劉建民，歐陽(yáng)玲，毛 軍

(1.湖南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410079；2.湖南財(cái)政經(jīng)濟(jì)學(xué)院 財(cái)政金融學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410205；3.海南師范大學(xué) 數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，海南 海口 571158)

一、引言

財(cái)政分權(quán)主要是按照“事權(quán)→財(cái)權(quán)→財(cái)力”在不同層級(jí)政府間實(shí)現(xiàn)財(cái)力均等化。改革開(kāi)放初期，為適應(yīng)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)改革和經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)，我國(guó)采用提高地方政府財(cái)政收入自主權(quán)和“財(cái)政包干”的完全財(cái)政分權(quán)形式，極大地提高了地方政府發(fā)展經(jīng)濟(jì)的積極性。然而，地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶動(dòng)了財(cái)政收入的快速增長(zhǎng)，使得地方政府財(cái)政收入規(guī)模遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于中央政府財(cái)政收入規(guī)模，造成了我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的不均衡發(fā)展和財(cái)政收入分權(quán)程度的不斷提高。在此背景下，1994年開(kāi)始實(shí)施分稅制改革的部分財(cái)政分權(quán)，我國(guó)確定了以流轉(zhuǎn)稅、所得稅等主要稅種為主的中央稅和中央地方共享稅，這使得財(cái)政收入分權(quán)程度有所下降。同時(shí)，改革開(kāi)放后的我國(guó)貧困發(fā)生率也分為兩個(gè)階段。改革開(kāi)放初期，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低且貧富差距較小，貧困發(fā)生率較高，財(cái)政分權(quán)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能夠有效地解決貧困問(wèn)題，此時(shí)的貧困發(fā)生率以10%左右的速度快速下降。1994年開(kāi)始，隨著地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和不斷增加的地區(qū)貧富差距，財(cái)政分權(quán)“不利于窮人”的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)性質(zhì)呈現(xiàn)出來(lái)(圖1)，財(cái)政分權(quán)對(duì)貧困減少產(chǎn)生不利影響，貧困率下降處于停滯時(shí)期，此時(shí)的貧困發(fā)生率迅速下降到3%并穩(wěn)定下來(lái)。因此，研究財(cái)政分權(quán)改革和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否有利于減緩貧困具有重要意義。

財(cái)政分權(quán)被世界各國(guó)政府視為公共財(cái)政減貧的有效手段之一。財(cái)政分權(quán)改革后，地方政府為了在“用腳投票”中占據(jù)優(yōu)勢(shì)地位，在財(cái)政激勵(lì)作用中獲得收益而相互競(jìng)爭(zhēng)[1]，而政府間的相互競(jìng)爭(zhēng)以確保地方政府更加“貼近民眾”，能夠增進(jìn)公共部門責(zé)任感、改善政府治理能力，提高社會(huì)治理的公眾參與程度，因而能夠提供更加有效的公共服務(wù)，擁有更高的責(zé)任心代表選民履行職責(zé)[2]。此外，財(cái)政分權(quán)改革后，地方政府增加了教育、衛(wèi)生和農(nóng)業(yè)等公共方面的財(cái)政投入，使得貧困居民的生活水平和收入水平得到一定程度的改善[3]。然而，政府官員通過(guò)“政治獻(xiàn)金”和政治影響力等方式獲得公共服務(wù)優(yōu)先權(quán)[4]。王韜和底偃鵬(2010)[5]研究發(fā)現(xiàn)，由于地方政府在減貧政策實(shí)施中會(huì)存在虛增成本和地下交易行為，地方政府容易偏向利益集團(tuán)，從而使得公共支出結(jié)構(gòu)不能產(chǎn)生親貧式結(jié)果，進(jìn)而減貧效果有所下降[6-7]。此外，盡管財(cái)政分權(quán)并未賦予地方政府再分配職責(zé)，但是地方政府擁有再分配政策的參與權(quán)，進(jìn)而會(huì)間接影響再分配政策的實(shí)施效果[8]。另一方面，財(cái)政分權(quán)加劇地方政府間的相互競(jìng)爭(zhēng)意識(shí)，進(jìn)而會(huì)扭曲公共支出結(jié)構(gòu)，導(dǎo)致實(shí)現(xiàn)減貧目標(biāo)的速度有所放緩[9-10]。同時(shí)，也有學(xué)者認(rèn)為財(cái)政分權(quán)對(duì)減貧的作用具有局限性。不同轄區(qū)間財(cái)政分權(quán)對(duì)減貧效應(yīng)存在差異性。Rowland(2001)[11]認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)較少的經(jīng)濟(jì)沖擊，財(cái)政分權(quán)通過(guò)增加親貧式支出的配置效率，有利于改善減貧項(xiàng)目的瞄準(zhǔn)性，從而實(shí)現(xiàn)減貧目標(biāo)；貧困地區(qū)較低的土地不均等程度和偏遠(yuǎn)程度，更加依賴中央政府的轉(zhuǎn)移支付，無(wú)從獲得消費(fèi)者效率[12]。儲(chǔ)德銀和趙飛(2013)[13]研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)與減少貧困間存在著外部因素的門檻效應(yīng)。

