儲德銀，趙 飛

（1.安徽財經(jīng)大學 財政與公共管理學院，安徽 蚌埠233030；2.中國社會科學院 財經(jīng)戰(zhàn)略研究院博士后流動站，北京100045）

一、問題的提出

分權是指有關公共職能的權威和責任在中央與地方政府間進行合理劃分，使地方政府對其轄區(qū)內事務擁有充分的自由決策權。分權一般包括政治分權、行政分權和財政分權等。其中，財政分權主要解決的是政府公共部門間的縱向結構問題，即按照“事權→財權→財力”這一邏輯主線在不同層級政府間實現(xiàn)財力均等化。伴隨財政分權逐漸成為世界各國調整政府間財政關系的主導趨勢，我國財政分權在與市場化改革相互推進的過程中不僅充分調動了地方政府與私人部門的積極性，也是中國近年來經(jīng)濟較快增長的原因。

自1994年分稅制財政體制改革至今，我國在中央與地方政府間基本上形成了相對穩(wěn)定的分權制度框架。正因為如此，學界圍繞財政分權改革的原因、進程及其經(jīng)濟社會影響展開了深入研究。而在“三農”難題尚未化解并制約全面建設小康社會這一宏偉目標實現(xiàn)的民生新時代，研究財政分權改革是否有利于減緩貧困具有重要意義。

Treisman（2007）認為，財政分權有利于減輕貧困是向自治的地方政府下放權力后產生的重要收益之一。因為財政分權改革之后，地方政府更加“貼近民眾”，而且為了爭取“用腳投票”的選民或者投資者，它們相互之間展開競爭，從而將以更強的責任心代表選民履行職責。Jutting等（2004）認為，分權改革有助于提高公眾的公共事物的參與程度、增進公共部門責任感以及改善政府治理，而這些都是影響貧困的重要因素。Faguet（2004）在研究玻利維亞財政分權時發(fā)現(xiàn)，分權改革后地方政府顯著提高了教育、飲用水和衛(wèi)生、水資源管理、農業(yè)等方面的投入，使窮人的生活狀況得到較大改善。與之相反，Bardhan和Mookherjee（2005）則認為，分權雖然能提高地方政府的責任感，但政治精英可以通過政治影響力和“政治獻金”的方式換取公共服務的優(yōu)先權，從而使地方公共支出結構更多地向富人傾斜，故而不能起到減少貧困的效果。Crawford（2008）以加納財政分權實踐為例研究發(fā)現(xiàn)，地方政府會增加教育和健康方面的基礎設施投入，但減貧效果并不明顯。

近年來國內學者也開始關注中國財政分權的減貧效應。李永友和沈坤榮（2007）認為，我國相對貧困水平有逐步上升的趨勢，應提高財政支出在減緩相對貧困中的作用，支出配置應向低收入群體傾斜。張克中等（2010）從公共支出效率和公共支出結構兩個維度闡釋了財政分權與減少貧困之間的作用機理，并利用我國分稅制改革后的省際數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，雖然多數(shù)省份的財政分權程度增加有利于減少貧困，但在北京、上海等發(fā)達省份卻正好相反。王娟和張克中（2012）在構建公共支出與減貧關系的理論框架基礎上，利用1994－2004年的省級面板數(shù)據(jù)分析各項公共支出的減貧效應時發(fā)現(xiàn)，社會救濟支出、基本建設支出和農業(yè)性公共支出存在顯著的減貧效應，但各項支出的減貧效應大小存在較大差異。

綜上可知，已有研究針對財政分權是否有利于減緩貧困并未形成共識，還需進一步深入探究。與已有研究相比，本文的探索之處主要體現(xiàn)在以下三個方面：一是基于中國財政分權改革實踐，從理論層面系統(tǒng)闡釋了預算內外收支分權及其轉移支付影響貧困的作用機制；二是從預算內外兩個層次與收支分權兩個維度全面考察了財政分權對農村貧困的實際影響；三是通過建立面板門限回歸模型，實證考察了政府轉移支付對農村貧困是否存在非線性“門檻效應”。

二、財政分權與貧困之間關系的理論詮釋

傳統(tǒng)財政分權理論認為，由于信息優(yōu)勢，在地方性公共產品與公共服務的供給上，地方政府能夠做出更加貼近選民與符合帕累托效率的公共支出決策；與此同時，轄區(qū)居民的流動性與稅收競爭也會促使選民在不同的地方公共產品→稅收組合之間做出最優(yōu)選擇。因此，財政分權能夠更好地滿足選民偏好，使整個社會獲得更高的效率。

