陳 鳴，周發(fā)明

(1.湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410128；2.南華大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖南 衡陽(yáng) 421001)

制度環(huán)境視閾下財(cái)政支農(nóng)投入的減貧效應(yīng)研究

陳 鳴1,2，周發(fā)明1

(1.湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410128；2.南華大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖南 衡陽(yáng) 421001)

本文基于中國(guó)1997～2014年29個(gè)省域面板數(shù)據(jù)，綜合運(yùn)用多種計(jì)量方法逐步推演，檢驗(yàn)財(cái)政支農(nóng)減貧增收的效果。實(shí)證結(jié)果表明：財(cái)政支農(nóng)投入的減貧效果受到制度環(huán)境的制約。區(qū)域制度環(huán)境較差的省份，財(cái)政支農(nóng)的減貧效應(yīng)并不充分；隨著制度環(huán)境逐步改善，財(cái)政支農(nóng)減貧的作用顯著提高；但處于中等制度環(huán)境水平的省份，其減貧效應(yīng)卻反常的低于處于制度環(huán)境較差區(qū)間的省份，即財(cái)政減貧作用存在類(lèi)似“中部塌陷”現(xiàn)象。而在制度環(huán)境的各個(gè)維度中，政府與市場(chǎng)關(guān)系、要素市場(chǎng)培育以及市場(chǎng)中介與法制環(huán)境是影響財(cái)政減貧效應(yīng)的關(guān)鍵維度。

制度環(huán)境；財(cái)政支農(nóng)；減貧效應(yīng)

一、引 言

貧困問(wèn)題是發(fā)展中國(guó)家普遍面臨的頑疾，也是當(dāng)前中國(guó)現(xiàn)代化進(jìn)程中必須應(yīng)對(duì)的重大挑戰(zhàn)。中國(guó)最新制訂的“十三五”規(guī)劃明確指出，2020年要實(shí)現(xiàn)現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下全部剩余貧困人口脫貧，徹底解決區(qū)域性整體貧困的重大目標(biāo)，未來(lái)的減貧工作任重道遠(yuǎn)。在諸多減貧的措施中，具有彌補(bǔ)市場(chǎng)效率缺失，改善社會(huì)公平和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用的財(cái)政支農(nóng)投入一直是中國(guó)政府倚仗的重要政策工具。然而，從中國(guó)減貧實(shí)踐來(lái)看，盡管財(cái)政支農(nóng)資金的投入歷年呈大幅增漲趨勢(shì)，但農(nóng)村貧困人口減少和農(nóng)民收入增長(zhǎng)的速度卻越來(lái)越緩慢，財(cái)政支農(nóng)投入與貧困減緩二者之間的變化幅度并不一致。由此引發(fā)的一個(gè)問(wèn)題是，財(cái)政支農(nóng)是否能夠如政府所愿有效的抑制和減緩貧困？或者說(shuō)，是什么因素制約著財(cái)政支農(nóng)減貧效應(yīng)的發(fā)揮？因此，在現(xiàn)階段減貧任務(wù)緊壓力大的現(xiàn)實(shí)背景下，需要進(jìn)一步深入研究財(cái)政支農(nóng)投入與農(nóng)村貧困之間的內(nèi)在關(guān)系，更準(zhǔn)確的計(jì)量分析和檢驗(yàn)財(cái)政支農(nóng)投入的減貧效果，進(jìn)而更高效地發(fā)揮財(cái)政支農(nóng)降低農(nóng)村貧困、增加農(nóng)民收入的作用。這對(duì)于適應(yīng)新時(shí)期反貧困工作的需要，順利完成減貧工作的任務(wù)和目標(biāo)具有十分重要的意義。

學(xué)術(shù)界對(duì)于財(cái)政支農(nóng)作用的研究成果相當(dāng)豐富，而集中于減貧領(lǐng)域的文獻(xiàn)，根據(jù)研究結(jié)論和觀點(diǎn)的不同大致可以分為三類(lèi)：一類(lèi)文獻(xiàn)從理論和實(shí)證層面均肯定了財(cái)政支農(nóng)對(duì)減緩農(nóng)村貧困的積極作用。例如，Park等(1998)[1]基于中國(guó)縣域樣本的研究指出，財(cái)政支出能彌補(bǔ)外部性帶來(lái)的效率缺失，通過(guò)轉(zhuǎn)移支付制度直接減貧和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)總量增長(zhǎng)間接減貧；Sergiy(2006)[2]通過(guò)對(duì)烏克蘭的實(shí)證研究，從減貧因素和減貧途徑的角度構(gòu)建出財(cái)政減緩貧困的分析框架；林伯強(qiáng)(2005)[3]、秦建軍和武拉平(2011)[4]等分別運(yùn)用聯(lián)立方程組、誤差修正模型檢驗(yàn)并證實(shí)了財(cái)政支農(nóng)具備提高農(nóng)民收入的功效；朱迎春(2013)[5]分析了財(cái)政支農(nóng)的收入分配效應(yīng)；楊琦(2014)[6]、蘭永生(2015)[7]通過(guò)分析財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的影響，得出財(cái)政支農(nóng)能打破資金約束、減緩貧困的結(jié)論。一類(lèi)學(xué)者則認(rèn)為，財(cái)政支農(nóng)投入不能有效減貧。例如：Fan(2003)[8]等認(rèn)為，中國(guó)財(cái)政資金配置效率較低，減貧效果較差；張克中等(2010)[9]從財(cái)政分權(quán)、公共投資結(jié)構(gòu)進(jìn)行分析，檢驗(yàn)得出財(cái)政減貧效果不顯著的結(jié)論；王志濤和王艷杰(2012)[10]我國(guó)財(cái)政支農(nóng)的結(jié)構(gòu)安排滯后于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，農(nóng)民純收入增長(zhǎng)與財(cái)政支農(nóng)投入負(fù)相關(guān)。除了以上兩種觀點(diǎn)，還有一類(lèi)文獻(xiàn)則認(rèn)為，財(cái)政支農(nóng)是否有利于貧困減緩不能簡(jiǎn)單回答，而是需要結(jié)合區(qū)域、地理、經(jīng)濟(jì)等外部條件綜合分析。如師榮蓉等(2013)[11]注意到財(cái)政金融投資對(duì)減貧影響的非線(xiàn)性關(guān)系，認(rèn)為在不同的外部環(huán)境和條件下，財(cái)政支農(nóng)減貧的作用存在明顯差異；儲(chǔ)德銀和趙飛(2013)[12]基于政府支出規(guī)模視角，運(yùn)用門(mén)檻面板模型檢驗(yàn)了1995～2010年中國(guó)財(cái)政預(yù)算分權(quán)減緩農(nóng)村貧困的效應(yīng)；高遠(yuǎn)東等(2013)[13]運(yùn)用空間面板模型檢驗(yàn)了中國(guó)財(cái)政減貧的空間溢出特征；鄒文杰等(2015)[14]還進(jìn)一步檢驗(yàn)了財(cái)政支農(nóng)減貧的區(qū)域異質(zhì)性。此類(lèi)文獻(xiàn)也為解答財(cái)政支農(nóng)能否有效減貧的爭(zhēng)論提供了有益的啟示。

