫恤及救濟(jì)服務(wù)水平越低，而傾向于擴(kuò)張行政成本和基建方面支出；[13]陳碩(2010)實(shí)證發(fā)現(xiàn)1994年實(shí)行分稅制改革后，中國(guó)的公共服務(wù)供給水平有著顯著的下降，并且認(rèn)為這主要是由于地方財(cái)政自主性下降導(dǎo)致的；[14]Han and Kung(2015)通過(guò)縣級(jí)數(shù)據(jù)研究財(cái)政分權(quán)帶來(lái)的政府間稅收分配的變化對(duì)地方政府行為的激勵(lì)影響，發(fā)現(xiàn)地方政府通過(guò)出售更多的土地以獲得更多的預(yù)算外的收入。[15]也有從政治晉升角度解釋財(cái)政分權(quán)對(duì)政府行為的影響，[16]使得地方政府支出結(jié)構(gòu)扭曲——“重基建而輕公共服務(wù)”[17]，即財(cái)政分權(quán)會(huì)導(dǎo)致自利性投資偏好，[18]財(cái)政自主權(quán)越高的城市，越傾向于增加經(jīng)濟(jì)性財(cái)政支出比重，而對(duì)于社會(huì)性支出則更有動(dòng)機(jī)展開(kāi)“逐底競(jìng)爭(zhēng)”[19]。

(三)地方支出結(jié)構(gòu)變化帶來(lái)的影響

地方政府支出結(jié)構(gòu)性的變化會(huì)直接影響公共服務(wù)目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，近年來(lái)減貧效果的下降可能與此有關(guān)。呂煒等(2008)研究發(fā)現(xiàn)，政府社會(huì)性支出不足可能是導(dǎo)致減貧邊際效果遞減的主要因素。[20]地方政府支農(nóng)支出度及扶貧資金配套比例一直處于較低的水平，《農(nóng)業(yè)法》中規(guī)定財(cái)政用于農(nóng)業(yè)總投入增長(zhǎng)幅度要高于財(cái)政經(jīng)常性收入的增長(zhǎng)幅度，新增的教育、衛(wèi)生、文化支出主要用于農(nóng)村，國(guó)有土地出讓金用于農(nóng)業(yè)土地開(kāi)發(fā)的比重不得少15%，鼓勵(lì)開(kāi)辟新的支農(nóng)資金渠道。雖然中央制定各種政策促使地方政府加大農(nóng)業(yè)投入，但收效甚微，地方對(duì)農(nóng)業(yè)投入積極性仍不高。一方面是因?yàn)榉侄愔聘母锖蟮胤截?cái)力受限，而事權(quán)責(zé)任偏重，另一方面也因?yàn)橄啾葴p貧來(lái)說(shuō)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面支出更容易出政績(jī)，因而更受地方官員偏愛(ài)。在目前的體制下，地方政府在獲得更大的財(cái)政自主權(quán)會(huì)傾向于自身利益最大化行為，造成支出結(jié)構(gòu)的扭曲。

(四)農(nóng)村公共財(cái)政投入與減貧的關(guān)系

農(nóng)村各項(xiàng)公共財(cái)政投入能夠顯著地提高農(nóng)村生產(chǎn)率，推動(dòng)農(nóng)村發(fā)展和促進(jìn)農(nóng)村減貧。[21]李煥彰等(2004)運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)法，發(fā)現(xiàn)財(cái)政支農(nóng)政策對(duì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)具有重要的作用；[22]林伯強(qiáng)(2005)實(shí)證研究了農(nóng)村財(cái)政支出在促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展和農(nóng)村脫貧中的作用，結(jié)果表明農(nóng)村公共支出中教育、研發(fā)類(lèi)投資對(duì)農(nóng)村脫貧的正面影響較大，其次是農(nóng)村公共設(shè)施類(lèi)投資如道路交通、通信電力等方面支出；[23]杜玉紅等(2006)利用1980～2002年數(shù)據(jù)研究財(cái)政支農(nóng)支出與農(nóng)村居民家庭人均收入的關(guān)系，實(shí)證結(jié)果表明支農(nóng)支出結(jié)構(gòu)里農(nóng)村救濟(jì)費(fèi)、支援農(nóng)業(yè)生產(chǎn)會(huì)顯著提高農(nóng)居人均收入，其他支出如農(nóng)林事業(yè)費(fèi)和農(nóng)村基建費(fèi)用反而不利于農(nóng)民收入的提高；[24]劉涵(2008)通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出與地方政府財(cái)政支農(nóng)支出有顯著的正相關(guān)關(guān)系，從產(chǎn)出彈性上看，財(cái)政支農(nóng)支出每增加1%，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值平均增加0.3%；[25]Gachassin et al.(2011)提出了交通方面的支出對(duì)減貧的重要作用，交通的改善有利于農(nóng)村及相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，而交通設(shè)施的不完善會(huì)造成農(nóng)村地區(qū)地理的隔絕，而使得農(nóng)村居民不能享有公共服務(wù)；[26]陳鵬等(2018)指出財(cái)政各支農(nóng)資金支出顯著促進(jìn)貧困人口減貧增收，但存在區(qū)域異質(zhì)性。[27]

