唐望，黃鹍鵬

（湖南人文科技學院，湖南 婁底 417000）

在理論界，經(jīng)濟增長和財政支農(nóng)資金是被公認的有效減貧的兩大工具。公共財政支出一直是各國政府減貧的重要政策工具，在我國的減貧實踐中，財政減貧也一直是優(yōu)化資源配置，廣泛減少貧困的有效手段。但是，隨著財政支農(nóng)資金絕對數(shù)量的增長，貧困人口減少的速度開始放緩，財政支農(nóng)減貧的邊際效益開始呈現(xiàn)遞減趨勢，因此有必要探究這樣一些問題，我國財政支農(nóng)支出對貧困減緩的影響到底如何？研究財政支農(nóng)的減貧效應及門檻特征，對調(diào)整和完善我國扶貧戰(zhàn)略與政策具有重要的意義。

1 文獻綜述

圍繞財政支農(nóng)與貧困問題，相關專家學者開展廣泛的研究。研究重點主要集中在兩個方面：一是財政支農(nóng)減貧效應分析，二是有關財政支農(nóng)減貧的影響因素分析。一方面關于財政支農(nóng)減貧效應的分析主要有三種不同的觀點：一是認為我國財政支農(nóng)減貧效果顯著。秦建軍、武拉平（2011）發(fā)現(xiàn)在短期內(nèi)財政支農(nóng)對農(nóng)村減貧效果明顯，而長期內(nèi)效果區(qū)域平緩。二是認為我國財政支農(nóng)減貧效果存在區(qū)域差異、群體差異及結(jié)構性差異。朱迎春（2009）認為財政支農(nóng)減貧效應存在結(jié)構差異，支農(nóng)支出、基本建設支出、農(nóng)業(yè)科技三項費用對農(nóng)村減貧效果顯著，而農(nóng)村救濟費并未發(fā)生作用；鄒文杰、馮琳潔（2015）支出我國財政支農(nóng)減貧效應顯著，但存在明顯的空間異質(zhì)性；陳鵬、李建貴（2018）的研究表明，無論是全國整體水平還是分區(qū)域考察，財政支農(nóng)的減貧的減緩財政明顯的正向積極作用，但區(qū)域間財政支農(nóng)減貧效果存在較大差異；龔維進（2018）研究表明我國財政支出減貧效應存在結(jié)構性差異、空間相關性和空間差異；劉宏霞（2018）基于西部11省份的面板數(shù)據(jù)的實證研究表明財政支農(nóng)對生活貧困減緩和教育貧困減緩的促進效應逐漸增強，而對醫(yī)療貧困減緩的影響在跨越單一門檻值之后反而具有較大的一致效應；高齊圣、王秋蘇（2019）通過SVAR模型動態(tài)考察了我國財政支農(nóng)的減貧效應，研究結(jié)果表明我國財政支農(nóng)支出“造血式”減貧效果顯著，而“輸血式”減貧側(cè)重于通過中介機制對農(nóng)村貧困產(chǎn)生持久影響；鄒文杰等（2019）研究表明我國財政支農(nóng)政策在一定程度上抑制了貧困的發(fā)生，但存在結(jié)構效應，認為社會性支農(nóng)減貧效果最為顯著，生產(chǎn)性支農(nóng)減貧效果微弱，此外，財政支農(nóng)減貧具有明顯的門檻特征。三是認為財政支農(nóng)效果不顯著。陳燦煌（2010）認為短期內(nèi)財政支農(nóng)對減少貧困的效果不明顯；向玲凜、鄧翔（2012）實證研究表明財政支農(nóng)支出對農(nóng)民生活水平提高沒有顯著影響；高遠東等（2013）認為財政支農(nóng)對本省份農(nóng)村減貧的直接效應不顯著，且對臨近省份減貧具有明顯的抑制作用。另一方面，關于財政支農(nóng)減貧的影響因素方面，陳鳴、周發(fā)明（2017）的研究結(jié)果表明，財政支農(nóng)的減貧效果受到制度環(huán)境的制約；張紅麗、孫明雪（2018）從制度環(huán)境、社會資本的角度探討了財政支農(nóng)的減貧效應，研究結(jié)果表明制度環(huán)境對財政支農(nóng)減貧存在適度水平，而社會資本對財政支農(nóng)減貧效用充分，存在一節(jié)門檻，跨越門檻后作用增加。