由上可見(jiàn)，盡管學(xué)術(shù)界關(guān)于對(duì)財(cái)政支農(nóng)減貧效應(yīng)的文獻(xiàn)和成果十分豐富，但所得結(jié)論卻存在分歧。對(duì)于轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)中的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象與行為的研究，制度環(huán)境是一項(xiàng)重要的決定因素(La Porta等,1998)[15]。制度環(huán)境不健全是中國(guó)經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)化進(jìn)程中的常態(tài)，不完善的市場(chǎng)制度可能抑制要素自由流動(dòng)，扭曲資源有效分配，進(jìn)而導(dǎo)致財(cái)政支農(nóng)減貧的作用無(wú)法正常發(fā)揮。因此我國(guó)不同地區(qū)制度環(huán)境存在的較大差異，可能正是造成現(xiàn)有文獻(xiàn)結(jié)論不一的重要原因。鑒于此，本文嘗試將制度環(huán)境因素納入分析框架，研究檢驗(yàn)財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)村貧困之間的復(fù)雜關(guān)系，為我國(guó)財(cái)政支農(nóng)減貧的政策規(guī)劃提供的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。本文首先設(shè)計(jì)包含財(cái)政支農(nóng)投資與制度環(huán)境的交互項(xiàng)模型，檢驗(yàn)制度環(huán)境對(duì)于財(cái)政支農(nóng)減貧效應(yīng)的影響，由此確定制度環(huán)境因素作為門(mén)檻變量的合理性；然后，運(yùn)用門(mén)檻模型考證并估計(jì)出制度環(huán)境的兩個(gè)門(mén)檻值，并分別考察財(cái)政支出在不同門(mén)檻區(qū)間體現(xiàn)出的不同減貧效果；最后，根據(jù)構(gòu)成制度環(huán)境的五個(gè)維度，細(xì)化各個(gè)維度對(duì)財(cái)政減貧效應(yīng)的影響力，識(shí)別出制度環(huán)境中的關(guān)鍵維度，并得出具體可行的政策建議。

二、模型設(shè)定與變量說(shuō)明

(一)模型設(shè)定與指標(biāo)選取

為考察不同制度環(huán)境下財(cái)政支農(nóng)與農(nóng)村貧困的關(guān)系，首先設(shè)計(jì)一個(gè)包含財(cái)政支農(nóng)投入與制度環(huán)境交互項(xiàng)的計(jì)量模型，設(shè)定如下：

Incomeit=α0+β1GSAit+β2GSAit×Institutionit+β3Institutionit+βcvCVit+μi+εit

(1)

(1)式中，下標(biāo)i和t分別表示省域和年份；μi表示與各省相關(guān)的、時(shí)間上恒定的未觀測(cè)因素，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。Incomeit代表農(nóng)民人均收入，以此作為衡量貧困水平指標(biāo)，GSAit代表財(cái)政支農(nóng)投資，Institutionit代表制度因素，CVit表示其他影響農(nóng)村貧困的控制變量，參照已有文獻(xiàn)常用的對(duì)于影響農(nóng)村貧困的因素分析，具體選取以下四個(gè)控制變量添加至模型中：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)INDit；人力資本EDUit；開(kāi)放程度OPENit；固定資產(chǎn)投資IVEit。各變量的具體解釋說(shuō)明如下：