盡管對(duì)于農(nóng)村公共財(cái)政支出結(jié)構(gòu)作用看法不一，這些研究大多認(rèn)為政府支援農(nóng)村的財(cái)政支出對(duì)提高農(nóng)民收入具有積極的作用。也因如此，我們希望通過(guò)實(shí)證，了解財(cái)政分權(quán)如何影響公共支出減貧的效果。

綜上，以上四個(gè)方面的研究文獻(xiàn)積累了一定成果，學(xué)者普遍認(rèn)為政府支援農(nóng)村的財(cái)政支出能夠促進(jìn)農(nóng)村減貧，但由于我國(guó)的財(cái)政分權(quán)改變了中央對(duì)地方政府的激勵(lì)機(jī)制，改變了地方政府支出結(jié)構(gòu)，因此與經(jīng)典財(cái)政分權(quán)理論預(yù)期的效果不同的是，財(cái)政分權(quán)并不一定提升地方政府公共品供給效率，反而會(huì)影響公共服務(wù)目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，進(jìn)而影響減貧效果?；诖?，本文研究探討財(cái)政分權(quán)通過(guò)影響地方政府在農(nóng)村公共財(cái)政投入，進(jìn)而影響農(nóng)村減貧效果的可能性。

二、模型與數(shù)據(jù)

本部分利用2010～2017年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，建立聯(lián)立方程結(jié)構(gòu)模型檢驗(yàn)我們提出的假設(shè)：政府加大農(nóng)村公共服務(wù)支出對(duì)農(nóng)村減貧具有重要的作用，而財(cái)政分權(quán)可能會(huì)通過(guò)影響地方政府在農(nóng)村公共服務(wù)方面的財(cái)政投入，進(jìn)而影響到農(nóng)村減貧效果。具體地，我們選取地方財(cái)政公共服務(wù)支出中的兩項(xiàng)關(guān)鍵指標(biāo)：財(cái)政支農(nóng)支出和地方專(zhuān)項(xiàng)扶貧資金。我們通過(guò)實(shí)證分析，驗(yàn)證下面的兩個(gè)假設(shè)：

假設(shè)1：地方支農(nóng)支出力度及專(zhuān)項(xiàng)扶貧支出越大，農(nóng)村減貧效果越好。

假設(shè)2：財(cái)政分權(quán)降低地方本級(jí)財(cái)政支農(nóng)支出和扶貧支出，不利于農(nóng)村減貧。

(一)基準(zhǔn)模型

考慮到農(nóng)村貧困發(fā)生率與地方政府農(nóng)村公共財(cái)政支出之間可能存在互為因果的關(guān)系，即地方政府農(nóng)村公共財(cái)政支出可能促進(jìn)農(nóng)村貧困發(fā)生率的降低，而農(nóng)村貧困發(fā)生率的上升又會(huì)讓地方政府更加重視貧困問(wèn)題的解決進(jìn)而增加相關(guān)財(cái)政支出，本文設(shè)立如下的聯(lián)立方程結(jié)構(gòu)模型(1)和(2)，以此作為基準(zhǔn)模型來(lái)檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)是否影響地方財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，進(jìn)而是否影響到該地農(nóng)村貧困發(fā)生率：

