王 謙，王秋蘇

(山東財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，山東濟南 250014)

我國財政支農(nóng)支出的區(qū)域減貧效應(yīng)研究

王 謙，王秋蘇

(山東財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，山東濟南 250014)

公共財政是減貧主體中最重要的力量。重構(gòu)財政支農(nóng)政策體系，打贏農(nóng)村脫貧攻堅戰(zhàn)、農(nóng)民增收戰(zhàn)，是“十三五”時期財政支農(nóng)工作的主要任務(wù)。文章基于我國31個省市2010－2015年財政支農(nóng)支出總量和農(nóng)村貧困人口的面板數(shù)據(jù)，用農(nóng)村貧困人口的減少作為衡量農(nóng)村減貧的指標(biāo)，建立財政支農(nóng)支出與農(nóng)村貧困人口之間的固定效應(yīng)變系數(shù)模型，對我國不同區(qū)域財政支農(nóng)支出的減貧效應(yīng)進(jìn)行研究。結(jié)果表明，我國財政支農(nóng)支出減貧效應(yīng)顯著且存在區(qū)域差異性，總體上西部邊遠(yuǎn)地區(qū)各省市財政支農(nóng)支出的減貧效應(yīng)大于東中部地區(qū)；但從各省市減貧效應(yīng)彈性系數(shù)來看，中部內(nèi)陸地區(qū)財政支農(nóng)支出減貧效應(yīng)最高的省市遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于東、西部地區(qū)減貧效應(yīng)最高的省市。國家必須優(yōu)化財政支農(nóng)資金分配，倡導(dǎo)中西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級，針對不同貧困地區(qū)特點實施差別化的扶貧政策。

財政支農(nóng)支出；減貧效應(yīng)；農(nóng)村貧困人口；區(qū)域差異

0 引 言

我國已進(jìn)入以工促農(nóng)、以城帶鄉(xiāng)的發(fā)展階段，創(chuàng)新扶貧工作，精準(zhǔn)扶貧，已上升為國家新一輪戰(zhàn)略部署。作為一個農(nóng)業(yè)大國，提高農(nóng)民生活水平、加快農(nóng)業(yè)發(fā)展速度、減少農(nóng)村貧困發(fā)生率是我國實施扶貧減貧戰(zhàn)略的重要任務(wù)。改革開放后，我國的扶貧減貧事業(yè)取得了巨大的成就，我國農(nóng)村貧困人口從1978年的7.7億減少到2016年的0.43億，減少了7.27億人①數(shù)據(jù)來源:《中華人民共和國2016年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。。扶貧減貧是財政職能所在，發(fā)展農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟、增加農(nóng)民收入需要公共財政資金更多地向“三農(nóng)”傾斜，需要更好的發(fā)揮財政支農(nóng)支出的減貧效應(yīng)。

從國外研究來看，凱恩斯經(jīng)濟學(xué)認(rèn)為，通過增加政府支出能夠促進(jìn)社會就業(yè)，進(jìn)而增加居民收入水平。Park等[1]對中國1985－1995年的縣域財政支農(nóng)支出進(jìn)行實證分析，結(jié)果表明財政支農(nóng)支出對農(nóng)民人均純收入有明顯的促進(jìn)作用。Mosley等[2]通過制定扶貧開支指數(shù)，提出政府的政策以及對農(nóng)業(yè)的大量投資對減少貧困具有顯著的效果。Moreno－Dodson等[3]以拉丁美洲和非洲國家作為案例，指出公共財政是發(fā)展中國家政府在減貧領(lǐng)域的重要手段。Montalvo等[4]運用計量檢驗方法，認(rèn)為初級部門(主要是農(nóng)業(yè))是減少貧困的主要驅(qū)動力，且在減貧過程中尤其是地區(qū)方面一直都處于不均衡狀態(tài)。Sahn等[5]研究蘇丹財政公共支出，發(fā)現(xiàn)支農(nóng)支出對窮人收入有促進(jìn)作用，并且進(jìn)一步對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向效應(yīng)，對窮人的資助范圍越大效果越好。Rogers[6]對中國貧困縣的資源分配模式研究后，得出政府應(yīng)進(jìn)行有效的財政支持來解決中國農(nóng)村剩余貧困問題的結(jié)論。