核心解釋變量：財(cái)政支農(nóng)投入(GSA)。財(cái)政支農(nóng)是政府財(cái)政支持農(nóng)業(yè)、農(nóng)村和農(nóng)民的一種政策手段。我國(guó)的財(cái)政支農(nóng)形式多樣，學(xué)術(shù)上的范圍界定也比較籠統(tǒng)，本文借鑒蔣俊朋等(2011)[16]的作法，以小口徑統(tǒng)計(jì)財(cái)政支農(nóng)數(shù)據(jù)*從統(tǒng)計(jì)口徑上講，財(cái)政支農(nóng)支出歷來(lái)有大口徑、中口徑和小口徑的區(qū)別。其中，小口徑的財(cái)政支農(nóng)支出包括支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、農(nóng)業(yè)綜合開(kāi)發(fā)支出和農(nóng)林水事務(wù)支出，其具體科目于2007年前后也有變化?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性和統(tǒng)一性，本文根據(jù)小口徑范圍進(jìn)行統(tǒng)計(jì)。，選取歷年財(cái)政支農(nóng)支出的存量作為衡量指標(biāo)，以表征各省財(cái)政支農(nóng)水平，并采用固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)以1997年為基期對(duì)每期的財(cái)政支農(nóng)數(shù)據(jù)進(jìn)行平減。數(shù)據(jù)源自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。

控制變量：(1)各省的制度環(huán)境變量(Institution)，采用目前被廣泛使用樊綱和王小魯?shù)?2011)編制的中國(guó)各地區(qū)市場(chǎng)化指數(shù)*具體數(shù)據(jù)情況請(qǐng)參見(jiàn)樊綱等編寫(xiě)的《中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)——各地區(qū)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程報(bào)告》，經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社。來(lái)表示。市場(chǎng)化指數(shù)越大說(shuō)明地區(qū)制度環(huán)境發(fā)展越完善。由于其編制數(shù)據(jù)只到2010年，本文借鑒李勇等(2013)[17]的做法，基于各地區(qū)最近五年市場(chǎng)化程度平均增長(zhǎng)率計(jì)算出2011-2014年的數(shù)據(jù)；(3)工業(yè)化水平IND:用各地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值衡量；(4)人力資本水平EDU：以地區(qū)大專(zhuān)及以上人口表示；(5)對(duì)外開(kāi)放程度OPEN：本文用各省進(jìn)出口總額表示；(2)固定資產(chǎn)投資INV：采用年度農(nóng)村固定資產(chǎn)投資額作為衡量指標(biāo)。以上數(shù)據(jù)均來(lái)自歷年《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》,并以相應(yīng)年份的不變價(jià)進(jìn)行平減。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

注：根據(jù)各統(tǒng)計(jì)年鑒整理計(jì)算而得，重慶并入四川計(jì)算，西藏因數(shù)據(jù)不全未計(jì)入。

(二)基礎(chǔ)回歸分析結(jié)果

首先對(duì)模型(1)分別進(jìn)行了面板混合回歸、固定效應(yīng)回歸和隨機(jī)效應(yīng)回歸檢驗(yàn)，首先，F(xiàn)檢驗(yàn)的P值為0.0000，拒絕了混合模型假設(shè)，然后Hausman的檢驗(yàn)結(jié)果顯示P值為0.0000，由此確定采用固定效應(yīng)模型，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

在表2所示的檢驗(yàn)結(jié)果中，我們重點(diǎn)關(guān)注的變量——財(cái)政支農(nóng)投入與制度環(huán)境的交乘項(xiàng)(GSA*Institution)的系數(shù)為-0.655且通過(guò)了5%水平顯著性檢驗(yàn)。這表明，在所選的樣本期間內(nèi)，財(cái)政支農(nóng)對(duì)減貧增收的作用受到區(qū)域制度環(huán)境的制約。核心解釋變量財(cái)政支農(nóng)的系數(shù)為0.815且通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。另外，幾個(gè)控制變量也通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，工業(yè)化水平(Ind)的系數(shù)為0.6471，是對(duì)農(nóng)民減貧增收影響最大的控制變量；人力資本(Edu)的回歸系數(shù)為正，說(shuō)明人力資本的積累有利于減貧增收；對(duì)外開(kāi)放程度(Open)的回歸系數(shù)為正，證明了地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)減貧發(fā)揮著重要作用；固定資產(chǎn)投資(Ive)的回歸系數(shù)為正且通過(guò)檢驗(yàn)，這些檢驗(yàn)結(jié)果證明了指標(biāo)選取的合理性，為進(jìn)一步拓展到門(mén)檻回歸模型，更精確的度量財(cái)政支農(nóng)減貧作用的階段性特征提供了依據(jù)。

表2 帶交乘項(xiàng)的財(cái)政減貧增收基礎(chǔ)模型檢驗(yàn)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為t值，*** 、**和*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著。下同。

三、基于門(mén)檻模型的檢驗(yàn)

(一)門(mén)檻模型的構(gòu)建與檢驗(yàn)

上述帶交互項(xiàng)的基礎(chǔ)模型證實(shí)了制度環(huán)境對(duì)財(cái)政支農(nóng)減貧的影響，但這種影響力是一開(kāi)始就表現(xiàn)為抑制作用，還是在不同的階段呈現(xiàn)不同特征？即是否存在制度環(huán)境的門(mén)檻效應(yīng)有待考證。如果進(jìn)一步的研究能夠精確度量出制度環(huán)境對(duì)于財(cái)政減貧的門(mén)檻特征，則有利于針對(duì)處于不同門(mén)檻區(qū)間的省份采取差異化政策，從而達(dá)到財(cái)政支農(nóng)減貧作用最大化的目的。為此，本文在前文交互項(xiàng)模型的基礎(chǔ)上，以制度變量(Institution)為門(mén)檻檢測(cè)值，將(1)式擴(kuò)展為包含多門(mén)檻的面板門(mén)檻模型，具體如下(2)式所示：