1.預算內收支分權與貧困。在理論上，財政分權主要包括收入權利與支出責任下放兩方面內容。首先，財政分權可以通過優(yōu)化公共支出結構減緩貧困。一方面，地方政府可以通過增加現(xiàn)金轉移支付直接增加窮人收入；另一方面，可以制定向窮人傾斜的支出計劃，從而即使沒有直接的現(xiàn)金轉移也有助于減輕貧困。地方政府這種高效、靈活與更加有針對性的公共產品供給不僅能夠給窮人帶來更好的公共服務，而且還能在減緩貧困的同時提高窮人參與生產與就業(yè)的機會，長期來看也有助于改善貧困人口的收入與生活狀況。其次，財政分權可以通過合理的收入分權對地方政府實施減貧政策提供正向激勵。無論是傳統(tǒng)的分權理論還是以錢穎一、Roland和 Weingast（1996、1997）為代表的第二代財政分權理論，通過自身收入融資的支出份額越大，地方政府將對其選民更加負責，因為能夠正確評價地方政府政策偏好的選民不僅可以支持地方政府，也可以懲罰現(xiàn)任官員。正因如此，這種投票機制會激勵地方政府更加主動地提高稅收與支出決策的效率與公平。一是分權之后的地方政府能夠更加公平地確定轄區(qū)內家庭與企業(yè)的稅負水平并更加富有責任心（Bahl和Linn，1994）。二是通過實行更低稅率或更多的稅收優(yōu)惠進行轄區(qū)競爭成為促進經(jīng)濟發(fā)展的常用手段，這在地方政府層面時常發(fā)生。三是通過不同的稅收制度累進性改變可支配收入的分配狀況。例如，地方政府可以通過間接稅融資，但間接稅是累退的；也可以通過財產稅或個人所得稅等直接稅融資，而直接稅是累進的。

2.預算外收支分權與貧困。在我國，雖然1994年分稅制改革從制度層面明確了中央和地方的收入關系，但是財權向上集中與支出責任向下分解的逆向運動卻極大地加劇了地方政府的財政困境，即地方政府在承擔了過多支出責任的同時卻沒有得到相應的財權與財力保障。黃佩華（2003）認為，我國地方政府承擔了近70%的支出責任，而收入僅占全國財政總收入的不到50%。據(jù)財政部統(tǒng)計，2012年中國財政支出中，中央本級財政支出占全國財政支出的比重為14.93%，而中央本級收入占中央與地方本級收入之和的50.19%。①為了彌補收支間的巨大缺口，一方面，地方政府通過“跑部錢進”來爭取更多的中央轉移支付資金；另一方面，在“自上而下”的行政官員考核機制下，地方政府只能通過開辟預算外第二財政來滿足無限擴張的支出需求。因此，本文認為分析中國財政分權對農村貧困的影響，需要立足于中國分權實際，除了重點考察預算內財政收支分權之外，還應分析預算外收支分權及其政府間轉移支付對農村貧困的影響。

盡管如前所述，財政分權可以通過預算內收支分權起到減貧效果，但本文認為，這種減貧效果在很大程度上還取決于收支分權之間的對稱性。因為如果分權后擁有的財權與其承擔的支出職責不對稱，地方政府就有可能縮減以社會效應為主的親貧式支出規(guī)模，或者通過開辟預算外財力僅僅滿足親貧式支出中的部分訴求，從而導致預算約束軟化，降低財政分權的減貧效應。這是因為：一般而言，地方政府預算內收支計劃需要得到同級人民代表大會和上級政府批準，在收支計劃實施之前就已經(jīng)確定，具有較強的預算法律約束，從而可以確保地方政府的一些親貧式支出足額、及時到位以實現(xiàn)減貧目標；而與之相對應，地方政府預算外收支管理雖然從最初的“自收自支”變?yōu)椤笆罩蓷l線”管理，但是地方政府不僅事前就對預算外資金支出擁有支配使用權，而且預算外支出通常事后由公眾檢查。眾所周知，這種事后檢查更多地是流于形式，地方政府預算外資金實際流向的透明度明顯不夠。正是因為地方政府預算外收支管理和監(jiān)督相對偏松，預算外這一“第二財政”就成為了地方政府刺激地方經(jīng)濟增長的主要資金來源以及發(fā)生“尋租”和腐敗的溫床。平新喬和白潔（2006）認為，近年來我國地方預算外財政比預算內財政規(guī)模增加得更快，這不僅表明公共資源越來越多地被分配到約束軟化的預算外財政管理機構，而且在很大程度上加劇了地方居民的財政負擔，尤其是農民的財政負擔。