圖1 1978-2015年我國(guó)貧困情況

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)財(cái)政分權(quán)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否有利于減緩貧困進(jìn)行了分析，然而未能將空間因素納入到實(shí)證分析當(dāng)中。由于我國(guó)地區(qū)財(cái)政分權(quán)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與貧困程度存在較大差距，為了全面考察我國(guó)財(cái)政分權(quán)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與貧困之間所具有的空間溢出效應(yīng)，本文基于我國(guó)2000-2015年的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用極化指數(shù)對(duì)我國(guó)區(qū)域財(cái)政收入分權(quán)的地區(qū)差距進(jìn)行分解；為了有效避免內(nèi)生性問(wèn)題，本文運(yùn)用空間面板分位數(shù)計(jì)量模型實(shí)證檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)對(duì)貧困減少的直接影響效應(yīng)，財(cái)政分權(quán)通過(guò)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的交互作用對(duì)貧困減少產(chǎn)生間接影響效應(yīng)，以期揭示我國(guó)財(cái)政分權(quán)對(duì)貧困減少的空間非線性影響效應(yīng)，為地方政府減少貧困提供全新視角。

二、我國(guó)財(cái)政分權(quán)分布的空間極化程度及其趨勢(shì)

本文運(yùn)用極化指數(shù)對(duì)我國(guó)財(cái)政收入分權(quán)的地區(qū)差異進(jìn)行分析，將樣本分為高財(cái)政收入分權(quán)組和低財(cái)政收入分權(quán)組，構(gòu)建我國(guó)財(cái)政收入分權(quán)地區(qū)分布極化的ER指數(shù)、EGR指數(shù)和LU指數(shù)，對(duì)我國(guó)財(cái)政收入分權(quán)地區(qū)分布的極化程度進(jìn)行測(cè)度。ER指數(shù)測(cè)算公式如下：

(1)

其中，n為分組數(shù)；p為權(quán)重。xi和xj分別表示第i和j組的平均財(cái)政收入分權(quán)程度；pi和pj分別表示第i和j組樣本數(shù)占總樣本數(shù)的比值。參數(shù)K(>0)為起標(biāo)準(zhǔn)化作用的常數(shù)。α的取值范圍在0到1.6之間，本文選擇α=1.5進(jìn)行測(cè)算分析。EGR指數(shù)測(cè)算公式如下：

[π-L(π)]}

(2)

其中，π為低財(cái)政收入分權(quán)組的樣本數(shù)占全體樣本數(shù)的比值，L(π)為低財(cái)政收入分權(quán)組的數(shù)值占總樣本財(cái)政收入分權(quán)數(shù)值的比值，π-L(π)表示組間差距。參數(shù)β(>0)衡量的是組內(nèi)聚合程度的敏感程度。LU指數(shù)測(cè)算公式如下：