（5）服務(wù)管理能為患者提供優(yōu)質(zhì)的服務(wù)，確?；颊叩牟∏榉€(wěn)定。在管理的過(guò)程中，醫(yī)護(hù)人員要注意自己的言談舉止和處事態(tài)度，多和患者進(jìn)行溝通，耐心解答患者疑問(wèn)，做到禮貌得體、態(tài)度親和。在處理患者的心理問(wèn)題時(shí)，要尊重每一位患者的隱私，完善護(hù)理規(guī)章制度， 強(qiáng)化護(hù)士服務(wù)理念，做好培訓(xùn)考核工作，以提升醫(yī)護(hù)人員的道德水平、職業(yè)修養(yǎng)和工作能力，提高患者對(duì)護(hù)理的滿(mǎn)意度，促進(jìn)基礎(chǔ)護(hù)理和特色護(hù)理相結(jié)合。

(2)

在進(jìn)行門(mén)檻模型估計(jì)之前需要解決兩個(gè)問(wèn)題：一是檢驗(yàn)是否存在門(mén)檻效應(yīng)，二是估計(jì)門(mén)檻值及檢驗(yàn)其真實(shí)性。本文根據(jù)Hansen(1999)[18]的思路，以制度環(huán)境(Institution)為門(mén)檻變量，首先對(duì)門(mén)檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，再利用Hansen的三步法確定變量的門(mén)檻值，估計(jì)結(jié)果如表3所示。

表3 門(mén)檻效應(yīng)估計(jì)與門(mén)檻值檢驗(yàn)結(jié)果

注：表中F值、相關(guān)臨界值和95%的置信區(qū)間均采用“自舉法”反復(fù)抽樣500次得到。

表2結(jié)果表明，門(mén)檻變量Institution存在雙門(mén)檻值，兩個(gè)門(mén)檻值均處于95%的置信區(qū)間，且置信區(qū)間的范圍較窄，證明了門(mén)檻值的真實(shí)存在。另外，根據(jù)估計(jì)門(mén)檻值過(guò)程的似然比趨勢(shì)圖，可以更加清楚形象的展示出模型的雙門(mén)檻特征。如圖1、圖2所示，門(mén)檻值γ1(6.815)和γ2(9.542)即為似然比統(tǒng)計(jì)量LR=0時(shí)的取值，置信區(qū)間則是由所有LR值小于7.35(5%顯著水平下的臨界值)的數(shù)值所構(gòu)成的區(qū)間。

圖1 門(mén)檻值γ1似然比函數(shù)圖

圖2 門(mén)檻值γ2似然比函數(shù)圖

在確定了制度環(huán)境變量存在雙門(mén)檻值后，接下來(lái)對(duì)門(mén)檻模型進(jìn)行回歸檢驗(yàn)以估計(jì)出各解釋變量的影響系數(shù)。為保證檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，我們特地對(duì)樣本進(jìn)行了分組檢驗(yàn)*利用門(mén)檻模型劃分制度環(huán)境區(qū)間，可以避免人為分組檢驗(yàn)的主觀性和隨意性，因此我們以門(mén)檻模型劃分的區(qū)間為分析依據(jù)，分組檢驗(yàn)的結(jié)果僅作為參考比照。，并把分組估計(jì)結(jié)果放入同一表中(見(jiàn)表4)，用以跟門(mén)檻模型的檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行對(duì)比。分組的依據(jù)是根據(jù)制度環(huán)境水平的25%、50%、75%的分位點(diǎn)進(jìn)行樣本分區(qū)，然后再對(duì)各區(qū)間的非平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)。具體結(jié)果如表4所示：

我們首先重點(diǎn)關(guān)注門(mén)檻模型中財(cái)政支農(nóng)投入對(duì)貧困的影響系數(shù)，在三個(gè)不同的門(mén)檻區(qū)間中，其系數(shù)均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)但大小各不相同。在Institution<6.815制度環(huán)境較差的門(mén)檻區(qū)間，財(cái)政減貧的彈性系數(shù)為0.548，在6.815≤Institution<9.542的中等制度環(huán)境區(qū)間，其估計(jì)系數(shù)則為0.421，而當(dāng)制度環(huán)境跨越第二個(gè)門(mén)檻，進(jìn)入Institution≥9.542的較高制度環(huán)境區(qū)間后，財(cái)政減貧的系數(shù)大幅度提高到1.633。據(jù)此結(jié)果我們可以發(fā)現(xiàn)財(cái)政減貧效應(yīng)的兩個(gè)明顯特征：第一，高制度環(huán)境省份的財(cái)政減貧效應(yīng)明顯要好于中、低制度環(huán)境水平的省份，說(shuō)明制度環(huán)境的改善有助于財(cái)政減貧作用的充分發(fā)揮，制度環(huán)境越好，財(cái)政支農(nóng)投入的減貧效果越顯著。第二，中等制度環(huán)境區(qū)間的減貧系數(shù)反而低于低制度環(huán)境的省份，說(shuō)明財(cái)政減貧效應(yīng)存在類(lèi)似“中部塌陷”的反?，F(xiàn)象。而分組的估計(jì)結(jié)果也表明，在不同的制度環(huán)境區(qū)間，財(cái)政支農(nóng)投入的減貧增收效應(yīng)依然呈階段性特征，其數(shù)值分別為分別為0.543、0.462、0.481和1.816?？梢?jiàn)，從整體來(lái)看，減貧效果隨著制度環(huán)境提升而改善，而中等制度環(huán)境下減貧效果最差的現(xiàn)象依然存在。