財政支農(nóng)的減貧效果是顯著還是不顯著，理論界仍存在分歧，這表明該領域還有較大的研究空間。通過梳理相關文獻，本文認為關于財政支農(nóng)減貧的研究還需進一步補充和完善。首先，在研究假設來看，以往文獻多是探討財政支農(nóng)與貧困減緩的線性關系，而忽略了財政支農(nóng)減貧效應應該存在明顯的門檻特征，只有進一步探討財政支農(nóng)減貧效用的門檻特征才能準確認識財政支農(nóng)與貧困減緩之間的內(nèi)在關系；其次，財政支農(nóng)減貧的效果以往的研究都只是從收入的角度進行分析，沒有涉及財政支農(nóng)與多維減貧之間的關系研究。因此，本文從貧困的多維特性入手，分別從收入角度和公共服務角度構建了收入貧困、教育貧困和醫(yī)療貧困三大貧困指標，從多維視角來分析中國農(nóng)村的貧困現(xiàn)狀；其次，本文通過構建面板模型分析財政支農(nóng)減貧的效應。

2 模型設定、變量選擇

2.1 模型設定

為了檢驗財政支農(nóng)支出與貧困減緩之間的關系，本文首先構造如下面板模型：

其中：POVit為貧困水平，F(xiàn)EAit為財政支農(nóng)水平，Xj，it為影響貧困水平的其他控制變量，j代表控制變量的個數(shù)，ui代表不隨時間變化的個體固定效應，為時間固定效應，為隨機擾動項。

依據(jù)有關專家學者的研究，我們可以初步判斷，財政支農(nóng)減貧效應的大小會受到農(nóng)民人均收入的影響，隨著農(nóng)民人均收入的提升，財政支農(nóng)的減貧效應也會發(fā)生相應的變化，即財政支農(nóng)對貧困的影響可能存在“門檻特征”。因此，本文將進一步利用門檻面板模型對財政支農(nóng)減貧效應進行門檻檢驗。面板門檻模型克服了傳統(tǒng)門檻分析方法的缺陷，因此，本文構造的多重面板門檻模型數(shù)學表達式如下：

2.2 變量選擇

2.2.1 變量選擇

文章涉及的變量可以分為被解釋變量、核心解釋變量、門檻變量和控制變量四個部分，具體為：（1）被解釋變量：被解釋變量為農(nóng)村貧困水平Pov。衡量貧困的指標有貧困發(fā)生率、SEN指數(shù)、FGT指數(shù)等，這些指標本質(zhì)上都是以收入作為衡量的標準，在識別貧困程度上過于片面，單純的收入貧困無法反映醫(yī)療、教育等其他方面的貧困。因此，為了更全面的的測度貧困狀況，本文借鑒傅鵬（2018）的具體做法，從多維貧困的視角出發(fā)同時采用收入貧困、教育貧困和醫(yī)療貧困三個指標來測度貧困。具體而言，收入貧困（Pov1）采用農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)表示農(nóng)村收入貧困，該為正指標，即系數(shù)值越高，農(nóng)村貧困程度越高；教育貧困（Pov2）用農(nóng)村居民平均受教育年限表示農(nóng)村教育貧困，此為逆指標，即數(shù)值越高貧困程度越低；醫(yī)療貧困（Pov3）選取每千農(nóng)村人口平均衛(wèi)生室人員數(shù)來表示農(nóng)村醫(yī)療貧困，也為逆指標。（2）核心解釋變量：財政支農(nóng)水平FEA，采用統(tǒng)計年鑒中的農(nóng)林水事務支出。（3）門檻變量：農(nóng)村居民人居可支配收入。（4）其他控制變量：考慮到財政支農(nóng)減貧可以通過經(jīng)濟增長渠道，本文引入各省經(jīng)濟發(fā)展水平GDP作為控制變量，著重考察財政支農(nóng)的直接減貧作用；同時引入城鎮(zhèn)化水平（City）、工業(yè)化水平（IND）、各省市農(nóng)村固定資產(chǎn)投資水平（Invest）作為其他控制變量。

2.2.2 數(shù)據(jù)來源

文章研究涵蓋中國30個省份（市、自治區(qū)），由于西藏自治區(qū)農(nóng)村固定資產(chǎn)投資水平數(shù)據(jù)缺失，故將其刪除。本文數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。

3 實證結(jié)果及分析

3.1 面板回歸分析

在進行面板回歸模型之前，我們應該對數(shù)據(jù)進行檢驗，看數(shù)據(jù)是否存在個體效應與實踐效應，通過檢驗從而選擇合適的面板數(shù)據(jù)模型。根據(jù)R軟件輸出結(jié)果，在進行F檢驗時，P值均小于給定的顯著性水平，因此選擇固定效應模型或者隨機效應模型；進一步Hausman檢驗統(tǒng)計量值均大于給定的顯著性水平下的臨界值，故認為模型中存在固定效應，故本文建立固定效應模型。