一是預算內財政收入與支出分權具有嚴重的不對稱性。中央政府除了擁有絕對的稅收立法權之外，分稅制改革時，收入來源相對穩(wěn)定、稅源更加集中和增收潛力偏大的稅種被列為中央政府固定收入或者中央與地方政府共享收入，而收入來源不穩(wěn)定、稅源分散、征管難度大、征收成本高的中小稅種則留給地方政府。例如，中國最大的稅種增值稅在中央與地方之間按照3∶1共享，消費稅、中央企業(yè)所得稅和關稅則屬于中央固定收入，原本在分稅制改革初期屬于地方的個人所得稅和地方企業(yè)所得稅也在2002年改為中央與地方共享稅，并在2003年將中央與地方的共享比例確定為6∶4。

二是我國1995年頒布的《預算法》規(guī)定，地方政府預算應保持收支平衡，不得列舉赤字。因此，對財力有限的地方政府而言，只能盡量壓縮預算內支出，對于必需的支出試圖通過預算外財力予以滿足。

三是目前中國正處在改革深水區(qū)與深度轉型期，各種深層次矛盾的凸顯與諸多不確定性也加大了地方政府的支出預期及其剛性需求。

另外，由于分稅制下參與財政決策制定的弱勢地位及“自上而下”行政任命制的考核壓力，地方政府存在“為增長而競爭”和“為錦標而競爭”的內在沖動，導致地方政府從客觀與主觀兩個層面均有開辟第二財政（即預算外）的動力。由圖1可知，我國地方政府預算外資金收入和支出分別從1994年的1 579.21億元和1 485.37億元增加到2010年的5 395.11億元和5 368.32億元，年均各自增加224.46億元與228.41億元。因此，中國財政分權與世界其他國家財政聯(lián)邦體制有著本質區(qū)別，即外國政府的所有收支全部納入政府預算單一口徑統(tǒng)籌安排，而我國卻存在預算內與預算外兩套有別的收支運行機制，這種預算約束軟化的常態(tài)在很大程度上削弱了分權的實際收益及其減貧效應。

圖1 我國地方政府預算內與預算外收支

3.政府轉移支付與貧困。傳統(tǒng)觀點認為，轉移支付有助于實現(xiàn)政府間財力的均衡目標以及協(xié)調地區(qū)發(fā)展與縮小地區(qū)差距。而在我國，雖然中央政府對地方政府的轉移支付占地方政府的支出規(guī)模很大，但是由于轉移支付制度設計不合理、不規(guī)范，其效果很差。馬拴友和于紅霞（2003）、江新昶（2007）發(fā)現(xiàn)我國轉移支付制度在地區(qū)間的分布反而具有“馬太效應”，即越是富裕的地方得到的轉移支付數(shù)額反而越多，轉移支付沒有起到縮小地區(qū)間發(fā)展差距的作用。另外，雖然適度的轉移支付會對地方政府行為產生正向激勵，但如果轉移支付規(guī)模過大，就會導致地方政府對其過分依賴，從而喪失其主動性并降低運行效率。因此，轉移支付對地方政府公共政策運行效果存在“門檻效應”。針對緩解農村貧困這一問題，劉窮志（2007）認為政府轉移支付不僅沒能讓窮人脫離貧困，反而使窮人深陷貧困之中。由于我國的政府轉移支付是否存在財力均等化效應以及是否有利于政府實施減貧尚存在較大爭議，因此，本文認為對中國財政分權體制下政府轉移支付的減貧效果有待深入研究。

三、理論假設與經(jīng)濟計量模型

（一）理論假設。已有研究主要延續(xù)了Oates（1972）的傳統(tǒng)做法，從收支兩個維度將財政分權區(qū)分為收入分權和支出分權，但中國的財政分權體制與“標準的財政分權”存在較大差距，突出表現(xiàn)為我國長期存在預算內外并存的兩套收支體制。因此，為了全面考察中國財政分權的減貧效應，還應進一步區(qū)分預算內外分權兩個層次。基于上述理論分析，本文認為我國財政分權與農村貧困之間可能存在以下關系，并由此提出3個理論假設。

假設1：預算內收支分權與減少農村貧困之間正相關。這是因為：一方面，預算內支出分權程度的增加可以使具有信息優(yōu)勢的地方政府的減貧政策更加符合轄區(qū)居民的偏好并更加具有效率；另一方面，預算內收入分權程度的提升不僅可以為地方政府實施減貧政策提供更多的財力，而且會使地方政府對其選民更加有責任心。

假設2：預算外收入分權與減少農村貧困之間正相關，但預算外支出分權與減少農村貧困之間負相關。在我國，預算外收入主要包括行政事業(yè)性收費、政府性基金收入、國有企業(yè)和主管部門收入、鄉(xiāng)鎮(zhèn)自籌和統(tǒng)籌資金、其他收入。一方面，預算外收入中有相當一部分主要是農村居民負擔；另一方面，預算外收入導致地方政府規(guī)模擴大，降低了資金配置效率。但預算外支出是地區(qū)基礎設施建設和應對自然災害等的主要資金來源（平新喬和白潔，2006），其雖然主要是為“錦標競賽”和“晉升競賽”的地方政府實現(xiàn)轄區(qū)經(jīng)濟快速增長的目標服務，但是農村居民也可以從經(jīng)濟增長的“涓滴效應”中受益。