另外，人力資本、對(duì)外開(kāi)放程度、工業(yè)化水平以及固定資產(chǎn)投資等幾個(gè)控制變量的回歸系數(shù)也通過(guò)的顯著性檢驗(yàn)，這些檢驗(yàn)結(jié)果與已有研究的基本經(jīng)驗(yàn)和基本事實(shí)都是比較吻和的。比較門(mén)檻模型、分組檢驗(yàn)結(jié)果以及上文的FE模型結(jié)果，各變量系數(shù)的顯著性與正負(fù)方向沒(méi)有變化，僅僅是數(shù)值的大小略有差別，這也再次證明了模型設(shè)置與參數(shù)估計(jì)的合理性。

表4 門(mén)檻模型參數(shù)的估計(jì)結(jié)果

(二)實(shí)證結(jié)果分析

1.制度環(huán)境的改善能有效提高財(cái)政支農(nóng)減貧效果

為什么制度環(huán)境的提高能有效改善財(cái)政減貧效果？我們可以從以下幾個(gè)方面分析：首先，制度環(huán)境較差的地區(qū)，通常意味著其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也相應(yīng)落后，政府財(cái)力有限，財(cái)政支農(nóng)投入的基數(shù)和總量不足，巧婦難為無(wú)米之炊，財(cái)政支農(nóng)的減貧效應(yīng)缺乏基本的投入保障；其次，在市場(chǎng)化程度較低的落后地區(qū)，缺乏現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)方式和農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)體制，農(nóng)業(yè)耕種與生產(chǎn)普遍處于零碎化的小農(nóng)耕種狀態(tài)，沿襲傳統(tǒng)的家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制經(jīng)營(yíng)方式，抗風(fēng)險(xiǎn)能力弱，貧困農(nóng)戶(hù)普遍思想保守，對(duì)如何運(yùn)用資金進(jìn)行規(guī)?；a(chǎn)躊躇不前，財(cái)政支農(nóng)資金即使落到貧困農(nóng)戶(hù)手中，也難以發(fā)揮應(yīng)有功效；最后，制度環(huán)境較差的地區(qū)，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)薄弱，農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)和要素市場(chǎng)建設(shè)不完善，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)紅利流向貧困人群的平等機(jī)制等軟性制度環(huán)境更是遠(yuǎn)未形成，因此，在這樣的制度環(huán)境下，即便是增加財(cái)政支農(nóng)資金，也難以實(shí)現(xiàn)其減貧增收的政策目標(biāo)。

隨著制度環(huán)境的逐步提高，市場(chǎng)機(jī)制對(duì)資源配置的作用越來(lái)越大，財(cái)政支農(nóng)的減貧效應(yīng)便越來(lái)越明顯，主要的原因在于：第一，市場(chǎng)化程度越高通常意味著該區(qū)域經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，其政府越有實(shí)力進(jìn)行財(cái)政支農(nóng)投入，因此財(cái)政支農(nóng)的總量要高于落后地區(qū)；第二，在制度環(huán)境較好的地區(qū)，現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)體系越發(fā)達(dá)，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施、農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)和要素市場(chǎng)等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的外部條件以及配套的法律法規(guī)相對(duì)比較完善，財(cái)政資金更易于被市場(chǎng)機(jī)制高效配置，迅速派上用場(chǎng)，順利轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力，促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和農(nóng)民增收；第三，現(xiàn)代新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體如專(zhuān)業(yè)大戶(hù)、家庭農(nóng)場(chǎng)、農(nóng)民合作社、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化龍頭企業(yè)等，在制度環(huán)境較好的地區(qū)逐步培育和涌現(xiàn)，較落后地區(qū)的傳統(tǒng)農(nóng)戶(hù)而言，這些新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體顯然能夠更高效的利用財(cái)政支農(nóng)資金，進(jìn)而更易于實(shí)現(xiàn)財(cái)政支農(nóng)減貧的政策目標(biāo)。因此，綜合以上的分析，制度環(huán)境的改善的確有利于財(cái)政支農(nóng)減貧效應(yīng)的發(fā)揮。

2.關(guān)于第二區(qū)間效果最差的分析

我們進(jìn)一步對(duì)比第二區(qū)間和第一區(qū)間時(shí)發(fā)現(xiàn)，中等制度環(huán)境樣本的財(cái)政支農(nóng)減貧效果，反而不如第一區(qū)間低制度環(huán)境的省份。其減貧效應(yīng)的彈性系數(shù)分別為0.548和0.0421，這似乎與我們已得出的結(jié)論“制度環(huán)境的改善能有效提高財(cái)政減貧效果”自相矛盾，本文把其形象的比喻成“中部塌陷”現(xiàn)象。對(duì)于這一現(xiàn)象，如果我們從財(cái)政支農(nóng)減貧的作用途徑分析，便可以找到合理的解釋。財(cái)政支農(nóng)的減貧路徑有兩種：一種路徑是直接減貧，即直接面向貧困人群。通過(guò)轉(zhuǎn)移支付制度對(duì)貧困人群進(jìn)行減貧，提高貧困人群收入實(shí)現(xiàn)減貧；第二種路徑是間接減貧，即財(cái)政支出借助中間媒介減貧，通常是指促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，使得增長(zhǎng)紅利流向貧困農(nóng)戶(hù)來(lái)提高收入達(dá)到減貧目的。從影響農(nóng)民的收入構(gòu)成來(lái)看，財(cái)政支農(nóng)支出的直接減貧效應(yīng)體現(xiàn)在農(nóng)民的財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入的提高，而間接減貧效應(yīng)則體現(xiàn)為農(nóng)民家庭經(jīng)營(yíng)性收入及工資性收入的提高。