CPi，t=α0+α1CPi，t-1+α2EXPi，t+α3m2014+α4CON1+ui+εi，t

(1)

EXPi，t=β0+β1CPi，t+β2FDi，t+β3m2014+β4CON2+ρi+σi，t

(2)

式(1)中，被解釋變量CPi，t是i省第t年的農(nóng)村貧困發(fā)生率，CPi，t-1是農(nóng)村貧困發(fā)生率的一階滯后項(xiàng)；EXPi，t是i省第t年投入農(nóng)村地區(qū)有助于減貧的公共財(cái)政支出，本文選取財(cái)政減貧支出中兩個(gè)關(guān)鍵性的指標(biāo)來(lái)刻畫(huà)地方農(nóng)村減貧的財(cái)政投入力度：各省財(cái)政支農(nóng)支出比重(EXP_AGRi，t)和財(cái)政投入的扶貧資金比重(EXP_POVi，t)；CON1為對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率具有潛在影響的控制變量，參照儲(chǔ)德銀等(2013)，本文選取了省級(jí)人均GDP、農(nóng)村居民人均純收入、農(nóng)村人口比重、第一產(chǎn)值比例等；ui為與i省份相關(guān)的固定效應(yīng)；α為模型估計(jì)系數(shù)向量；εi，t為獨(dú)立同分布的誤差項(xiàng)。考慮到政府扶貧政策在2014年由綜合扶貧轉(zhuǎn)變?yōu)榫珳?zhǔn)扶貧，模型中加入了虛擬變量；m2014，其值在2014年前的年份設(shè)為0，2014年及以后年份設(shè)為1，以控制2014年前后的時(shí)間效應(yīng)。

式(2)中，F(xiàn)Di，t為核心解釋變量財(cái)政分權(quán)指標(biāo)，財(cái)政分權(quán)度越高代表地方政府可以自主支配的財(cái)政資源越多；CON2是控制變量，與式(1)中的CON1選取一致；ρi為與i省份相關(guān)的固定效應(yīng)；β為模型估計(jì)系數(shù)向量；σi，t為獨(dú)立同分布的誤差項(xiàng)。

可以看出，式(1)和式(2)分別對(duì)應(yīng)假設(shè)1和假設(shè)2。不妨稱(chēng)(1)為貧困方程，它檢驗(yàn)地方政府財(cái)政支農(nóng)支出和扶貧支出對(duì)農(nóng)村減貧的影響；稱(chēng)式(2)為支出方程，它檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)對(duì)地方支出結(jié)構(gòu)的影響，即對(duì)地方財(cái)政支農(nóng)支出和扶貧資金的影響。α2和β2是我們需要重點(diǎn)關(guān)注的系數(shù)，其估計(jì)結(jié)果可用來(lái)檢驗(yàn)兩個(gè)假設(shè)。

(二)模型變量

1.核心解釋變量。度量財(cái)政分權(quán)度的關(guān)鍵是計(jì)算分權(quán)度指標(biāo)。雖然財(cái)政分權(quán)有著明確的定義，但各國(guó)政治體制、財(cái)政制度迥異，故很難找到一個(gè)統(tǒng)一的指標(biāo)能夠完美地代表各國(guó)財(cái)政分權(quán)狀況。目前在國(guó)內(nèi)主流文獻(xiàn)中，度量財(cái)政分權(quán)度主要還是用地方預(yù)算支出與財(cái)政總支出的比值(張晏等，2005[28]；周業(yè)安等，2008[29])，還有一些學(xué)者用地方預(yù)算內(nèi)收入與預(yù)算內(nèi)支出的比值、地方預(yù)算收入占總財(cái)政收入的比值來(lái)度量財(cái)政分權(quán)度(沈坤榮等，2005[30]；梁若冰，2010[31]；郭慶旺等，2010[32])。