假設3：政府轉移支付與減少農村貧困之間存在非線性關系，即政府轉移支付對農村貧困存在“門檻效應”。這是因為：中央政府適度規(guī)模的轉移支付會提高地方政府的積極性與運行效率，從而增強其減貧政策效果；但中央政府轉移支付規(guī)模過大則會增加地方政府對其的依賴，從而降低政府運行效率及其減貧政策效果。

（二）經(jīng)濟計量模型。由本文上述理論分析可知，雖然財政分權可以通過收入與支出分權影響農村貧困，但其減貧效果在很大程度上還應取決于收支分權的對稱性。而在我國，預算內支出分權明顯高于收入分權，因此，預算內收支分權的非對稱性使地方政府面臨巨大的財力缺口，這在很大程度上需要依賴中央對地方的轉移支付予以解決。鑒于此，本文認為，作為影響地方政府收支運行效率的重要變量，中央政府轉移支付對地方政府運行效率以及減貧政策效果存在“門檻效應”。因此，我們以政府轉移支付作為門限變量，通過建立面板門限回歸模型來實證考察中國財政分權對農村貧困的影響效應。

1.面板門限回歸模型簡介。本文采用面板門限回歸模型進行實證研究，其實質是捕捉某一變量可能發(fā)生跳躍的臨界點。即通過選擇某一觀測值作為門限變量，按照最優(yōu)門限值將回歸模型區(qū)分為兩個或兩個以上的區(qū)間，各個區(qū)間由不同的回歸方程表示，繼而比較各個方程回歸系數(shù)的異同。本文主要借鑒Hansen（1999）建立面板門限回歸模型的思路，該方法以“殘差平方和最小化”為原則確定門限值，同時檢驗門限值的顯著性，從而保證門限值的可靠性。鑒于本文的實證研究主要是分析政府轉移支付這一門限變量在財政分權與農村絕對貧困（APrit）關系中的作用，本文考慮以下形式的面板門限回歸模型：

其中，i＝1，2，…，N代表地區(qū)，t＝1，2，…，T代表時間。ui為觀測的特定個體固定效應，εit為隨機誤差項，且滿足。I（·）代表指示性函數(shù)，qit是門限變量，γ是門限值。

為了消除個體固定效應ui的影響，需要對式（1）進行組內平均，再讓式（1）減去各自組內平均得到：

3.農村貧困與財政分權之間的面板門限回歸模型構建。由于目前還未確定門限的個數(shù)，僅先以單門限為例構建一個相對簡單的面板門限回歸模型，至于門限個數(shù)，隨后本文將通過門限檢驗來確定。

本文擬采用政府轉移支付Transfer作為門限變量，建立如下面板門限回歸模型：

其中，i和t代表地區(qū)和時間。被解釋變量AP為農村絕對貧困發(fā)生率，核心解釋變量、、和分別代表預算內支出分權、預算內收入分權、預算外支出分權和預算外收入分權。

由于在實證分析時，如果經(jīng)濟計量模型遺漏了重要的解釋變量，則估計結果將大打折扣。正因如此，本文主要考慮如下外生控制變量：一是地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平（LnGDP），采用各省人均GDP的自然對數(shù)。二是農村居民人均純收入（Lny）。這是因為農村居民人均純收入的增加不僅能夠改善其生活，還有助于減少貧困。三是農村人口比重（Renkou），采用各省農村人口占總人口的比重。四是農業(yè)增加值在總產值中的占比（Nye），采用第一產業(yè)農業(yè)增加值占GDP的比重。

四、變量定義與描述性統(tǒng)計

（一）被解釋變量：農村絕對貧困發(fā)生率。雖然在理論上可以將貧困分為絕對貧困與相對貧困，但本文所指的是絕對貧困。由圖2可知，我國絕對貧困人口和發(fā)生率從2000年的9 422萬人和10.2%下降到2010年的2 688萬人和2.0%。在此期間，伴隨著中國經(jīng)濟的快速發(fā)展與人均收入水平的較快提高，中國絕對貧困人數(shù)年均減少618.12萬人，減貧效果非常突出。