國內(nèi)已有文獻(xiàn)對財政支農(nóng)支出減貧效應(yīng)的研究主要圍繞以下幾個方面。在理論研究方面，現(xiàn)代財政學(xué)理論和世界各國發(fā)展實踐均表明，財政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長起著非常重要的作用，并通過轉(zhuǎn)移支付、稅收優(yōu)惠減免等多種手段增加農(nóng)民收入，進(jìn)而對農(nóng)村減貧產(chǎn)生積極效應(yīng)。閻坤等[7]認(rèn)為應(yīng)首先明確減貧目標(biāo)下政府與市場的關(guān)系，認(rèn)識公共財政在減貧中的定位與職能作用，同時對我國公共財政的減貧提供了政策思路。王海[8]認(rèn)為財政政策的抉擇應(yīng)兼顧其直接和間接減貧功能，重視社會力量的減貧功效，才能充分發(fā)揮財政支出的最佳減貧作用。在實證研究方面，陳燦煌[9]基于Var模型檢驗了政府財政支農(nóng)支出與農(nóng)村貧困減少的動態(tài)關(guān)系，認(rèn)為政府應(yīng)利用財政支農(nóng)作為減少農(nóng)村貧困的手段。秦建軍等[10]運用誤差修正模型(ECM)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)總體上財政支農(nóng)投入對農(nóng)村貧困緩解起到一定的作用，這有利于提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出生產(chǎn)率和增加農(nóng)村居民人均收入水平。少數(shù)學(xué)者研究財政支農(nóng)支出對農(nóng)民收入的影響，較為一致的結(jié)論是財政支農(nóng)有利于農(nóng)民增收，進(jìn)而減少農(nóng)村貧困。李普亮[11]基于省級面板數(shù)據(jù)的實證分析結(jié)果顯示，財政農(nóng)業(yè)支出確實有利于促進(jìn)農(nóng)民增收，但對縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的影響并不顯著。孫致陸等[12]認(rèn)為地方財政支農(nóng)支出對促進(jìn)農(nóng)民增收的作用非常有限，但整體績效比較低，還呈現(xiàn)出顯著的地區(qū)差異和梯度特征。陳鳴等[13]引入制度環(huán)境變量研究財政支農(nóng)投入的減貧增收作用，以各省農(nóng)民人均純收入作為衡量貧困的代理變量，其研究發(fā)現(xiàn)我國的財政支農(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)，同時財政支農(nóng)投入的減貧效果也受到制度環(huán)境的制約，其作用制度隨著環(huán)境逐步改善顯著提高。

雖然已有文獻(xiàn)研究的側(cè)重點不同，但都肯定財政支農(nóng)支出在農(nóng)村減貧中所發(fā)揮的作用至關(guān)重要，從而為本文的研究奠定了較好的基礎(chǔ)?，F(xiàn)有文獻(xiàn)尚存在三個不足:第一，已有研究較多針對財政支農(nóng)支出對經(jīng)濟增長或提高農(nóng)村居民收入水平的效應(yīng)進(jìn)行分析，而對減少農(nóng)村貧困人口或者農(nóng)村貧困發(fā)生率的方面的研究不足；第二，現(xiàn)有的研究成果大多基于時間序列分析，且時間序列數(shù)據(jù)時點多數(shù)僅到2006年；第三，盡管少量研究使用了面板數(shù)據(jù)，但其只關(guān)注財政支農(nóng)支出減貧的總量效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)，忽視了區(qū)域效應(yīng)。財政支農(nóng)支出的減貧效應(yīng)主要體現(xiàn)為財政支農(nóng)支出提高農(nóng)民收入水平，減少農(nóng)村貧困人口或貧困發(fā)生率。本文基于我國31個省市2010－2015年財政支農(nóng)支出總量和農(nóng)村貧困人口的面板數(shù)據(jù)，用農(nóng)村貧困人口的減少作為衡量農(nóng)村減貧的指標(biāo)，建立財政支農(nóng)支出與農(nóng)村貧困人口之間的固定效應(yīng)變系數(shù)模型，運用Eviews7.2進(jìn)行面板數(shù)據(jù)單位根檢驗、協(xié)整檢驗和模型回歸估計，對我國財政支農(nóng)支出對農(nóng)村減貧的區(qū)域效應(yīng)進(jìn)行分析。

1 基于“貧困惡性循環(huán)理論”的財政支農(nóng)減貧理論分析

1953年，哥倫比亞大學(xué)的羅格納·納克斯在《不發(fā)達(dá)國家資本形成問題》[14]一書中提出了貧困惡性循環(huán)理論，納克斯認(rèn)為，由于發(fā)展中國家的人均收入水平低，投資的資金供給(儲蓄)和產(chǎn)品需求(消費)都不足，這就限制了資本形成，資本匱乏成為阻礙發(fā)展中國家發(fā)展的關(guān)鍵因素。在供給方面，發(fā)展中國家為了維持基本生活，不得不把大部分收入用于生活消費，沒有多余收入用于儲蓄；低儲蓄能力引起資本稀缺，造成資本形成不足，導(dǎo)致生產(chǎn)規(guī)模難以擴大，勞動生產(chǎn)率難以提高；低生產(chǎn)率造成勞動低產(chǎn)出和低收入。這樣周而復(fù)始，形成了一個“低收入—低儲蓄能力—低資本形成—低生產(chǎn)率—低產(chǎn)出—低收入”的惡性循環(huán)。在需求方面，低收入意味著低購買力和低消費能力；低消費導(dǎo)致投資引誘不足，投資引誘不足造成資本形成不足；低資本形成使生產(chǎn)規(guī)模難以擴大，勞動生產(chǎn)率難以提高，低生產(chǎn)率帶來低產(chǎn)出和低收入。這樣，也形成了一個“低收入—低購買力—低投資引誘—低資本形成—低生產(chǎn)率—低產(chǎn)出—低收入”的惡性循環(huán)[15]。