本文遵照主流文獻(xiàn)做法，從收支兩個(gè)角度構(gòu)建財(cái)政分權(quán)指標(biāo)，此方法因數(shù)據(jù)比較容易獲得而為大多數(shù)學(xué)者采用。具體地，我們選用支出分權(quán)指標(biāo)(FD1)作為衡量財(cái)政分權(quán)的基準(zhǔn)指標(biāo)，并將收入分權(quán)指標(biāo)(FD2)作為輔助性指標(biāo)，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。另外為控制人口對(duì)分配至各省財(cái)政資源的影響，對(duì)財(cái)政分權(quán)指標(biāo)做了人均標(biāo)準(zhǔn)化。支出分權(quán)指標(biāo)與收入分權(quán)指標(biāo)具體計(jì)算方法如下：

2.被解釋變量。國(guó)際上對(duì)貧困的測(cè)定通常采用的指標(biāo)，包括貧困發(fā)生率、貧困缺口率和貧困強(qiáng)度指數(shù)三個(gè)指標(biāo)。我國(guó)對(duì)貧困研究起步較晚，且基于全國(guó)貧困人口主要集中在農(nóng)村的事實(shí)，相當(dāng)長(zhǎng)一段時(shí)間內(nèi)相關(guān)部門(mén)只統(tǒng)計(jì)農(nóng)村貧困人口數(shù)和農(nóng)村貧困率兩個(gè)指標(biāo)，由于數(shù)據(jù)的可得性以及目前中國(guó)政府仍然把貧困人口減少作為扶貧的工作重點(diǎn)，因此本文采用農(nóng)村貧困人口發(fā)生率(CP)來(lái)作為對(duì)中國(guó)貧困狀況的衡量。

3.其他變量。為了檢驗(yàn)地方政府在農(nóng)村的公共財(cái)政支出對(duì)貧困人口的減少是否有益，本文構(gòu)建的農(nóng)村減貧財(cái)政公共支出變量(EXPi，t)為地方政府減貧財(cái)政支出結(jié)構(gòu)中的兩個(gè)關(guān)鍵變量：省級(jí)財(cái)政支農(nóng)支出比重(EXP_AGRi，t)及省級(jí)財(cái)政扶貧支出占財(cái)政支出比重(EXP_POVi，t)。

(三)數(shù)據(jù)及統(tǒng)計(jì)特征

考慮到現(xiàn)行的貧困標(biāo)準(zhǔn)于2010年制定，它較之前的標(biāo)準(zhǔn)有較大幅度的上調(diào)，本文實(shí)證所用數(shù)據(jù)采用2010～2017年中國(guó)29個(gè)省、自治區(qū)、直轄市(新疆、西藏除外)面板數(shù)據(jù)。本文各省份財(cái)政支出、GDP及農(nóng)村人口數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)財(cái)政年鑒》，各省份扶貧相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)扶貧開(kāi)發(fā)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村貧困監(jiān)測(cè)報(bào)告》及各省份財(cái)政廳網(wǎng)站。

各變量數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)特征如表1所示。

表1 各變量數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)特征

三、實(shí)證檢驗(yàn)與分析

(一)基準(zhǔn)模型估計(jì)方法

根據(jù)秩條件可以判斷聯(lián)立方程模型(1)和(2)是可識(shí)別的，并且由階條件可知(1)和(2)兩個(gè)方程均為過(guò)度識(shí)別。考慮到兩個(gè)方程擾動(dòng)項(xiàng)之間可能存在相關(guān)性，雖然兩階段最小二乘法估計(jì)具有一致性，但不如三階段最小二乘法得到的結(jié)果有效，因此本文采用三階段最小二乘法(3SLS)估計(jì)結(jié)構(gòu)模型。

3SLS估計(jì)過(guò)程分為以下步驟：首先像單方程估計(jì)一樣用簡(jiǎn)單的OLS方法估計(jì)由聯(lián)立方程得到的簡(jiǎn)化式方程，得出聯(lián)立方程中各內(nèi)生變量的擬合值；其次利用在第一步得到的聯(lián)立方程內(nèi)生解釋變量的擬合值替換結(jié)構(gòu)方程等式右邊內(nèi)生解釋變量，OLS估計(jì)前面得到方程的參數(shù)并利用這時(shí)期估計(jì)過(guò)程得到的殘差計(jì)算擾動(dòng)項(xiàng)方差與協(xié)方差的一致估計(jì)值；最后利用廣義最小二乘法并將第二步方差與協(xié)方差的一致估計(jì)值作為權(quán)重估計(jì)，得到3SLS估計(jì)值。