圖2 我國貧困人口規(guī)模及貧困發(fā)生率

國內外理論界在測度一國絕對貧困程度時通常以絕對貧困發(fā)生率作為代理指標，即依據(jù)一定的貧困線標準，絕對貧困人口在總人口中的占比。由于我國獲取各省農村貧困人口數(shù)相對困難，國內學者或使用微觀調查數(shù)據(jù)，但微觀數(shù)據(jù)的缺陷在于難以將不同個體準確地歸屬于不同省份，從而無法分析各省財政分權程度對農村貧困的減貧效果；或采用一定方法和軟件估算各省農村絕對貧困發(fā)生率，如張克中等（2010）利用povcal軟件計算了一些省份的農村絕對貧困發(fā)生率。因為在《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》和各省歷年統(tǒng)計年鑒中，或是公布了部分省份的農村絕對貧困人口數(shù)，或是按照一定收入分組標準公布了農村居民的收入調查情況。因此，本文按照以下方法估算一些省份在農村絕對貧困人口數(shù)據(jù)缺失年份的農村絕對貧困發(fā)生率：假定某一年份的貧困線標準為f，并且農村居民五等分收入分別為a、b、c、d、e，則農村絕對貧困發(fā)生率APr的計算公式為：

以此類推，在已知農村居民收入分組的情況下，可估算任一貧困線標準下的農村絕對貧困發(fā)生率。雖然本文采用的估算方法可能會導致估算的農村絕對貧困發(fā)生率產生向上或向下的偏誤，但這種偏誤的方向對所有省份是一致的。因此，根據(jù)現(xiàn)代經(jīng)濟計量理論，此時估算財政分權對農村貧困的影響不會改變二者之間效應的符號（高鐵梅，2008）。

（二）核心解釋變量：財政分權與政府轉移支付。本文在面板門限回歸模型式（4）中引入四個財政分權變量，具體定義如下：一是預算內支出分權變量Expenditureinit為各省預算內人均財政支出／（各省預算內人均財政支出＋預算內人均中央財政支出）；二是預算內收入分權變量Revenueinit為各省預算內人均財政收入／（各省預算內人均財政收入＋預算內人均中央財政收入）；三是預算外支出分權變量Expenditureoutit為各省預算外人均財政支出／（各省預算外人均財政支出＋預算外人均中央財政支出）；四是預算外收入分權變量Revenueoutit為各省預算外人均財政收入／（各省預算外人均財政收入＋預算外人均中央財政收入）。另外，本文定義門限變量政府轉移支付如下：政府轉移支付Transfer為各省獲得的中央轉移支付資金／（各省預算內財政收入＋中央轉移支付資金），該比值越大，該省財政收入對中央財政轉移支付資金的依賴程度越高，反之則相反。

（三）數(shù)據(jù)來源與變量統(tǒng)計特征。樣本數(shù)據(jù)涵蓋了除河北、重慶、西藏之外的中國28個省、市、自治區(qū)，時期跨度為1995－2010年，②所有基礎數(shù)據(jù)均來自《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》、《中國財政年鑒》（2011）、《中國統(tǒng)計年鑒》（2011）、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫和歷年各省統(tǒng)計年鑒?？紤]到各省在1995－2010年間均先后經(jīng)歷了通貨膨脹或通貨緊縮，為了增強實證檢驗結果的可信度，所有變量均利用價格指數(shù)進行平減（1995年＝100）。其中，各省人均GDP和農村居民人均純收入分別用各省國內生產總值指數(shù)和農村居民消費價格指數(shù)進行平減，然后取自然對數(shù)，以進一步增加數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。因為其余變量均為比值，故只需用每年的水平值按照相關變量定義和公式計算即可。變量數(shù)值特征見表1。

表1 變量數(shù)值特征

五、估計結果及分析

（一）門限檢驗。本文以政府轉移支付Transfer作為門限變量，門限效應檢驗結果以及在單門限面板回歸模型中的門限估計值見表2。原假設分別為沒有門限和存在單個門限。由表2可知，在原假設為沒有門限的檢驗中，F(xiàn)統(tǒng)計量對應P值均為零，表示即使在1%的顯著性水平上也拒絕不存在門限的原假設；在原假設為存在單個門限的檢驗中，F(xiàn)統(tǒng)計量對應P值為0.2173，接受存在一個門限的原假設。因此，本文認為式（4）有且僅有1個門限值。

表2 門限效應檢驗與門限估計值

（二）面板門限回歸模型估計結果分析。表3分別列出了財政分權對農村貧困的單門限回歸估計結果和線性個體固定效應回歸結果。由表3可知：

表3 財政分權對農村貧困影響的面板門限回歸模型估計結果

第一，預算內收支分權的回歸系數(shù)均為負，說明預算內財政收支分權程度的增加有助于減少農村絕對貧困，假設1得到了驗證。我們進一步比較預算內收支分權回歸系數(shù)的絕對值發(fā)現(xiàn)，預算內支出分權的減貧效果更好，本文認為其原因主要有以下兩方面：一方面，地方政府可以根據(jù)轄區(qū)內居民偏好更加有效地提供公共產品和公共服務；另一方面，雖然我國分稅制根據(jù)稅收管轄權與稅款支配權將稅收劃分為中央稅、地方稅以及中央地方共享稅，但是預算內收入權限基本都集中于中央政府，如稅收的立法權和開征權，地方政府僅擁有稅收征收管理權和極少數(shù)的稅收優(yōu)惠減免權，這在一定程度上減弱了預算內收入分權的減貧效果。