在制度環(huán)境較高的省份，財(cái)政支農(nóng)的減貧作用主要通過(guò)間接途徑實(shí)現(xiàn)。財(cái)政支農(nóng)支出投資于農(nóng)村的基礎(chǔ)設(shè)施、公共環(huán)境改善和經(jīng)營(yíng)體系建設(shè)等方面，通過(guò)促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化和規(guī)模化經(jīng)營(yíng)，帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，為農(nóng)民提供更多的就業(yè)崗位和增收渠道，進(jìn)而提高農(nóng)民的家庭經(jīng)營(yíng)性收入及工資性收入。相反，處在中低制度環(huán)境的樣本省份，由于市場(chǎng)環(huán)境的制約，其財(cái)政支農(nóng)支出的間接減貧效應(yīng)無(wú)法充分發(fā)揮，嚴(yán)重降低了其減貧成效。因此，制度環(huán)境最好的第三區(qū)間，其財(cái)政支農(nóng)的減貧作用無(wú)疑是最高的。而對(duì)于處于制度環(huán)境較差第一、二區(qū)間的省份而言，首先，由于二者均缺乏現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展急需的配套市場(chǎng)條件和制度環(huán)境，因此二者的財(cái)政間接減貧效應(yīng)沒(méi)有多少區(qū)別，對(duì)于提高農(nóng)民的經(jīng)營(yíng)性收入和工資性收入的作用有限。其次，二者財(cái)政減貧的直接效應(yīng)卻存在較大差別。第一區(qū)間省份大都如青海、貴州、新疆等傳統(tǒng)的“老、邊、窮”落后地區(qū)，盡管地區(qū)財(cái)政有限，但中央財(cái)政對(duì)于這些省份有特殊扶持政策和大量扶貧性質(zhì)的財(cái)政撥款，其財(cái)政支農(nóng)支出中用于農(nóng)村轉(zhuǎn)移性支出和救濟(jì)費(fèi)比第二區(qū)間省份更多。這部分財(cái)政支農(nóng)支出是構(gòu)成當(dāng)?shù)刎毨мr(nóng)民收入的直接來(lái)源，顯著提高了農(nóng)民的轉(zhuǎn)移性收入，而這些轉(zhuǎn)移性收入在貧困農(nóng)戶(hù)的收入中占有較大比例。因此，第一區(qū)間省份的財(cái)政支農(nóng)直接減貧效應(yīng)肯定要比第二區(qū)間省份的大，而二者的間接減貧效應(yīng)又差不多。綜合比較，便造成了處于中等制度環(huán)境省份的財(cái)政減貧效果最差的結(jié)果。

四、制度環(huán)境影響財(cái)政支農(nóng)減貧效應(yīng)的進(jìn)一步分解

上文的研究已經(jīng)證明制度環(huán)境對(duì)于財(cái)政支農(nóng)減貧增收產(chǎn)生重要影響并呈非線(xiàn)性特征。事實(shí)上，樊綱和王小魯所編制的市場(chǎng)化指數(shù)是由政府與市場(chǎng)的關(guān)系(RGI)、要素市場(chǎng)的發(fā)育程度(FMA)、產(chǎn)品市場(chǎng)的發(fā)育程度(PMA)、非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展(EPR)、市場(chǎng)中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境(ELP)五個(gè)維度*數(shù)據(jù)根據(jù)樊綱等編寫(xiě)的《中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)——各地區(qū)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程報(bào)告》整理計(jì)算而得。組成。上文市場(chǎng)制度總指數(shù)可能掩蓋了制度環(huán)境各個(gè)子維度對(duì)財(cái)政減貧的影響差異，接下來(lái)如果能夠證明這五個(gè)維度中哪些維度相對(duì)更為重要，就能夠進(jìn)一步識(shí)別出制約和影響財(cái)政減貧的關(guān)鍵指標(biāo)，也能夠?yàn)樘岣邷p貧效果提供更為具體可行的政策路徑。因此，本文借鑒Swaleheen(2008)[19]提供的方法，通過(guò)考察財(cái)政支農(nóng)投入系數(shù)的變化幅度，輔以分析制度環(huán)境各子維度估計(jì)系數(shù)的大小，識(shí)別出影響財(cái)政支農(nóng)減貧效應(yīng)的關(guān)鍵制度指標(biāo)。將制度變量的各子維度同時(shí)納入模型可能導(dǎo)致共線(xiàn)性和內(nèi)生性問(wèn)題。本文采用逐一添加變量法應(yīng)對(duì)多重共線(xiàn)性問(wèn)題，運(yùn)用IV-2SLS模型，選取財(cái)政支農(nóng)投入和各項(xiàng)市場(chǎng)化子指標(biāo)的滯后一期值作為工具變量，以處理內(nèi)生性問(wèn)題。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5。

表5 市場(chǎng)化不同維度的檢驗(yàn)結(jié)果(IV-2SLS估計(jì))