(二)估計(jì)結(jié)果

聯(lián)立方程模型(1)和(2)的3SLS估計(jì)結(jié)果如表2所示。表中第1列和第3列分別對(duì)應(yīng)在農(nóng)村公共財(cái)政投入取為財(cái)政支農(nóng)支出下的貧困方程和支出方程的估計(jì)結(jié)果，即模型式(1)和(2)在EXPi，t=EXP_AGRi，t時(shí)的估計(jì)結(jié)果，表中標(biāo)記為貧困方程I和支出方程I；表中第2列和第4列分別對(duì)應(yīng)在財(cái)政扶貧支出下的貧困方程和支出方程的估計(jì)結(jié)果，即模型式(1)和(2)在EXPi，t=EXP_POVi，t時(shí)的估計(jì)結(jié)果，表中標(biāo)記為貧困方程II和支出方程II。

從表2貧困方程I和II可以看出，地方財(cái)政支農(nóng)支出和財(cái)政扶貧支出比重的增加均會(huì)使得農(nóng)村貧困發(fā)生率下降。從結(jié)果上看，支農(nóng)支出占省級(jí)財(cái)政比重每增加一個(gè)百分點(diǎn)，貧困發(fā)生率下降大概9.6個(gè)百分點(diǎn)，但統(tǒng)計(jì)結(jié)果不顯著。省級(jí)財(cái)政扶貧支出對(duì)貧困發(fā)生率的影響要明顯大于地方財(cái)政支農(nóng)支出，省級(jí)扶貧支出比重每提高一個(gè)百分點(diǎn)，貧困發(fā)生率下降約19個(gè)百分點(diǎn)，并且在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。一個(gè)可能的解釋是，由于財(cái)政扶貧資金瞄準(zhǔn)貧困對(duì)象更為精確，因而省級(jí)投入扶貧資金的減貧效率更高。

表2 聯(lián)立方程組(3SLS)估計(jì)結(jié)果

從表2支出方程I和II可以看到，財(cái)政分權(quán)對(duì)地方財(cái)政支農(nóng)支出和財(cái)政扶貧支出影響為負(fù)，但統(tǒng)計(jì)結(jié)果均不顯著。從實(shí)證結(jié)果看，財(cái)政分權(quán)每提高一個(gè)分權(quán)度，會(huì)使得支農(nóng)支出比重下降0.125個(gè)百分點(diǎn)，而對(duì)省扶貧支出比重的負(fù)面影響只有0.045個(gè)百分點(diǎn)?？赡苁怯捎诘胤截?cái)政扶貧支出帶有指令性，或者是由于地方扶貧支出一般需與中央扶貧撥款相配套，因此財(cái)政分權(quán)帶來(lái)的地方支農(nóng)支出的扭曲效應(yīng)，相比對(duì)地方財(cái)政扶貧支出帶來(lái)的扭曲效應(yīng)要大。

通過(guò)計(jì)算容易得到α2×β2系數(shù)為正，且α2和β2系數(shù)均為負(fù)，實(shí)證結(jié)果驗(yàn)證了財(cái)政分權(quán)對(duì)減貧影響及作用的方向，但是實(shí)證結(jié)果只有貧困方程中專(zhuān)項(xiàng)扶貧支出系數(shù)在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，其他重點(diǎn)關(guān)注的系數(shù)在統(tǒng)計(jì)意義上都不顯著。因此，我們不能接受假設(shè)I和假設(shè)II。

基礎(chǔ)模型的3SLS的統(tǒng)計(jì)結(jié)果并沒(méi)有成功驗(yàn)證我們的假設(shè)，即財(cái)政分權(quán)通過(guò)影響地方支出結(jié)構(gòu)而影響農(nóng)村貧困發(fā)生率的作用機(jī)制。一個(gè)重要的原因可能來(lái)源于財(cái)政分權(quán)的內(nèi)生性。基準(zhǔn)模型隱含地假設(shè)了地方政府的財(cái)政分權(quán)度完全是外生給定的，但實(shí)際中地方財(cái)權(quán)的自由度可能是中央政府根據(jù)地方某些特征來(lái)確定的，而這些特征又與地方的貧困率有關(guān)。也就是說(shuō)，財(cái)政分權(quán)指標(biāo)應(yīng)是內(nèi)生的。下面一部分中，我們將拓展基準(zhǔn)模型，考慮財(cái)政分權(quán)的內(nèi)生性，再次檢驗(yàn)文章的財(cái)政分權(quán)的作用機(jī)制假設(shè)。