第二，預算外收支分權對農村貧困的影響效應存在較大差異。預算外收入分權程度的提升會導致農村貧困惡化，但這種影響并不顯著；預算外支出分權卻可以減少農村貧困。因此，本文的理論假設2得到一定程度的驗證。這是因為在我國，一方面，地方政府并不擁有稅收的立法權和開征權，且1995年頒布的《預算法》又明確規(guī)定地方政府不得公開舉債；另一方面，地方政府又承擔了絕大部分的支出職責，這種“財權→財力→事權”的不對稱勢必促使地方政府通過多種途徑增加預算外收入，導致預算外財政收入分權程度遠遠高于預算內收入分權。在1995－2010年間，中國預算內收入分權程度和預算外收入分權程度的均值分別為70.09%與91.02%，預算外收入分權程度要比預算內收入分權高出20.93個百分點。而我國地方政府的預算外收入主要是指各種行政事業(yè)性收費、政府性基金收入、鄉(xiāng)鎮(zhèn)自籌統(tǒng)籌資金等收費收入，曾經(jīng)在有些地區(qū)出現(xiàn)“費擠稅”與“費大于稅”的反?，F(xiàn)象，而農村居民又是這些預算外收費收入的主要承擔者，如2000年在安徽率先實施的農村稅費改革就是這一現(xiàn)象的有力佐證。雖然稅費改革后農村居民稅外負擔有所下降，但是近年來在一些地區(qū)又有反彈勢頭。因此，國內一些學者再次提出要鞏固農村稅費改革成果，避免改革陷入不斷反復的誤區(qū)。這也在一定程度上解釋了預算外收入分權程度的增加為何反而增加農民負擔，致使農村貧困問題更加嚴重的原因。另外，盡管預算外支出分權與農村絕對貧困發(fā)生率負相關，說明預算外支出分權程度的增加也可以降低農村貧困程度，但本文認為這是中國財政分權一個特有的階段性現(xiàn)象。因為在預算內收入相對有限的情況下，地方政府迫于上級政府的行政考核壓力，許多應支的法定支出只能通過預算外，如醫(yī)療衛(wèi)生、教育和新農村建設等多項民生性支出；同時，在現(xiàn)有“自上而下”的行政體制下，地方官員有“為競標而競賽”的內在動力，也會主動將部分預算外收入用于地方經(jīng)濟建設，從而在一定程度上促進地方經(jīng)濟發(fā)展、人均收入提高。因此，現(xiàn)階段我國預算外支出分權可以起到減緩農村貧困的作用，但是伴隨預算外收入不斷納入預算內統(tǒng)一管理，這一減貧效應將因預算外支出規(guī)模的下降而不斷減小甚至消失。

第三，政府轉移支付對農村貧困存在顯著的非線性作用，即存在“門檻效應”。當政府轉移支付比例低于門限值0.6965時，中央政府增加對地方政府的轉移支付資金可以通過提高地方政府積極性和政策運行效率來顯著增強其減貧政策的實施效果；但是當政府轉移支付比例高于門限值0.6965時，中央對地方政府轉移支付比重的增加反而不利于緩解農村貧困。如前所述，中央對地方政府轉移支付比例過高，會導致地方政府過于依賴中央政府，這不僅導致其積極性下降及運行效率偏低，還會降低減貧政策的實施效果。因此，假設3得到驗證，同時我們認為適度控制中央對地方政府的轉移支付比重是非常必要的，轉移支付對地方政府是一把“雙刃劍”。

第四，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、農村居民人均純收入和農業(yè)產值在總產值中占比的回歸系數(shù)在5%的顯著性水平上通過了t檢驗，而且均顯著小于零。這說明發(fā)展地方經(jīng)濟、提高農村居民收入水平以及提高農業(yè)產值都有助于減少農村貧困。一是經(jīng)濟發(fā)展不僅可為貧困人口創(chuàng)造更多更好的就業(yè)和增收機會，而且政府財政收入通常會因經(jīng)濟增長而增加，從而使政府更有能力去幫助低收入者等弱勢群體。二是農村居民人均收入的增加可以通過改善其生活來減少貧困。三是農業(yè)產值在總產值中的占比增加有助于減少農村貧困，我國大部分農村人口仍從事與農業(yè)相關的工作，農業(yè)產值占總產值比重增加意味著這部分農村居民從新增財富中可以獲得更多收入，從而起到農村減貧效果。

