李盛基，呂康銀，金鳳齡

(1.長春工業(yè)大學(xué) 人文學(xué)院，吉林 長春130012； 2.東北師范大學(xué) 商學(xué)院，吉林 長春 130117；3.大連大學(xué) 日本語文化學(xué)院，遼寧 大連 116622)

一、引 言

改革開放之后，黨的工作重心轉(zhuǎn)向以經(jīng)濟建設(shè)為中心，使我國經(jīng)濟迅速恢復(fù)了活力，與此同時，城鄉(xiāng)人民的生活水平也得到了迅速提升。農(nóng)村貧困人口從1978年的2.5億人下降至2010年的1274萬人，農(nóng)村貧困發(fā)生率由1978年的30.7%下降至2010年的3.6%。然而，雖然農(nóng)村貧困人口規(guī)模大幅減少，但是2007年全國貧困人口2148萬人中農(nóng)村貧困人口數(shù)量為1479萬人，占全國總貧困人口的68.9%；其中，東部54萬人、中部372萬人、西部989萬人，貧困率分別為0.2%、1.3%、3.5%。這說明貧困具有空間地理特征，所以，減貧也應(yīng)具有空間特點。

那么，我國政府財政支出究竟在多大程度上緩解了農(nóng)村貧困？財政教育支出究竟在多大程度上減少了農(nóng)村貧困？財政教育支出減貧是否存在空間溢出效應(yīng)？從財政政策效果評價的角度上，這些都是亟待解答的問題。因此，本文的研究可為政府開展農(nóng)村反貧困工作提供一定的理論和現(xiàn)實依據(jù)。

二、文獻綜述

長期以來，貧困一直是經(jīng)濟學(xué)家們研究的重要課題，學(xué)者們也圍繞著反貧困問題進行了深入的研究。國外學(xué)者Castro-Lealf等(1999)對9個非洲國家的教育補貼及其受益情況的分析表明，總體上看，最貧窮的20%的人口得到的補貼少于20%，而最富裕的20%的人口得到的補貼多于20% 。[1]Dollar和Kraay(2002)研究得出，財政教育支出和財政醫(yī)療支出有利于提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力，但是對貧困線以下的貧困者的減貧作用較弱。[2]Fan 等(2005)研究得出，政府的教育和基礎(chǔ)設(shè)施投入不僅有利于促進農(nóng)村的經(jīng)濟增長，而且有助于減少農(nóng)村貧困。[3]Caminada和Kees(2009)研究表明，社會性支出等方面的財政支出對于農(nóng)村貧困具有顯著的緩解作用。[4]

在國內(nèi)，林伯強(2005)和劉窮志(2007)較早研究了財政支出對經(jīng)濟增長和農(nóng)村貧困的影響。[6，7]李永友和沈坤榮(2007)研究發(fā)現(xiàn)，偏向低收入群體的財政支出結(jié)構(gòu)安排有利于降低社會的相對貧困水平。[8]朱迎春(2009)、秦建軍和武拉平(2011)、王娟和張克中(2012)等通過構(gòu)建生產(chǎn)性財政支出與農(nóng)村減貧的理論分析框架，定量分析了各項生產(chǎn)性財政支出的減貧效果。[9-11]王志濤和王艷杰(2012)、李石新和李玲利(2013)研究了社會性財政支出對農(nóng)村貧困的影響，結(jié)果顯示，財政在教育、醫(yī)療、技術(shù)培訓(xùn)等方面的投入不僅有利于農(nóng)村經(jīng)濟增長，而且還有利于緩解農(nóng)村貧困。[12，13]

圖1 財政教育支出作用于農(nóng)村減貧的路徑

通過分析國內(nèi)外相關(guān)文獻，可以梳理出財政教育支出作用于農(nóng)村減貧的路徑。如圖1所示，財政教育支出通過改善貧困者的人力資本水平，一方面直接提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力，促進農(nóng)業(yè)部門的增長。另一方面，隨著人力資本水平的提高，部分貧困者可以轉(zhuǎn)向非農(nóng)生產(chǎn)部門；農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)力的提高帶動產(chǎn)出的增長，同時促進非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，創(chuàng)造了更多非農(nóng)就業(yè)，從而增加食物供給和貧困者的收入，進而實現(xiàn)農(nóng)村減貧的目的。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者主要以協(xié)整分析方法、誤差修正模型、聯(lián)立方程模型、面板回歸分析等方法驗證了各項財政支出對農(nóng)村減貧的效果。但是，多數(shù)學(xué)者直接驗證了財政支出對農(nóng)村減貧的影響，卻忽略了財政支出的空間溢出效應(yīng)。因此，本文通過構(gòu)建財政教育支出減貧的空間計量模型，利用我國1999～2014年31個省域面板數(shù)據(jù)，定量分析財政教育支出對農(nóng)村減貧的空間溢出效應(yīng)，旨在進一步加深對財政教育支出減貧效果的認知。