圖1 貧困惡性循環(huán)理論

經(jīng)濟范疇的貧困，可以理解為物質(zhì)生活困難，一個家庭或個人不能得到維持基本生活所需物質(zhì)資源的最低水平，生活難以繼續(xù)，這是極端貧困的狀態(tài)。另一方面，從生產(chǎn)的角度理解的貧困，是由于物資條件匱乏，勞動力難以維持自身的簡單再生產(chǎn)，生產(chǎn)者只能盡最大限度萎縮再生產(chǎn)。因此，不管從經(jīng)濟還是生產(chǎn)角度，資本或資源都是維持生產(chǎn)、生活的基本動力，在地區(qū)反貧困中起著非常重要的作用?？梢园沿斦С鲎鳛橐豁棥百Y本投入”引入該理論中，財政投入不足是公共財政資源配置扭曲的表現(xiàn)之一，財政投入不足造成貧困地區(qū)在公路、橋梁、電訊、水利等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，植樹造林、治理水土流失等自然生態(tài)和環(huán)境保護(hù)以及發(fā)展科技教育，開展醫(yī)療、社會保障、救濟等公共服務(wù)方面都得不到有效保障，進(jìn)而無法享受充足、高效的公共財政資源。

需求方面，公共財政資源配置扭曲同樣形成惡性循環(huán)。某些社會性基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)不是直接為生產(chǎn)服務(wù)，而是通過教育、衛(wèi)生、政策法規(guī)、技術(shù)研發(fā)及推廣等基礎(chǔ)性服務(wù)間接作用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，貧困人口由于沒有足夠的收入維持最基本的生活水平，所以對此類涉及不到自身短期利益的公共服務(wù)興趣不大，造成公共財政資源的有效需求不足。由此可見，公共財政資源配置的扭曲已成為制約地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)鍵因素，低產(chǎn)出和低收入導(dǎo)致的貧困從供給和需求兩方面影響公共財政資源的配置，最終反過來又加劇了貧困。

圖2 公共財政資源配置扭曲與貧困的惡性循環(huán)圈

要打破“貧困惡性循環(huán)”的關(guān)鍵就在于同時要考慮公共財政資源的需求與供給兩方面，解決資本缺乏問題，這對于當(dāng)前我國財政投入與農(nóng)村貧困問題的研究具有較強的啟示意義。在我國經(jīng)濟發(fā)展的初期和中期，公共財政減貧的重點依靠經(jīng)濟發(fā)展來實現(xiàn)，主要方式是加大資本性投資以促進(jìn)資本形成。隨著經(jīng)濟發(fā)展進(jìn)入成熟期，公共財政減貧的重點正轉(zhuǎn)向科技、教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障等社會服務(wù)方面，這也顯示出我國打破“貧困惡性循環(huán)”的階段性特征。

2 財政支農(nóng)支出區(qū)域減貧效應(yīng)的實證分析

2.1 數(shù)據(jù)來源及變量說明

根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展程度的不同，我國可以劃分為東部沿海地區(qū)、中部內(nèi)陸地區(qū)和西部邊遠(yuǎn)地區(qū)。其中東部沿海地區(qū)包括:北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南等11個省市；中部內(nèi)陸地區(qū)包括:山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8個省市；西部邊遠(yuǎn)地區(qū)包括:內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆等12個省市。

2.1.1 數(shù)據(jù)來源

本文選取2010－2015年全國31個省市財政支農(nóng)支出和農(nóng)村貧困人口相關(guān)數(shù)據(jù)。由于部分省在早期的分項財政支農(nóng)支出數(shù)據(jù)缺失較多，并且其統(tǒng)計口徑近年來也進(jìn)行了調(diào)整，為了保證數(shù)據(jù)的完整性和可比性，本文未采用分項的財政支農(nóng)支出，而是采用地方財政支農(nóng)支出總量進(jìn)行研究。需要說明的是財政支農(nóng)支出是指政府直接或間接用于支援和促進(jìn)農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民生產(chǎn)及發(fā)展的各種財政資金，從2007年開始財政支農(nóng)支出統(tǒng)一采用農(nóng)林水事務(wù)這一新指標(biāo)來表示。本文除農(nóng)村貧困人口數(shù)據(jù)直接取自《中國農(nóng)村貧困檢測報告2015》外，財政支農(nóng)支出、農(nóng)村居民家庭人均純收入、農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值、糧食產(chǎn)量、農(nóng)業(yè)人口等數(shù)據(jù)均來源于2010－2015年《中國統(tǒng)計年鑒》。