第五，農村人口在總人口中的占比與農村絕對貧困發(fā)生率顯著正相關，回歸系數(shù)在10%的顯著性水平上通過了t檢驗，說明農村人口在總人口中的占比越高越不利于緩解農村貧困。農村人口占比每提高1個百分點，農村絕對貧困發(fā)生率平均來說大約提高0.0284個百分點。這是因為：一般來說，農村人口越多，農村貧困人口就越多，特別是在西部落后地區(qū)。

六、結論與政策建議

黨的“十八大”報告明確指出解決好“農業(yè)、農村、農民”問題是全黨工作的重中之重，要讓廣大農民平等參與現(xiàn)代化進程、共同分享現(xiàn)代化成果。因此，如何深入推進農村扶貧開發(fā)、全面改善農村生產生活條件是當前社會各界共同關注的焦點。

本文首先基于中國財政分權實踐從理論層面系統(tǒng)闡釋了預算內外收支分權對貧困的作用機理，然后以政府轉移支付作為門限變量，通過建立面板門限回歸模型實證考察了1995－2010年間我國財政分權對農村貧困的影響效應，結果發(fā)現(xiàn)：一是預算內收入與支出分權能夠顯著減少農村貧困，且預算內支出分權的效果更加明顯。二是預算外收支分權對農村貧困的影響存在較大差異，預算外支出分權有利于降低農村貧困發(fā)生率，而預算外收入分權程度的增加反而會惡化農村貧困，但并不顯著。三是政府轉移支付對農村貧困存在非線性門檻效應。當政府轉移支付比例低于門限值0.6965時，中央政府增加對地方政府的轉移支付有利于緩解農村貧困；反之，則不利于減少農村貧困。本文的結論對中國財政分權研究與反貧困工作具有非常重要的理論與實踐意義。

第一，盡快建立與實施全口徑統(tǒng)一預算。當前我國應重新合理界定預算外資金的性質與范圍，嚴格控制行政事業(yè)性收費和政府性基金規(guī)模，逐步將部分預算外資金納入預算管理，促使內外并存的兩套財政收支機制邁向單一的全口徑統(tǒng)一預算。另外，由于預算外收支缺少法律約束和外部監(jiān)督機制，地方政府過于“重生產、輕民生”的短視行為成為一種普遍現(xiàn)象。因此，一方面，應逐步完善預算外資金收支預決算制度，嚴格規(guī)定預算外資金的使用范圍，從而提高預算外資金在促進地方經(jīng)濟建設和改善民生中的作用；另一方面，還應通過強化“收支兩條線”管理來實現(xiàn)“收繳分離”和“收支脫鉤”，從源頭上抑制地方政府增加預算外收入的內在沖動。

第二，逐步提高收入分權程度，積極構建與完善地方稅體系。地方政府雖然可以根據(jù)轄區(qū)居民偏好更加有效率地提供公共服務，但沒有稅收的立法權與開征權，其支出安排在很大程度上需要依賴中央政府的轉移支付，特別是中西部相對落后省份。因此，構建地方稅體系是健全中央和地方財力與事權相匹配的有效舉措。一方面，借助當前國家大力推行“營改增”之際，認真總結房產稅在滬渝試點經(jīng)驗，積極籌劃房產稅在全國推廣方案，逐步建立以財產稅為主體稅種的地方稅體系，這既可以充實地方政府財源，還可以提高稅收制度的累進性，從而構建有利于社會公平的稅收制度；另一方面，可以考慮將一些零星稅種的開征權賦予地方政府，地方政府根據(jù)轄區(qū)經(jīng)濟運行情況自主決定是否開征以及如何征收。

第三，優(yōu)化政府支出結構，積極推動城鄉(xiāng)發(fā)展一體化。一是財政支出結構要向農村地區(qū)傾斜，不斷加大財政支農資金投入，加快農村基礎設施建設，增強農業(yè)綜合生產能力，加大財政強農惠農富農政策力度。二是財政支出結構要向農村居民傾斜，將社會事業(yè)發(fā)展的重心放在農村，盡快建立城鄉(xiāng)一體的社會保障制度和針對農村特殊貧困群體的財政救助體系，保障農村居民的基本醫(yī)療、基本教育和基本養(yǎng)老等方面的生存需求，全面改善農村居民生活條件。另外，在創(chuàng)新財政扶貧制度的同時，還應完善農村土地、戶籍等相關制度，積極破解城鄉(xiāng)二元戶籍障礙，使財政支出政策與農業(yè)政策、土地政策、信貸政策、投資政策、區(qū)域發(fā)展政策形成合力，有效發(fā)揮政策體系在農村減貧方面的整體作用。