(三)模型拓展和系統(tǒng)廣義矩(GMM)估計(jì)

將聯(lián)立方程模型式(2)中的農(nóng)村公共財(cái)政支出，EXPi，t的表示式帶入到模型式(1)中，合并整理后我們得到下面的貧困發(fā)生率的簡(jiǎn)化式方程：

CPi，t=γ0+γ1CPi，t-1+γ2FDi，t+γ3CON1+γ4m2014+τi+φi，t

(3)

式(3)中，CPi，t、FDi，t和m2014與聯(lián)立方程基準(zhǔn)模型中定義相同；τi為固定效應(yīng)；φi，t為獨(dú)立同分布的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；γ為模型估計(jì)系數(shù)向量。

在上文已說(shuō)明，財(cái)政分權(quán)變量(FDi，t)可能是內(nèi)生的，比如：財(cái)政分權(quán)度與地區(qū)模型中沒(méi)辦法控制的特征有關(guān)，而這些特征同時(shí)又影響貧困率，那么財(cái)政分權(quán)的內(nèi)生性就會(huì)造成式(3)估計(jì)結(jié)果的偏誤。

同樣地，支出方程式(2)中的財(cái)政分權(quán)變量(FDi，t)也可能存在內(nèi)生性的問(wèn)題?？紤]到支出結(jié)構(gòu)的滯后效應(yīng)，我們將式(2)的簡(jiǎn)化式方程進(jìn)行擴(kuò)展，引入支出結(jié)構(gòu)的一階滯后項(xiàng)：

EXPi，t=θ0+θ1EXPi，t-1+θ2FDi，t+θ3CPi，t-1+θ4CON2+θ5m2014+πi+ωi，t

(4)

式(4)中，EXPi，t-1是財(cái)政支出的一階滯后項(xiàng)；πi為固定效應(yīng)；ωi，t為獨(dú)立同分布的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；θ為模型估計(jì)系數(shù)向量。

我們利用Arellano and Bond(1991)[33]和Blundell and Bond(1998)[34]發(fā)展的系統(tǒng)廣義矩估計(jì)(GMM)方法，來(lái)處理解釋變量財(cái)政分權(quán)的內(nèi)生性問(wèn)題，對(duì)拓展模型(3)和(4)進(jìn)行估計(jì)。由于系統(tǒng)GMM方法可能會(huì)存在工具變量過(guò)度識(shí)別及二階殘差自相關(guān)問(wèn)題，本文利用Sargan和Arellano-Bond方法，檢驗(yàn)工具變量過(guò)度識(shí)別和二階殘差自相關(guān)問(wèn)題。Sargan檢驗(yàn)的原假設(shè)是所選取的工具變量是有效的。Arellano-Bond二階殘差自相關(guān)檢驗(yàn)的原假設(shè)是一階差分后的殘差不存在二階自相關(guān)。

拓展模型(3)和(4)的系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果如表3所示。表中第1列為式(3)的估計(jì)結(jié)果。表中第2列和第3列為式(4)分別對(duì)應(yīng)在地方財(cái)政支農(nóng)支出(EXP_AGRi，t)和財(cái)政專(zhuān)項(xiàng)扶貧支出(EXP_POVi，t)下的估計(jì)結(jié)果。