2.1.2 變量

(1)被解釋變量:農(nóng)村貧困人口(POV)。將農(nóng)村貧困人口(POV)作為衡量農(nóng)村貧困情況的指標(biāo)。貧困既有相對貧困與絕對貧困之分，也有廣義貧困與狹義貧困之分，它是隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展，因時因地而異的一個不斷發(fā)展變化的衡量和判斷標(biāo)準(zhǔn)。貧困水平的測量是研究財政支農(nóng)支出減貧效應(yīng)的基礎(chǔ)，它主要涉及兩個方面:一是貧困線的確定。作為識別貧困人群的標(biāo)準(zhǔn)，中國目前貧困線以2010年2 300元不變價為基準(zhǔn)(此基準(zhǔn)可能不定期調(diào)整)；二是貧困指標(biāo)的選擇。將收入比貧困線低的人口視為貧困人口，以此反映貧困程度。

(2)解釋變量:人均財政支農(nóng)支出(FINA)。由財政支農(nóng)支出總量經(jīng)相應(yīng)年份年底的農(nóng)村總?cè)丝谄骄玫?。根?jù)“貧困惡性循環(huán)理論”，農(nóng)村居民的貧困還受到農(nóng)民純收入、農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展形勢、農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平等因素的影響，因此，本文選取了若干控制變量，提高模型估計結(jié)果的穩(wěn)健性。

(3)控制變量:農(nóng)村居民家庭人均純收入(INCO)。是指農(nóng)村居民總收入扣除各項費用后可直接用于進(jìn)行生產(chǎn)性、非生產(chǎn)性建設(shè)投資、生活消費和積蓄的那一部分收入。以農(nóng)民人均純收入為控制變量來考察財政減貧效果，能夠直觀看到財政支農(nóng)支出對農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的影響。預(yù)期該變量的彈性系數(shù)為負(fù)。

(4)控制變量:農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平(RGDP)。用各省農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值與農(nóng)村年底總?cè)丝跀?shù)之比來表示該變量。農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展有利于增強政府的宏觀調(diào)控能力和收入再分配能力，進(jìn)而直接或間接地促進(jìn)農(nóng)民增收，減少貧困。所以該變量預(yù)期估計系數(shù)為負(fù)。

(5)控制變量:人均糧食產(chǎn)量(LSCL)。人均耕地越多的地區(qū)，糧食產(chǎn)量客觀上會存在差異，來自種植業(yè)的收入也會有所差別，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平越高。預(yù)期人均糧食產(chǎn)量對農(nóng)村貧困人口的影響為負(fù)。

表1 各變量的統(tǒng)計描述

2.2 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗及協(xié)整檢驗

分別采用檢驗變量序列中是否含有相同單位根的LLC檢驗和檢驗變量序列中是否含有不同單位根的IPS檢驗來進(jìn)行單位根檢驗。這兩種檢驗方法的原假設(shè)均為變量序列含有單位根。運用Eviews7.2分別對變量POV、FINA、INCO、RGDP和LSCL進(jìn)行檢驗，表2給出了兩種檢驗方法的結(jié)果。

表2 變量水平序列的面板單位根檢驗結(jié)果

表3 Kao檢驗面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗結(jié)果

由表2、表3檢驗結(jié)果可知，POV、FINA、INCO、RGDP、LSCL序列在1%、5%或者10%的顯著性水平均是非平穩(wěn)的，在1%、5%或者10%的顯著性水平下均存在單位根；而POV、FINA、INCO、RGDP、LSCL序列的一階差分在1%的顯著性水平下均不存在單位根，且均是平穩(wěn)的。kao檢驗表明存在長期協(xié)整關(guān)系，說明變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，其方程回歸殘差平穩(wěn)，可以在此基礎(chǔ)上建立回歸方程。

2.3 確定模型形式

面板數(shù)據(jù)模型的基本模型為:

其中，yit是個體i在t時期的觀測值；α代表常數(shù)項；Xit表示各解釋變量i在t時期的觀測值向量；βit表示解釋變量的系數(shù)向量，并且根據(jù)其條件的限制分為三種:一是對所有截面和時期都是相同的系數(shù)，二是在不同的截面是不同的系數(shù)，三是在不同的時期是不同的系數(shù)；δi代表固定或者隨機的截面效應(yīng)；γt代表固定或者隨機的時期效應(yīng)；εit是獨立同分布的誤差項，即E(εit)＝0。然而在實際應(yīng)用中，為了避免模型設(shè)定出現(xiàn)偏差，同時提高參數(shù)估計的合理性和有效性，需要利用Hausman檢驗和構(gòu)造兩個F統(tǒng)計量來確定樣本面板數(shù)據(jù)模型的正確形式。