三、財政教育支出減貧的空間計量分析

(一)模型設(shè)定與變量定義

1.模型設(shè)定。我國的財政教育支出主要是通過提高農(nóng)村居民的人力資本而促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，從而減少農(nóng)村貧困。為了研究財政教育支出的減貧效果，參考沈能(2012)提出的計量模型[14],經(jīng)過整理得到本文所需的計量模型。

LnPOVit=β0+β1LnJYit+β2LnCNit+β3LnJZit+μit

(1)

公式(1)中，POVit為貧困發(fā)生率，JYit為財政教育支出，CNit為財政農(nóng)業(yè)投資，JZit為農(nóng)村救濟支出，μit為隨機誤差項。在公式(1)中，為了更加準確地估計財政教育支出減貧的空間溢出效應(yīng)，本文加入空間變量和滯后期獲得動態(tài)空間面板模型。

(2)

在公式(2)中，當(dāng)τ=ρ=0且δ=0時，可以獲得空間誤差模型(SEM)；當(dāng)λ=0且δ=0時，可以獲得空間自回歸模型(SAR)；當(dāng)λ=0時，可以獲得空間杜賓模型(SDM)。

對于SDM、SAR、SEM等三種空間面板模型，可以通過AIC值、BIC值以及瓦爾德(wald)檢驗和相關(guān)信息準則，選擇出最適合的空間面板模型。

空間權(quán)重矩陣用于定義空間上鄰居之間相互依賴的關(guān)系?？臻g權(quán)重矩陣分為地理空間權(quán)重矩陣和社會經(jīng)濟空間權(quán)重矩陣。本文以空間上鄰居之間相鄰關(guān)系為準則，構(gòu)建一階地理空間權(quán)重矩陣?？臻g權(quán)重矩陣wij根據(jù)如下原則構(gòu)建，同時對其進行標準化處理。

2.變量定義。在理論分析的基礎(chǔ)上，為了研究財政教育支出減貧的空間溢出效應(yīng)，定義計量模型中的被解釋變量和解釋變量，如表1所示。

表1 定義變量

3.數(shù)據(jù)來源。1999～2014年農(nóng)村貧困發(fā)生率數(shù)據(jù)來源于歷年《中國農(nóng)村貧困監(jiān)測報告》和《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》；財政教育支出數(shù)據(jù)來源于歷年《中國教育經(jīng)費統(tǒng)計年鑒》和《中國教育統(tǒng)計年鑒》；財政農(nóng)業(yè)支出數(shù)據(jù)來源于歷年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》；農(nóng)村救濟支出數(shù)據(jù)來源于《中國民政統(tǒng)計年鑒》。

(二)財政教育支出減貧的空間溢出效應(yīng)

本文運用stata12.0統(tǒng)計軟件，對1999～2014年我國31個省、市、自治區(qū)財政教育支出的減貧效果進行空間面板回歸估計。如表2所示，SEM模型和SAR模型的Wald檢驗結(jié)果為7.88和15.21且顯著通過，說明SEM模型和SAR模型不適用于本文的研究。SDM模型的AIC值最小，其數(shù)值為1058.902；BIC值最小，其數(shù)值為1104.464，因此，本文可以選擇空間杜賓(SDM)模型。

表2 財政教育支出減貧效應(yīng)的空間計量結(jié)果

注：表內(nèi)各變量的系數(shù)中，括號內(nèi)的數(shù)值表示標準差，“***”表示0.01水平下的顯著性水平，“**”表示0.05水平下的顯著性水平，“*”表示0.1水平下的顯著性水平。

可以看出，空間面板回歸所得結(jié)果中，ρ的系數(shù)顯著且不為零，因此，自變量對因變量的回歸系數(shù)不能用來直接解釋因變量的經(jīng)濟意義，需要借助空間溢出效應(yīng)分解結(jié)果進行解釋。