表3 拓展模型系統(tǒng)廣義矩估計(jì)結(jié)果

第1列中的估計(jì)結(jié)果表明：在5%的統(tǒng)計(jì)水平上，財(cái)政分權(quán)會(huì)顯著提高農(nóng)村貧困發(fā)生率，且財(cái)政分權(quán)每提高一個(gè)分權(quán)度，貧困發(fā)生率將提高0.315個(gè)百分點(diǎn)。另外，農(nóng)村貧困發(fā)生率具有明顯的滯后效應(yīng)，與其一階滯后項(xiàng)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著正相關(guān)。表3中的第2列和第3列顯示的結(jié)果表明：財(cái)政分權(quán)對(duì)農(nóng)村公共財(cái)政支出有顯著的負(fù)面影響。具體而言，財(cái)政分權(quán)每提高一個(gè)分權(quán)度，在10%的顯著水平下省級(jí)財(cái)政支農(nóng)支出比重下降1.853個(gè)百分點(diǎn)，省級(jí)財(cái)政扶貧支出比重下降0.014個(gè)百分點(diǎn)但不顯著。表3顯示的結(jié)果還表明，農(nóng)村公共財(cái)政支出存在連續(xù)性特征，即上一期的支出會(huì)與本期的支出顯著正相關(guān)，表明無(wú)論是貧困發(fā)生率還是支出結(jié)構(gòu)的變化均有一定的連續(xù)性特征。Sargan檢驗(yàn)結(jié)果表明工具變量是有效的。Arellano-Bond二階殘差自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果表明一階差分后的殘差不存在二階自相關(guān)。

系統(tǒng)廣義矩估計(jì)法對(duì)拓展模型(3)和(4)估計(jì)結(jié)果表明，地方財(cái)政支農(nóng)支出和專(zhuān)項(xiàng)扶貧資金均顯著地減少農(nóng)村貧困發(fā)生率，這說(shuō)明我們不能拒絕假設(shè)1。但是，假設(shè)2中財(cái)政分權(quán)影響作用減貧的兩條途徑，并沒(méi)有得到完全的驗(yàn)證。由于財(cái)政分權(quán)對(duì)專(zhuān)項(xiàng)扶貧資金的影響在統(tǒng)計(jì)意義上不顯著，因此財(cái)政分權(quán)影響減貧的途徑是通過(guò)減少地方財(cái)政支農(nóng)支出，從而使得農(nóng)村貧困發(fā)生率上升。實(shí)證結(jié)果不支持財(cái)政分權(quán)與專(zhuān)項(xiàng)扶貧資金間的因果關(guān)系。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

前面的實(shí)證分析中，我們利用財(cái)政支出分權(quán)指標(biāo)FD1來(lái)表示地方財(cái)政分權(quán)度。本節(jié)，我們利用財(cái)政收入分權(quán)指標(biāo)FD2，即各省人均財(cái)政收入占全國(guó)人均財(cái)政收入比值，來(lái)表示財(cái)政分權(quán)度，對(duì)聯(lián)立方程拓展模型(3)和(4)重新估計(jì)，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。估計(jì)方法與前面分析一致，采取系統(tǒng)廣義矩估計(jì)法。估計(jì)結(jié)果如表4所示。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：拓展模型系統(tǒng)廣義矩估計(jì)結(jié)果

表4中的主要估計(jì)系數(shù)與表3顯示的系數(shù)大體一致。表4第1列顯示的估計(jì)結(jié)果表明：財(cái)政分權(quán)對(duì)農(nóng)村貧困率的總體效應(yīng)是隨著財(cái)政分權(quán)度的提高而隨之增加的，也即是，財(cái)政分權(quán)提高一個(gè)分權(quán)度，農(nóng)村貧困率增加1.95個(gè)百分點(diǎn)。從表4第2和第3列顯示的結(jié)果可以看出財(cái)政分權(quán)對(duì)農(nóng)村扶貧的作用機(jī)制：財(cái)政分權(quán)降低了財(cái)政支農(nóng)支出比重，從而影響了農(nóng)村減貧工作。財(cái)政分權(quán)每提高一個(gè)分權(quán)度，省級(jí)財(cái)政支農(nóng)支出比重降低10個(gè)百分點(diǎn)左右?？赡苡捎谑〖?jí)扶貧支出具有一定的剛性，這部分資金是為了完成中央政府的指令計(jì)劃，或者是與中央扶貧撥款配套，財(cái)政分權(quán)對(duì)省級(jí)扶貧資金的影響不顯著，甚至?xí)黾邮〖?jí)扶貧支出比例。表4還顯示貧困率滯后項(xiàng)和財(cái)政支出滯后項(xiàng)都在1%水平上顯著正相關(guān)，表明滯后效應(yīng)明顯。