利用Hausman檢驗對各區(qū)域財政支農(nóng)支出與農(nóng)村貧困減少之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗，以確定樣本數(shù)據(jù)究竟采用固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型。Hausman檢驗原假設(shè)H0為隨機效應(yīng)回歸模型，備擇假設(shè)H1為固定效應(yīng)回歸模型。運用Eviews7.2對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行Hausman檢驗可得χ2統(tǒng)計量值為19.585 4，相應(yīng)P值為0.000 6，所以在5%顯著性水平下拒絕原假設(shè)H0，隨機影響模型中個體影響與解釋變量相關(guān)，即該樣本面板數(shù)據(jù)符合個體固定效應(yīng)模型。

檢驗樣本面板數(shù)據(jù)模型是否存在個體影響和結(jié)構(gòu)影響、是否為變參數(shù)模型，主要通過構(gòu)造F1和F2兩個統(tǒng)計量來檢驗如下的原假設(shè)H0和備擇假設(shè)H1，其中F1對應(yīng)原假設(shè)H0，F(xiàn)2對應(yīng)備擇假設(shè)H1，具體形式如下:

運用Eviews7.2對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，在每個模型的回歸統(tǒng)計量里得到相應(yīng)的殘差平方和:s1＝45 443，s2＝1 677 687，s3＝2 560 933，且 N＝31、T＝6、k＝4，故 F1＝9.28、F2＝581.23。 通過查詢 F 分布表可得在 5%顯著性水平下相應(yīng)的臨界值，其中 F1(120，31)＝ 1.24、F2(150，31)＝ 1.20。 由于 F1＞1.24，F(xiàn)2＞1.20，因此在 5%的顯著性水平下拒絕假設(shè)H0和H1，即意味著該樣本面板數(shù)據(jù)符合有個體影響有結(jié)構(gòu)影響的變系數(shù)模型[16]。

由此，根據(jù)模型(1)建立估計財政支農(nóng)支出對農(nóng)村貧困人口影響的計量模型:

其中，POVit表示第i個省市第t年的農(nóng)村貧困人口，F(xiàn)INAit代表第i個省市第t年的人均財政支農(nóng)支出。α是截距項，反映農(nóng)村貧困人口受農(nóng)村居民財政支農(nóng)支出之外綜合因素的影響效應(yīng)，β1i為財政支農(nóng)支出對農(nóng)村貧困人口的彈性系數(shù)，β2i、β3i、β4i分別為各控制變量對農(nóng)村貧困人口影響的彈性系數(shù)，反映財政支農(nóng)支出以及各控制變量對農(nóng)村貧困人口的影響方向及程度。

2.4 回歸估計結(jié)果

由于本文主要分析財政支農(nóng)支出對農(nóng)村貧困人口的區(qū)域效應(yīng)，因此分別對東、中、西部財政支農(nóng)支出與農(nóng)村貧困人口之間的回歸結(jié)果進(jìn)行詳細(xì)分析。參照文獻(xiàn)[17]，運用Eviews7.2對三大區(qū)域2010－2015年各省市進(jìn)行回歸估計，東部沿海地區(qū)、中部內(nèi)陸地區(qū)和西部邊遠(yuǎn)地區(qū)的估計結(jié)果如表4所示。

表4 我國東、中、西部各解釋變量對農(nóng)村貧困人口的影響

從整體上來看，東、中、西部地區(qū)的財政支農(nóng)支出(FINA)與各種農(nóng)村貧困人口(POV)之間是負(fù)相關(guān)關(guān)系，且中西部t統(tǒng)計量的p值均小于0.10，說明具有顯著效應(yīng)，即中西部財政支農(nóng)支出的增加能有效降低該地區(qū)的農(nóng)村貧困狀況，西部地區(qū)財政支農(nóng)支出對農(nóng)村貧困人口的彈性系數(shù)最大，其次是中部、東部，雖然東部地區(qū)財政支農(nóng)支出減貧效果不顯著，但財政支農(nóng)支出的投入在一定程度上也減少了該地區(qū)的農(nóng)村貧困人口?？赡艿脑蚴菛|部地區(qū)經(jīng)濟相對發(fā)達(dá)，農(nóng)村居民人均純收入和糧食產(chǎn)量高于中、西部地區(qū)，近幾年該地區(qū)農(nóng)村容易脫貧的人口早已脫貧，而剩下的貧困人口大多是扶貧開發(fā)中的“硬骨頭”。因此，東部地區(qū)財政支農(nóng)支出對農(nóng)村貧困緩解的效應(yīng)大大減弱。從農(nóng)村居民人均純收入、人均糧食產(chǎn)量、農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平方面來看，這些控制變量對東部、中部、西部農(nóng)村貧困人口的減少表現(xiàn)顯著，說明農(nóng)村居民人均純收入的增加、人均糧食產(chǎn)量的提高、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平的提升對緩解農(nóng)村貧困都起到了積極作用。值得注意的是，中部、西部的人均糧食產(chǎn)量的彈性系數(shù)為正，這與預(yù)期不符，不過二者的彈性系數(shù)非常小，這可能與中西部地區(qū)各省份農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境惡劣或統(tǒng)計數(shù)據(jù)的誤差效應(yīng)有關(guān)。為了更加詳細(xì)準(zhǔn)確地分析各區(qū)域財政支農(nóng)支出對農(nóng)村貧困人口的影響效果，表5～表7分別列出了東部沿海地區(qū)、中部內(nèi)陸地區(qū)、西部邊遠(yuǎn)地區(qū)各省份的財政支農(nóng)支出減貧效應(yīng)的回歸估計結(jié)果。