由表5可知，政府與市場(chǎng)關(guān)系、產(chǎn)品市場(chǎng)、要素市場(chǎng)培育以及市場(chǎng)化中介與法律制度均對(duì)農(nóng)民收入有顯著促進(jìn)作用，而非國(guó)有經(jīng)濟(jì)對(duì)減貧增收不顯著。首先，從財(cái)政支農(nóng)投入(GSA)系數(shù)的變化幅度來(lái)看，在模型中添加了政府與市場(chǎng)關(guān)系變量后，財(cái)政支農(nóng)投資的系數(shù)由1.116下降到0.945，是五個(gè)子維度中下降幅度最大的，要素市場(chǎng)指數(shù)由1.116下降到0.966。這是因?yàn)?，伴隨著政府與市場(chǎng)關(guān)系指數(shù)的提高，政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)越少，市場(chǎng)配置資源的程度越高，財(cái)政支農(nóng)通過(guò)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，進(jìn)而讓貧困群體享受經(jīng)濟(jì)紅利的機(jī)制和渠道會(huì)更完善，農(nóng)民收入增長(zhǎng)所遭受的人為約束就越少。同樣，要素市場(chǎng)包括了資本、土地以及勞動(dòng)力市場(chǎng)等方面，生產(chǎn)要素自由流動(dòng)的成本越低，貧困群體減貧脫貧渠道就越順暢。因此，要素市場(chǎng)機(jī)制是發(fā)揮財(cái)政支農(nóng)減貧效應(yīng)的重要基礎(chǔ)。值得注意的是，控制產(chǎn)品市場(chǎng)變量后，GSA系數(shù)的下降幅度不大，僅由1.116降至1.078，說(shuō)明產(chǎn)品市場(chǎng)對(duì)于減貧效應(yīng)的影響力不如要素市場(chǎng)顯著，這可能的原因是，產(chǎn)品市場(chǎng)發(fā)展不僅僅帶來(lái)了產(chǎn)品多元化以及產(chǎn)品自由流動(dòng)，也加劇了城鄉(xiāng)產(chǎn)品的競(jìng)爭(zhēng)，導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)一步拉大，因此部分抵消了減貧效應(yīng)。這一結(jié)論也與鐘寧樺(2011)[20]、王永綦(2013)[21]等的研究結(jié)論基本一致。

其次，從制度環(huán)境各子維度的估計(jì)系數(shù)來(lái)看，政府與市場(chǎng)化關(guān)系作用最大，要素市場(chǎng)排在第二位；而從調(diào)整后的R2來(lái)看，政府與市場(chǎng)關(guān)系、要素市場(chǎng)依然排在前兩位，分別達(dá)到0.546和0.523，說(shuō)明其聯(lián)合解釋力也相對(duì)較高。將五個(gè)子維度納入同一模型(7)后的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，幾個(gè)子維度的估計(jì)系數(shù)和顯著性均產(chǎn)生了明顯的變化，而其聯(lián)合解釋力僅為0.447，沒(méi)有顯著提高，說(shuō)明可能由于共線(xiàn)性的存在，把這些變量納入同一模型是不合適的。進(jìn)一步的相關(guān)性檢驗(yàn)也證實(shí)了共線(xiàn)性的存在*運(yùn)用stata13對(duì)五個(gè)子維度變量進(jìn)行pearson檢驗(yàn)的結(jié)果沒(méi)有給出，可來(lái)函索取。，其中市場(chǎng)中介與法制環(huán)境變量與其他各子維度兩兩之間的Pearson相關(guān)系數(shù)均在70%以上，這說(shuō)明市場(chǎng)中介與法制環(huán)境變量的解釋力部分包含在其他維度中，也一定程度反映出市場(chǎng)中介與法制環(huán)境是其他制度環(huán)境子維度發(fā)生影響力的前提條件和基礎(chǔ)。因此，綜合GSA系數(shù)的變化、各個(gè)維度的相關(guān)性檢驗(yàn)、各子維度估計(jì)系數(shù)的大小以及聯(lián)合解釋力的分析，我們可以識(shí)別出，政府與市場(chǎng)關(guān)系、要素市場(chǎng)發(fā)育程度以及市場(chǎng)中介與法制環(huán)境是影響財(cái)政支農(nóng)減貧效應(yīng)的關(guān)鍵維度。

五、結(jié)論與啟示

本文根據(jù)1997年至2014年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，在考慮制度環(huán)境這個(gè)外部條件下，來(lái)研究財(cái)政支農(nóng)投入對(duì)減貧增收的作用。研究結(jié)論表明，首先，財(cái)政支農(nóng)具有顯著的減貧作用，我國(guó)的財(cái)政支農(nóng)政策在一定程度上能夠達(dá)到促進(jìn)農(nóng)民增收、減緩農(nóng)村貧困的政策目標(biāo)；其次，提高制度環(huán)境水平能有效改善財(cái)政支農(nóng)的減貧效應(yīng)，隨著制度環(huán)境越來(lái)越好，財(cái)政支農(nóng)減貧的作用也越來(lái)越大；其三，財(cái)政支農(nóng)減貧的作用存在類(lèi)似“中部塌陷”現(xiàn)象，即處于中等制度環(huán)境區(qū)間的省份，其財(cái)政減貧效果反而不如制度環(huán)境最差的的省份。最后，在制度環(huán)境的各個(gè)子維度中，政府與市場(chǎng)關(guān)系、要素市場(chǎng)培育以及市場(chǎng)中介與法律環(huán)境是影響財(cái)政支農(nóng)減貧效應(yīng)的關(guān)鍵維度。