從面板回歸模型的結(jié)果來看，回歸擬合效果較好，5%的顯著性水平下大部分變量都能通過檢驗。就收入貧困而言，城鎮(zhèn)化和工業(yè)化的減貧效果較好，而財政支農(nóng)減貧效應雖然顯著，但減貧效果較差；就教育貧困而言，只有財政支農(nóng)、經(jīng)濟發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化三個變量通過檢驗，財政支農(nóng)水平和城鎮(zhèn)化的教育減貧效果明顯，能夠顯著改善農(nóng)村教育水平；就醫(yī)療貧困而言，城鎮(zhèn)化醫(yī)療減貧效果最為顯著，其次為財政支農(nóng)水平。從以上分析可以看出，財政支農(nóng)減貧效應相當明顯，財政支農(nóng)能夠有效的減緩我國農(nóng)村收入貧困、教育貧困和醫(yī)療貧困。

3.2 財政支農(nóng)減貧的門檻特征

3.2.1 門檻效應檢驗

在進行門檻模型估計之前需要解決兩個問題：一是檢驗是否存在門檻效應，二是估計門檻值及檢驗其真實性。本文根據(jù)hansen（1999）的思路，將門檻值作為一個未知變量納入回歸模型之中，構造分段函數(shù)，并對該“門檻特征”及相應門檻值進行實證估計和檢驗。F檢驗的原假設是不存在門檻特征，備擇假設是存在一個門檻特征，采用的bootstrap方法獲得其漸進分布進而獲得相應的LM值。如果LM值小于既定的顯著性水平，則拒絕原假設，表示模型至少存在一個門檻值；然后檢驗第二個門檻值，以此類推，直至所得到的門檻值不再顯著為止。采用bootstrap方法進行檢驗。檢驗結(jié)果表明：收入貧困在5%的顯著性水平下存在三重門檻效應，教育貧困在1%的顯著性水平下存在兩重門檻效應，醫(yī)療貧困在1%的顯著性水平下存在單重門檻效應。

3.2.2 模型估計與結(jié)果分析

門檻特征檢驗過后，再利用Hansen的三步法確定各自變量的門檻值，同時確定各門檻的估計值，估計結(jié)果見表1。

表1 門檻估計結(jié)果

從門檻特征的估計結(jié)果來看，我國財政支農(nóng)減貧效應并非是單調(diào)遞增的，而是存在明顯的門檻特征。財政支農(nóng)減貧效用的大小主要受制于農(nóng)民人均收入水平。從收入貧困來看，財政支農(nóng)減貧效應先增大再減小，呈現(xiàn)“倒U型”，即當收入水平小于4937.8元時，財政支農(nóng)減貧效果不顯著，當收入水平增加時，財政支農(nóng)減貧作用增大，為-0.8092，在1%的顯著性水平下顯著，其后，隨著收入水平進一步增加，財政支農(nóng)收入貧困減緩的程度下降；從教育貧困而言，財政支農(nóng)減貧作用先減小再增加，呈現(xiàn)出“U型”特征，即隨著收入水平的提升（收入水平介于9118.7元與15353元之間）時，財政支農(nóng)教育減貧作用遞減，但當財政支農(nóng)水平超越門檻值15353元之后，教育減貧效果又呈現(xiàn)遞增的趨勢；就醫(yī)療貧困而言，當收入水平跨越門檻值17803.7元之后，財政支農(nóng)的醫(yī)療減貧效用增強，系數(shù)從0.2596上升到2.6511，減貧效用顯著增強。

4 結(jié)語

財政支農(nóng)是我國扶貧的重要手段，財政支農(nóng)的減貧效果如何一直是理論界關注的熱點問題?，F(xiàn)有文獻往往忽略了財政支農(nóng)支出與貧困減緩之間的非線性關系。本文在相關理論假設的基礎上，從多維貧困的視角出發(fā)，構建面板模型運用面板回歸對我國2007—2017年財政支農(nóng)與貧困發(fā)生率的關系進行分析，并應用門檻面板模型考察財政支農(nóng)減貧效應的門檻特征。

面板回歸估計結(jié)果表明，就收入貧困而言，城鎮(zhèn)化和工業(yè)化減貧效果優(yōu)于財政支農(nóng)減貧；就教育貧困而言，財政支農(nóng)能夠顯著改善農(nóng)村教育水平；就醫(yī)療貧困而言，財政支農(nóng)減貧效果顯著。

門檻面板回歸模型估計結(jié)果表明，財政支農(nóng)的多維減貧效應存在門檻特征。其中，收入貧困存在三重門檻特征、教育貧困存在雙重門檻特征、醫(yī)療貧困存在單一門檻特征。就收入貧困而言，財政支農(nóng)減貧效應先增大再減小，呈現(xiàn)“倒U型”；就教育貧困而言，財政支農(nóng)減貧效用先減小再增大，呈現(xiàn)“U型”特征；就醫(yī)療貧困而言，當跨越門檻值后，財政減貧作用顯著增強。