表5 東部沿海地區(qū)的估計結(jié)果

東部沿海地區(qū)各省市中財政支農(nóng)支出對減少農(nóng)村貧困人口作用前三名分別是山東省、廣東省、江蘇省，其彈性系數(shù)分別為255.700 2、162.788 8、74.734 3，即人均財政支農(nóng)支出每增加0.1萬元將會使該地區(qū)農(nóng)村貧困人口分別減少255.700 2萬人、162.788 8萬人、74.734 3萬人，山東省、廣東省、江蘇省經(jīng)濟發(fā)展水平快，區(qū)位優(yōu)勢明顯，對于農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、環(huán)境保護(hù)、科技教育、社會保障等財政建設(shè)的反應(yīng)非常及時，財政投入的效果顯著。需要說明的是排名后三位天津市、北京市、上海市，t統(tǒng)計量的p值分別為0.873 9、1.000 0、0.972 6，均不顯著，原因是三地在本文統(tǒng)計的時間區(qū)間2010－2015年的農(nóng)村貧困人口(單位:萬人)分別為:天津(8、5、1、0、0、0)，北京(1、2、1、0、0、0)，上海(0、0、0、0、0、0)。 由于貧困人口過少，導(dǎo)致在計量模型的回歸中出現(xiàn)較大誤差，造成回歸結(jié)果不顯著，統(tǒng)計無意義。

表6 中部內(nèi)陸地區(qū)的估計結(jié)果

中部地區(qū)各省份中，財政支農(nóng)支出對農(nóng)村貧困人口促進(jìn)作用最大的是河南省，其彈性系數(shù)為1 111.003，即人均財政支農(nóng)支出每增加0.1萬元將會使該地區(qū)農(nóng)村貧困人口減少1 111.003萬人。安徽省、湖南省、湖北省、山西省、江西省的財政支農(nóng)支出的彈性系數(shù)也在200～600之間，說明財政支農(nóng)投入對農(nóng)村貧困人口的減少有很大的幫助。中部地區(qū)各省份大多人口基數(shù)大，且人口增長過快，貧困人口數(shù)量眾多，且貧困地區(qū)大多處于偏遠(yuǎn)山區(qū)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件差，勞動生產(chǎn)率低，糧食產(chǎn)量低，造成財政收入不足，財政投入低則教育、衛(wèi)生、社會保障等基本社會服務(wù)水平低，陷入貧困惡性循環(huán)圈內(nèi)。國家依靠財政撥款加大對農(nóng)村地區(qū)的財政投入，會使農(nóng)村貧困人口大大減少，財政支農(nóng)支出減貧效果顯著。

表7 西部邊遠(yuǎn)地區(qū)的估計結(jié)果

隨著西部不斷開放和經(jīng)濟的持續(xù)增長，西部邊遠(yuǎn)地區(qū)各省財政支農(nóng)支出對促進(jìn)農(nóng)村貧困人口減少的作用顯著。西部邊遠(yuǎn)地區(qū)各省份財政支農(nóng)支出促進(jìn)作用最大的是云南省、四川省、貴州省和廣西壯族自治區(qū)，這些省份的財政支農(nóng)支出的彈性系數(shù)達(dá)到了600以上。從表4可以看出，西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件比東中部地區(qū)高，西部的農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平的提高更能有效降低該地區(qū)的農(nóng)村貧困，在2000年后，隨著政府近年來工作重心向西部傾斜，國家向西部投入增多，有效促進(jìn)了西部各省的經(jīng)濟發(fā)展，尤其是云南省、四川省，依托旅游業(yè)發(fā)展，為更多非農(nóng)業(yè)人口創(chuàng)造了大量的就業(yè)機會，農(nóng)村居民收入得到大幅度提升，為其地區(qū)農(nóng)村貧困的減少提供了條件。另一方面，排名靠后的新疆、內(nèi)蒙古、青海、寧夏、西藏各省份，貧困地區(qū)多處于條件惡劣的偏遠(yuǎn)區(qū)域，自然資源十分有限，農(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)薄弱，農(nóng)村居民的收入僅能維持溫飽水平。該地區(qū)所需財政資金比東部地區(qū)多，僅靠當(dāng)?shù)卣呢斦杖胍约皣覍ω毨Эh的扶持很難增加農(nóng)村居民的收入水平，減緩當(dāng)?shù)氐呢毨КF(xiàn)狀。