因此，表4的估計(jì)結(jié)果表明，在更換了財(cái)政分權(quán)指標(biāo)后，實(shí)證結(jié)論仍然是穩(wěn)健的，財(cái)政分權(quán)通過(guò)作用在地方政府支農(nóng)支出上，而對(duì)農(nóng)村減貧產(chǎn)生影響；地方專(zhuān)項(xiàng)扶貧資金雖然對(duì)減貧有很顯著的正效應(yīng)，但它的變化與財(cái)政分權(quán)沒(méi)有直接的關(guān)聯(lián)性。

四、結(jié)論與政策啟示

本文利用中國(guó)2010～2017年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了財(cái)政分權(quán)通過(guò)農(nóng)村公共財(cái)政支出(省級(jí)財(cái)政支農(nóng)支出和扶貧支出)對(duì)農(nóng)村減貧的影響?？紤]到貧困發(fā)生率與農(nóng)村公共財(cái)政支出之間可能存在的互為因果關(guān)系，本文通過(guò)聯(lián)立方程來(lái)檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)對(duì)農(nóng)村公共支出和農(nóng)村貧困發(fā)生率與農(nóng)村公共支出間的關(guān)系。考慮到財(cái)政分權(quán)指標(biāo)可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，本文進(jìn)一步拓展模型，并利用系統(tǒng)GMM估計(jì)方法進(jìn)行估計(jì)。實(shí)證結(jié)果表明，省級(jí)財(cái)政支農(nóng)支出和省級(jí)財(cái)政扶貧支出可以有效地減少農(nóng)村貧困人口，降低貧困發(fā)生率。實(shí)證結(jié)果還表明財(cái)政分權(quán)對(duì)地方支出結(jié)構(gòu)的影響中，對(duì)財(cái)政支農(nóng)支出扭曲作用大，在財(cái)政分權(quán)背景下，地方政府在獲得一定的財(cái)政自主權(quán)后，傾向于降低財(cái)政支農(nóng)支出，從而間接提高了農(nóng)村貧困發(fā)生率。財(cái)政扶貧資金在總財(cái)政支出比重不受財(cái)政分權(quán)的影響。

財(cái)政分權(quán)給予了地方政府較大的自由度，允許地方政府按照他們的意愿分配財(cái)政資源促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的發(fā)展，但地方政府為了增加自有預(yù)算收入和完成中央對(duì)地方經(jīng)濟(jì)考核目標(biāo)，有很強(qiáng)的意愿將經(jīng)濟(jì)發(fā)展目標(biāo)優(yōu)先于社會(huì)公共服務(wù)提供。因此，地方政府財(cái)政支出行為的改變影響了農(nóng)村減貧工作，地方對(duì)農(nóng)村的專(zhuān)項(xiàng)扶貧資金效果比較好，而且財(cái)政分權(quán)對(duì)其并不造成負(fù)面扭曲效應(yīng)?；诖?，作為原中央財(cái)政專(zhuān)項(xiàng)扶貧資金的銜接，可以考慮加大地方政府鄉(xiāng)村振興補(bǔ)助資金的比重，將現(xiàn)有財(cái)政轉(zhuǎn)移支付繼續(xù)向脫貧地區(qū)傾斜。此外，地方財(cái)權(quán)由于財(cái)政分權(quán)而大幅減少導(dǎo)致地方在公共服務(wù)上“有心無(wú)力”，是地方政府減少農(nóng)村財(cái)政支農(nóng)支出比重的一個(gè)重要原因。因此，加大對(duì)地方政府的財(cái)力性轉(zhuǎn)移支付是減貧的有效措施，應(yīng)繼續(xù)支持脫貧縣統(tǒng)籌使用涉農(nóng)財(cái)政資金，推動(dòng)鄉(xiāng)村振興，但在對(duì)地方的轉(zhuǎn)移支付中，應(yīng)當(dāng)更加定向瞄準(zhǔn)地方政府提供的具體支農(nóng)公共品，防止地方將中央的轉(zhuǎn)移支付用于其他與自身利益相關(guān)的地方。