根據(jù)結(jié)論本文提出以下政策建議。首先，研究結(jié)論指出財(cái)政支農(nóng)投入對(duì)減緩貧困的作用受到制度環(huán)境的制約。因此，要提高財(cái)政減貧效果，不能僅僅一味地大量增加財(cái)政支出，而是采取強(qiáng)力措施大力改善制度環(huán)境，特別是促進(jìn)落后地區(qū)的市場(chǎng)化改革進(jìn)程。根據(jù)門(mén)檻值劃分的結(jié)果看*根據(jù)制度環(huán)境門(mén)檻值的劃分標(biāo)準(zhǔn)，以2014年為例，處于第一區(qū)間(Institution<6.815)的包括青海、新疆、甘肅、寧夏、貴州、內(nèi)蒙古等6省，處于第二區(qū)間(6.815≤Institution<9.542)的包括湖北、四川、河南、江西、廣西、河北、遼寧、黑龍江、云南、湖南、吉林、海南、陜西、山西等14個(gè)省，處于第三區(qū)間(Institution≥9.542)的包括江蘇、上海、浙江、廣東、安徽、福建、天津、山東、北京等9省市。，盡管當(dāng)前我國(guó)處于低制度環(huán)境的省份僅剩下極少數(shù)幾個(gè)，如青海、新疆等6省，但處于中等制度環(huán)境的省份數(shù)量較多，還有包括湖北、四川、河南等在內(nèi)的14省，而研究結(jié)果顯示正是這些處于中等制度環(huán)境區(qū)間的省份財(cái)政支農(nóng)減貧效果最差，因此，促進(jìn)這些省份盡快跨越門(mén)檻進(jìn)入高制度環(huán)境階段，解決好上文所證實(shí)的“中部塌陷”問(wèn)題是當(dāng)務(wù)之急。其次，大力培育和發(fā)展多元化新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，構(gòu)建新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)體系，由此帶動(dòng)財(cái)政支農(nóng)減貧效應(yīng)的充分發(fā)揮。培育包括專(zhuān)業(yè)大戶(hù)、家庭農(nóng)場(chǎng)、農(nóng)民合作社和龍頭企業(yè)等在內(nèi)的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，只用財(cái)政投資配置和流向到這些現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，財(cái)政資金的效率才能充分利用吸收，貧困農(nóng)戶(hù)才有機(jī)會(huì)提高其經(jīng)營(yíng)性收入與工資性收入，由此形成穩(wěn)定增收能力避免再度返貧。再次，應(yīng)注重改善財(cái)政支出配置和結(jié)構(gòu)，擴(kuò)大基礎(chǔ)設(shè)施的支出，為農(nóng)業(yè)創(chuàng)造良好的生產(chǎn)和經(jīng)營(yíng)條件，減少貧困戶(hù)對(duì)轉(zhuǎn)移支付、救濟(jì)等直接減貧辦法的依賴(lài)；注重增加教育、醫(yī)療、社保等公共支出，使財(cái)政減貧更多發(fā)揮授人以漁而非授人以魚(yú)的功能；最后，通過(guò)推進(jìn)市場(chǎng)化制度改革發(fā)揮財(cái)政支農(nóng)減貧作用的政策重點(diǎn)在于：在建立公正、公平和公開(kāi)的法律制度的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步理順政府與市場(chǎng)的關(guān)系，減少政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的行政干預(yù)，側(cè)重要素市場(chǎng)改革，繼續(xù)健全土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)、戶(hù)籍制度改革和勞動(dòng)力自由流動(dòng)政策，協(xié)調(diào)好財(cái)政支農(nóng)投入與制度環(huán)境的關(guān)系，形成良性互動(dòng)機(jī)制，共同促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、農(nóng)民增收和降低農(nóng)村貧困。

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(責(zé)任編輯:風(fēng) 云)

Research on Poverty Reduction Effect of Financial Support for Agriculture from the Perspective of Institutional Environment

CHEN Ming1，2，ZHOU Faming1

(1. College of Economics，Hunan Agriculture University，Changsha 410128, China；2. College of Economics and management, University of South China, Hengyang 421001, China)

Based on the panel data of 29 Chinese provinces from 1997 to 2014, this paper comprehensively uses a variety of measurement methods to test the effect of financial support for agriculture on the increase of peasants’ income. The empirical results show that the effect of financial support for agriculture is restricted by the institutional environment. In provinces with poor institutional environment, the poverty reduction effect of financial support is not sufficient, with the gradual improvement of the institutional environment, financial support for agriculture reduces poverty significantly; but in provinces whose institutional environment is at a medium level, the poverty reduction effect is abnormally lower than in provinces with poor institutional environment, that is, there exists a phenomenon similar to “central collapse” in the poverty reduction effect of financial support. Among all the dimensions of the system environment, the relationship between the government and the market, the cultivation of the factor market, the market intermediary and the legal environment are the key dimensions affecting the poverty reduction effect of the financial support.

institutional environment; financial support for agriculture; poverty reduction effect

2016-08-15

教育部人文社科青年基金資助項(xiàng)目(16YJC790007)；湖南省教育廳優(yōu)秀青年項(xiàng)目(16B233)

陳鳴(1977-)，男，湖南常德人，湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生，南華大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院講師；周發(fā)明(1965-)，男，湖南株洲人，湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授。

F323

A

1004-4892(2017)01-0029-10