從三大區(qū)域回歸結(jié)果可以看出，財政支農(nóng)支出對農(nóng)村減貧的效果明顯且存在著影響程度的差異。探究其影響因素，大致分為以下幾個方面:

(1)政策導(dǎo)向。改革開放后，我國先后實施了“東部沿海地區(qū)對外開放”“西部大開發(fā)”“中部崛起”等重大區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略；近幾年，為了實現(xiàn)東西部的優(yōu)勢互補，國家又推進(jìn)“一帶一路”“十三五”規(guī)劃等重大國家戰(zhàn)略，這些都有力地促進(jìn)了各地區(qū)經(jīng)濟的快速發(fā)展，使經(jīng)濟發(fā)展空間格局進(jìn)一步優(yōu)化，區(qū)域政策體系進(jìn)一步完善，地區(qū)間開放合作進(jìn)一步深化，區(qū)域發(fā)展的協(xié)調(diào)性顯著增強。但這些區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略在實施時間、支持力度等方面的差異會在一定程度上造成地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展差距，從而影響到地方政府財力和財政支農(nóng)政策的實施效果，造成財政支出的差異，并對農(nóng)民收入產(chǎn)生不同的影響。比如，東部地區(qū)在國家的支持下率先發(fā)展，財力人力上都處于優(yōu)勢地位。于是為了順應(yīng)經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律，國家大力引導(dǎo)東部部分產(chǎn)業(yè)向中西部有序轉(zhuǎn)移，給予中西部地區(qū)應(yīng)有的動力支撐，并通過出臺相關(guān)的發(fā)展戰(zhàn)略支持中西部的發(fā)展，以試圖縮小三大區(qū)域之間的差距。

(2)經(jīng)濟發(fā)展水平。東部沿海地區(qū)的山東省、廣東省、江蘇省雖然貧困人口基數(shù)不多，但其財政支農(nóng)支出對農(nóng)村貧困人口彈性系數(shù)較高，財政支農(nóng)投入能很好地緩解該地區(qū)的農(nóng)村貧困狀況。究其原因，這些省份地區(qū)由于區(qū)位、資源和社會經(jīng)濟等優(yōu)勢，其經(jīng)濟發(fā)展水平較中西部邊遠(yuǎn)地區(qū)高，且第三產(chǎn)業(yè)中的新產(chǎn)業(yè)蓬勃發(fā)展，這使得這些地區(qū)的農(nóng)村居民除務(wù)農(nóng)以外還有更多的工作機會，收入來源更加多樣化。尤其是東部地區(qū)江浙地帶、廣東、天津、北京、上海幾個城市經(jīng)濟較發(fā)達(dá)，帶動其他省份農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的“涓滴效應(yīng)”會帶來農(nóng)村居民人均純收入的不斷增長。因此雖然東部沿海地區(qū)財政支農(nóng)支出對農(nóng)村貧困人口減少的影響效應(yīng)較其他省份較少，但其各省份農(nóng)村貧困人口近幾年趨于消失。

(3)社會方面。西部邊遠(yuǎn)地區(qū)的新疆、內(nèi)蒙古、青海、寧夏、西藏等地財政支農(nóng)支出對農(nóng)村居民人均純收入的影響較小，彈性系數(shù)與同屬于西部地區(qū)的云南省、四川省相差40多倍。結(jié)合各省份特點進(jìn)行分析，新疆、內(nèi)蒙古、青海、寧夏、西藏等地處偏遠(yuǎn)地帶，貧困地區(qū)大多位于高寒山區(qū)，自然條件惡劣，土地資源貧乏，基礎(chǔ)設(shè)施差等原因使其在地域上不占優(yōu)勢。另一方面，這些省份屬于少數(shù)民族聚集地，群眾大多生活在分散的山區(qū)，受交通條件、文化教育水平等條件制約，與外界交往少，接受新思想、新信息的機會不多，思想大多偏保守，貧困群眾自身嚴(yán)重缺乏自我脫貧、自我發(fā)展的意識和能力，扶貧難度明顯加大，財政支農(nóng)支出很難短時間內(nèi)發(fā)揮作用，農(nóng)村居民人均純收入難以短時間內(nèi)得到提高，財政減貧任重道遠(yuǎn)。

3 結(jié)論與政策建議

3.1 結(jié)論

回歸結(jié)果表明，財政支農(nóng)支出對農(nóng)村貧困人口的影響程度存在著區(qū)域差異性。

(1)總體上，各地區(qū)FINA的系數(shù)均小于0，說明人均財政支農(nóng)支出對農(nóng)村貧困人口均存在負(fù)向拉動的作用，但其作用系數(shù)存在差異。西部邊遠(yuǎn)地區(qū)各省市財政支農(nóng)支出對農(nóng)村貧困人口的彈性系數(shù)為90.537 6，遠(yuǎn)大于東部中部地區(qū)，說明西部邊遠(yuǎn)地區(qū)財政支農(nóng)支出的減貧效應(yīng)最大，財政支農(nóng)支出能更好地發(fā)揮減貧作用。