(3)

其中，測(cè)算出的ER、EGR和LU數(shù)值越大，表示財(cái)政收入分權(quán)地區(qū)分布的極化程度越高；測(cè)算出的ER、EGR和LU數(shù)值越小，表示財(cái)政收入分權(quán)地區(qū)分布的極化程度越低。本文測(cè)算出2000-2015年我國(guó)財(cái)政收入分權(quán)地區(qū)分布極化的ER指數(shù)、EGR指數(shù)和LU指數(shù)(表1)。此外，本文還測(cè)算了財(cái)政收入分權(quán)的總體基尼系數(shù)、高財(cái)政收入分權(quán)組和低財(cái)政收入分權(quán)組的基尼系數(shù)，進(jìn)而對(duì)財(cái)政收入分權(quán)地區(qū)分布的地區(qū)差距進(jìn)行對(duì)比分析。

從地區(qū)分布極化程度的演變趨勢(shì)看，ER指數(shù)、EGR指數(shù)和LU指數(shù)所測(cè)度的財(cái)政收入分權(quán)的極化程度總體上呈現(xiàn)出下降趨勢(shì)。其中，2000-2006年，財(cái)政收入分權(quán)的極化指數(shù)呈現(xiàn)小幅上升；2007-2015年，財(cái)政收入分權(quán)的極化指數(shù)呈現(xiàn)下降態(tài)勢(shì)。同時(shí)，基尼系數(shù)與極化指數(shù)呈現(xiàn)出基本上一致的趨勢(shì)，這說(shuō)明基尼系數(shù)是衡量極化程度的主要原因。財(cái)政收入分權(quán)分布總體地區(qū)差距的基尼系數(shù)在0.1到0.2之間，總體地區(qū)差距呈現(xiàn)出下降態(tài)勢(shì)，這說(shuō)明我國(guó)財(cái)政收入分權(quán)的聚合程度在不斷增強(qiáng)。高財(cái)政收入分權(quán)組的基尼系數(shù)略高于低財(cái)政收入分權(quán)組的基尼系數(shù)。同時(shí)，地區(qū)組間差距的G總體指數(shù)呈現(xiàn)出下降趨勢(shì)，這表明地區(qū)高財(cái)政收入分權(quán)組和低財(cái)政收入分權(quán)組之間的差距有所減小，這導(dǎo)致財(cái)政收入分權(quán)地區(qū)分布的極化程度和基尼系數(shù)有所下降?？偠灾?，組間差距縮小與組內(nèi)聚合程度增強(qiáng)是我國(guó)財(cái)政收入分權(quán)的空間極化程度下降的主要來(lái)源，這說(shuō)明我國(guó)分稅制改革后，中央政府與地方政府之間存在著財(cái)權(quán)與事權(quán)的逆向不對(duì)稱運(yùn)動(dòng)，中央政府在不斷提高財(cái)力集中度的過(guò)程中，增強(qiáng)了對(duì)地方政府的宏觀調(diào)控能力，同時(shí)中央政府將事權(quán)與支出職責(zé)層層向下分解，加劇了地方政府因財(cái)力與事權(quán)不匹配而產(chǎn)生的外在壓力。我國(guó)財(cái)政收入分權(quán)地區(qū)分布不斷下降的極化程度有利于緩解高低組之間差距程度，因此，急需區(qū)別對(duì)待不同地區(qū)的情況，制定具有針對(duì)性的財(cái)政收入分權(quán)政策，從而以最有程度保證財(cái)政收入分權(quán)在地區(qū)間的公平性。

表1 中國(guó)財(cái)政收入分權(quán)地區(qū)分布的極化程度

注：按照基尼系數(shù)測(cè)度的極化程度，基尼系數(shù)高于0.5意味著出現(xiàn)極化現(xiàn)象。

圖2 中國(guó)財(cái)政收入分權(quán)地區(qū)差距的演變趨勢(shì)

圖3 中國(guó)財(cái)政收入分權(quán)地區(qū)分布的極化指數(shù)