第四，強化中央政府轉移支付對地方政府的激勵和約束作用。為了促進地方政府更加高效地運轉以及減少地方政府間的扭曲性競爭行為，除了要更好地發(fā)揮中央轉移支付在地方政府間發(fā)揮財力均等化作用之外，還應針對我國地方政府支出結構變化規(guī)律以及各類轉移支付在激勵和約束作用上的特殊性，通過優(yōu)化轉移支付結構和資金分配方法來強化對地方政府的激勵和約束，加快地方政府職能轉變，使其行為更加符合地方長遠利益。

第五，加快農村經(jīng)濟發(fā)展，保持農村居民收入持續(xù)較快增長。黨的“十八大”報告明確提出“到2020年實現(xiàn)全面建成小康社會和城鄉(xiāng)居民人均收入比2010年翻一番”的宏偉目標，農村扶貧工作能否有效開展將顯著影響這一宏偉目標的實現(xiàn)程度。而要想徹底解決農村貧困問題，僅僅依靠政府加大對農村困難群體的轉移支付力度，或者通過分權提高地方政府提供公共產品和公共服務的效率是遠遠不夠的，各級政府的農村扶貧工作應牢記“授之以魚不如授之以漁”的道理。當前應大力發(fā)展現(xiàn)代科技農業(yè)，創(chuàng)新與扶持農村經(jīng)濟合作組織及其股份合作制，扶持各種新型經(jīng)營主體，開展不同形式的規(guī)模經(jīng)營，構建專業(yè)化、合作化、集約化與社會化相結合的新型農村經(jīng)營體系，通過農業(yè)集約化、組織化和產業(yè)化來促進農村經(jīng)濟快速發(fā)展與持續(xù)提高農村居民收入水平。

另外，各級政府還應加快新型城鎮(zhèn)化建設。一方面，新型城鎮(zhèn)化建設可以通過降低農村居民人口比重發(fā)揮減貧功效；另一方面，還可以通過在城鄉(xiāng)之間實現(xiàn)基本公共服務均等化來助推農村扶貧工作。

注釋：

①數(shù)據(jù)來源：《關于2012年中央和地方預算執(zhí)行情況與2013年中央和地方預算草案的報告》，財 政 部 網(wǎng) 站，http：／／www.mof.gov.cn／zhengwuxinxi／caizhengxinwen／201303／t20130319＿782332.html。

②河北、重慶和西藏三個省份在1995－2010年間有關變量的數(shù)據(jù)不全。

[1]高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法與建模[M].北京：清華大學出版社，2008.

[2]黃佩華.中國：國家發(fā)展與地方財政[M].北京：中信出版社，2003.

[3]江新昶.轉移支付、地區(qū)發(fā)展差距與經(jīng)濟增長——基于面板數(shù)據(jù)的實證檢驗[J].財貿經(jīng)濟，2007，（6）：50－56.

[4]劉窮志.轉移支付激勵與貧困減少——基于PSM技術的分析[J].中國軟科學，2010，（9）：8－15.

[5]李永友，沈坤榮.財政支出結構、相對貧困與經(jīng)濟增長[J].管理世界，2007，（11）：14－26.

[6]馬拴友，于紅霞.轉移支付與地區(qū)經(jīng)濟收斂[J].經(jīng)濟研究，2003，（3）：26－33.

[7]平新喬，白潔.中國財政分權與地方公共品的供給[J].財貿經(jīng)濟，2006，（2）：49－55.

[8]王娟，張克中.公共支出結構與農村減貧——基于省級面板數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].中國農村經(jīng)濟，2012，（1）：31－42.

[9]張克中，馮俊誠，魯元平.財政分權有利于貧困減少嗎？——來自分稅制改革后的省際證據(jù)[J].數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2010，（12）：3－15.

[10]Bahl R，Johannes L.Fiscal decentralization and intergovernmental transfers in less developed countries[J].The Journal of Federalism，1994，24（1）：1－20.

[11]Bardhan P，Mookherjee D.Decentralizing antipoverty program delivery in developing countries[J].Journal of Public Economics，2005，89（4）：675－704.

[12]Crawford G.Decentralization and the limits to poverty reduction：Findings from Ghana[J].Oxford Development Studies，2008，36（2）：235－258.

[13]Faguet J.Does decentralization increase government responsiveness to local needs？：Evidence from Bolivia[J].Journal of Public Economics，2004，88（3－4）：867－893.

[14]Hansen B E.Threshold effects in non－dynamic panels：Estimation，testing，and inference[J].Journal of Econometrics，1999，93（2）：345－368.

[15]Jütting J P，Kauffmann C，McDonell I，et al.Decentralisation and poverty in developing countries：Exploring the impact[R].OECD Development Centre Working Paper，No.236，2004.

[16]Oates W E.Fiscal federalism[M].Florida：Harcourt Brace Jovanovich，1972.

[17]Treisman D.The architecture of government：Rethinking political decentralization[M].Cambridge：Cambridge University Press，1965.