(2)對東部沿海地區(qū)各省財政支農(nóng)支出的減貧效應(yīng)進(jìn)行比較發(fā)現(xiàn)，最顯著的是山東省、廣東省、江蘇省，其他省市彈性系數(shù)差別不大。需要特別說明的是天津市、北京市、上海市，近幾年農(nóng)村貧困人口接近于零，統(tǒng)計結(jié)果無意義。中部內(nèi)陸地區(qū)各省市財政支農(nóng)支出的彈性系數(shù)介于50～1 111，財政支農(nóng)支出對農(nóng)村貧困人口的影響效應(yīng)非常顯著，尤其是河南省為1 111.003，居全國之首。西部邊遠(yuǎn)地區(qū)的云南、四川、貴州和廣西等省區(qū)財政支農(nóng)支出的彈性系數(shù)也較大，均達(dá)到600以上，財政支農(nóng)支出的減貧效果顯著。

本文所得結(jié)論基本與各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、區(qū)位因素等方面相匹配，比較符合我國的現(xiàn)實情況。

3.2 建議

針對財政支農(nóng)支出減貧效應(yīng)區(qū)域差異的存在提出以下幾點政策建議。

第一，政府應(yīng)根據(jù)國家戰(zhàn)略布局、政策影響以及各省市自身優(yōu)勢資源，及時調(diào)整各省市的發(fā)展方向和規(guī)劃，尤其在財政支農(nóng)資金分配時，應(yīng)向中部、西南等財政支農(nóng)減貧效應(yīng)大但經(jīng)濟發(fā)展水平不高的區(qū)域傾斜，最大限度地發(fā)揮財政支農(nóng)的減貧作用。

第二，政府應(yīng)積極倡導(dǎo)中西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)升級，由于中西部地區(qū)崛起較晚，許多配套設(shè)施不夠完善，必須升級產(chǎn)業(yè)配套服務(wù)，不斷提高中西部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平，進(jìn)而對農(nóng)村貧困減少產(chǎn)生正向積極作用。

第三，政府應(yīng)堅持點面結(jié)合，針對不同地區(qū)的貧困成因和貧困分布特點，實施差別化的扶貧政策，克服扶貧成本上升帶來的不利影響，建立促進(jìn)扶貧對象增收和帶動貧困地區(qū)發(fā)展的新機制。

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Regional Poverty Alleviation Effects of China Financial Expenditure for Agriculture

WANG Qian，WANG Qiusu
(School of Economics，Shandong University of Finance and Economics，Jinan250014，China)

Public finance is the most important factor in poverty alleviation，so reconstructing agricultural finance－supporting policy system and winning the fight of rural poverty alleviation and peasants′income increase are the main tasks of financial support for agriculture during the 13th"Five－Year"period.Based on China 31 provincial panel data of agricultural financial expenditure total and rural poor population from 2010 to 2015 and with rural poor population reduction as an indicator of rural poverty alleviation，this paper establishes a fixed effect variable coefficient model between fiscal agricultural expenditure and rural poor population，and studies the poverty alleviation effects of fiscal agricultural expenditure in different regions.The results show that the poverty alleviation effects of China fiscal agricultural expenditure are significant but present regional differences:generally，the poverty alleviation effect of fiscal agricultural expenditure in western remote provinces and cities is greater than that in eastern and central regions；but in terms of the elasticity coefficient of poverty alleviation in different provinces and cities，the provinces and cities with the highest poverty alleviation effect of fiscal agricultural expenditure in central inland regions have far greater values than their counterparts in eastern and western regions.Therefore，the governments should optimize the allocation of agricultural financial support， advocate industrial upgrading in central and western regions， and implement differential poverty alleviation policies according to the characteristics of different poverty areas.

financial expenditure for agriculture； poverty alleviation effect； rural poor population； regional difference

F812

A

2095－929X(2017)05－0036－10

(責(zé)任編輯時明芝)

2017－05－28

國家社會科學(xué)規(guī)劃項目“人口流動影響農(nóng)村公共品供給效率的理論與實證研究”(12CJY055)；山東省社會科學(xué)規(guī)劃項目“山東省財政支出的環(huán)境治理效應(yīng)問題研究”(16CJJJ01)。

王謙，女，江蘇贛榆人，經(jīng)濟學(xué)博士，山東財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院副教授，研究方向:財政支出與公共品供給，Email:jnwangqian1980＠163.com；王秋蘇，女，山東煙臺人，山東財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)學(xué)院碩士生，研究方向:財政支出與公共品供給。