三、經(jīng)驗(yàn)分析

(一)計(jì)量模型設(shè)定

我國(guó)城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)決定著貧困人口主要集中在農(nóng)村地區(qū)。農(nóng)村地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施水平落后，且缺乏政府財(cái)政的社會(huì)保障支持。城鎮(zhèn)貧困人口的社會(huì)保障問(wèn)題則得到了較好的解決。地方政府為吸引流動(dòng)性要素而相互競(jìng)爭(zhēng)，財(cái)政收入分權(quán)的提高意味著地方政府能夠提供更多的財(cái)力實(shí)施減貧工作；財(cái)政支出分權(quán)的提高意味著具有信息優(yōu)勢(shì)的地方政府在提供公共服務(wù)時(shí)，有效解決政府稅收、公共服務(wù)供給與居民偏好相匹配的問(wèn)題，減貧工作更加符合轄區(qū)居民的偏好并更加具有效率。財(cái)政分權(quán)通過(guò)公共支出、稅收競(jìng)爭(zhēng)以及公共就業(yè)對(duì)貧困減少的直接影響效應(yīng)；財(cái)政分權(quán)還通過(guò)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的交互作用，進(jìn)而對(duì)貧困減少產(chǎn)生間接影響效應(yīng)。此外，由于我國(guó)地區(qū)財(cái)政分權(quán)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和居民貧困存在較大差距，為了全面考察我國(guó)財(cái)政分權(quán)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與貧困之間所具有的空間溢出效應(yīng)，本文通過(guò)空間收斂模型和空間面板分位數(shù)模型進(jìn)行實(shí)證研究。

1.σ收斂

(4)

2.絕對(duì)β收斂和空間絕對(duì)β收斂

由于我國(guó)各地區(qū)農(nóng)村貧困程度(ruralit)和城鎮(zhèn)貧困程度(cityit)表現(xiàn)出不同程度的波動(dòng)，采用β收斂對(duì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，絕對(duì)β收斂和空間滯后面板絕對(duì)β收斂檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)定如下：

ruralit/ruralit-1=α+βruralit-1+εit

(5)

cityit/cityit-1=α+βcityit-1+εit

(6)

ruralit/ruralit-1=α+βruralit-1+ρWruralit/

ruralit-1+εit

(7)

cityit/cityit-1=α+βcityit-1+ρWcityit/cityit-1+εit

(8)

3.條件β收斂和空間條件β收斂

條件β收斂是根據(jù)不同區(qū)域初始所存在的差異，各地區(qū)在收斂后的穩(wěn)態(tài)存在差異和發(fā)展趨勢(shì)。條件β收斂和空間條件β收斂模型設(shè)定如下：

(9)

(10)

(11)

(12)

4.空間面板分位數(shù)模型

面板分位數(shù)回歸是根據(jù)加權(quán)絕對(duì)殘差最小估計(jì)方法，考察因變量的條件均值分布受自變量的影響過(guò)程。為實(shí)證檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)對(duì)貧困程度的空間溢出影響效應(yīng)，空間面板分位數(shù)的固定效應(yīng)模型設(shè)定如下：

Qyi(τ|αi，εt，Wyit，xit，Wxit)=αi+εt+ρτWyit+γτxit+ητWxit

(13)

其中，yit表示貧困程度，包括農(nóng)村貧困(ruralit)和城鎮(zhèn)貧困(cityit)。xit表示第i個(gè)地區(qū)第t年的影響變量，包括財(cái)政分權(quán)變量和控制變量。財(cái)政分權(quán)變量為財(cái)政收入分權(quán)和財(cái)政支出分權(quán)；控制變量包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外開(kāi)放程度、城市化水平和技術(shù)進(jìn)步水平。W為地理與經(jīng)濟(jì)權(quán)重的嵌套權(quán)重矩陣，參考張征宇和朱平芳(2010)[14]，Wn(φ)=(1-φ)Wd+φWe，Wn的取值在0到1之間。Wn越接近0，說(shuō)明空間權(quán)重與地理距離因素越相關(guān)；Wn越接近1，說(shuō)明空間權(quán)重與經(jīng)濟(jì)距離因素越相關(guān)。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源及變量說(shuō)明