空間自相關(guān)變量ρ的系數(shù)為0.6196且通過了顯著性檢驗，說明某一省份的財政教育支出對相鄰省份具有空間溢出效應(yīng)，使得某一省份擁有較多相鄰省份時，可以從相鄰省份獲得財政教育支出的正外部性。因此，這一結(jié)果有利地證明了財政教育支出的減貧效果具有顯著的空間溢出效應(yīng)。

如表3所示，財政教育支出減貧效應(yīng)的分解結(jié)果顯示，財政教育支出減貧的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)分別為-0.0222和-0.2002且均通過了顯著性檢驗，這說明我國政府通過加大財政教育投入可以提高農(nóng)村貧困者的教育水平，而且可以通過相鄰省份間空間外溢效應(yīng)，間接緩解相鄰省份的農(nóng)村貧困發(fā)生率。

財政農(nóng)業(yè)支出減貧的間接效應(yīng)通過了顯著性檢驗，而農(nóng)業(yè)支出減貧的直接效應(yīng)并沒有通過顯著性檢驗。政府可以通過農(nóng)業(yè)支出促進貧困地區(qū)的經(jīng)濟增長，并通過經(jīng)濟增長的“涓滴效應(yīng)”使農(nóng)村貧困者獲得收益，但是，當(dāng)收入分配不平等加劇時，農(nóng)業(yè)支出很難通過經(jīng)濟增長的“涓滴效應(yīng)”緩解農(nóng)村貧困，因此，農(nóng)業(yè)支出減貧的直接效應(yīng)可能不顯著。而某一省份的農(nóng)業(yè)支出對相鄰省份的農(nóng)村減貧具有促進作用，反映出農(nóng)業(yè)支出在相鄰省份之間具有空間溢出效應(yīng)，所以，農(nóng)業(yè)支出減貧的間接效應(yīng)顯著。

表3 財政教育支出減貧的空間計量分解結(jié)果

注：表內(nèi)各變量的系數(shù)中，括號內(nèi)的數(shù)值表示標準差；“***”表示0.01水平下的顯著性水平，“**”表示0.05水平下的顯著性水平，“*”表示0.1水平下的顯著性水平。

農(nóng)村救濟支出減貧的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均表現(xiàn)為不顯著。這可能是由于政府在開展扶貧工作時，往往很難準確劃分貧困者和非貧困者，致使財政轉(zhuǎn)移支付的扶貧功能被大大地削弱了，所以，農(nóng)村救濟支出減貧的直接和間接效應(yīng)可能在統(tǒng)計上不顯著。

四、結(jié)論與建議

本文從財政支出視角構(gòu)建了財政教育支出減貧的空間計量模型，定量分析了我國財政教育支出減貧的空間溢出效應(yīng)。研究結(jié)果顯示，財政教育支出具有較強的直接減貧效果，而且具有較強的空間溢出效應(yīng)；財政農(nóng)業(yè)支出具有較強的空間外溢效應(yīng)；農(nóng)村救濟支出的直接減貧效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)均不顯著。

基于研究結(jié)論，現(xiàn)簡要地提出以下政策建議：

1.降低輻射能力強的省份的空間外溢損失。由于財政教育支出和財政農(nóng)業(yè)支出的減貧具有空間溢出效應(yīng)，政府應(yīng)在發(fā)揮其正外部性的同時向教育支出和農(nóng)業(yè)支出輻射能力強的省份投入更多的資金，以此彌補其溢出效應(yīng)所造成的損失。

2.進一步加強農(nóng)村貧困地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。我國農(nóng)村貧困地區(qū)通常具有自然環(huán)境惡劣、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件較差、交通和通訊不發(fā)達等特點，因此，應(yīng)針對農(nóng)村貧困的原因進一步加強農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，從而促進農(nóng)村貧困地區(qū)的經(jīng)濟增長，進而提高貧困者的收入水平。

3.提高農(nóng)村救濟支出的減貧效果。政府需加強對農(nóng)村救濟支出的監(jiān)管，同時，進一步完善劃分農(nóng)村貧困與非貧困的瞄準機制，使真正的貧困者進入扶貧范圍，從而能夠更精準地為農(nóng)村貧困者提供救濟。

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