本文選取除港澳臺(tái)地區(qū)以外的全國(guó)31個(gè)省(市、自治區(qū))2000-2015年作為數(shù)據(jù)樣本，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村貧困檢測(cè)報(bào)告》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)財(cái)政年鑒》及各省統(tǒng)計(jì)年鑒。為了增強(qiáng)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果的可信度，所有變量均利用價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減(2000=100)。為了消除異方差，對(duì)所有變量取自然對(duì)數(shù)，以進(jìn)一步增加數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。此外，按照相關(guān)變量每年水平值計(jì)算數(shù)據(jù)中涉及到的比值。基于數(shù)據(jù)可得性，本文從收入角度對(duì)我國(guó)農(nóng)村貧困和城鎮(zhèn)貧困狀況進(jìn)行測(cè)度。財(cái)政分權(quán)因素包括財(cái)政收入分權(quán)(FD-re)和財(cái)政支出分權(quán)(FD-ex)，財(cái)政收入分權(quán)(FD-re)=省級(jí)人均預(yù)算內(nèi)本級(jí)財(cái)政收入/(省級(jí)人均預(yù)算內(nèi)本級(jí)財(cái)政收入+中央人均預(yù)算內(nèi)本級(jí)財(cái)政收入)；財(cái)政支出分權(quán)(FD-ex)=省級(jí)人均預(yù)算內(nèi)本級(jí)財(cái)政支出/(省級(jí)人均預(yù)算內(nèi)本級(jí)財(cái)政支出+中央人均預(yù)算內(nèi)本級(jí)財(cái)政支出)。控制變量：用人均GDP來(lái)表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(pgdp)；用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來(lái)表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(industry)；用各地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP的比值來(lái)表示對(duì)外開(kāi)放程度(open)；用各地區(qū)城鎮(zhèn)人口占當(dāng)?shù)乜側(cè)丝趤?lái)表示城市化水平(urban)；用發(fā)明、實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)三項(xiàng)專利的年授權(quán)數(shù)來(lái)表示技術(shù)進(jìn)步水平(techno)。

(三)計(jì)量結(jié)果分析

本文測(cè)算了2000-2015年我國(guó)區(qū)域農(nóng)村貧困程度和城鎮(zhèn)貧困程度的σ收斂指數(shù)(圖4)?？傮w而言，我國(guó)區(qū)域農(nóng)村貧困程度和城鎮(zhèn)貧困程度的σ收斂指數(shù)整體上呈現(xiàn)出下降態(tài)勢(shì)。其中，2000-2006年σ系數(shù)值呈現(xiàn)出微弱的上升趨勢(shì)，在2006年分別達(dá)到最大值0.3931和0.2459。2006-2015年σ系數(shù)值隨時(shí)間推移而呈現(xiàn)出持續(xù)的下降趨勢(shì)。此外，農(nóng)村貧困程度的σ收斂指數(shù)要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于城鎮(zhèn)貧困程度的σ收斂指數(shù)。

本文對(duì)我國(guó)區(qū)域農(nóng)村貧困程度和城鎮(zhèn)貧困程度進(jìn)行絕對(duì)β收斂檢驗(yàn)和空間絕對(duì)β收斂。分別運(yùn)用地理權(quán)重矩陣、經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣和混合權(quán)重矩陣對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，研究發(fā)現(xiàn)回歸系數(shù)符號(hào)并無(wú)顯著差異，說(shuō)明計(jì)量模型檢驗(yàn)結(jié)果比較穩(wěn)健。表2給出了絕對(duì)β收斂檢驗(yàn)和空間絕對(duì)β收斂檢驗(yàn)的固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果。由表2結(jié)果可知，回歸系數(shù)β顯著為負(fù)，說(shuō)明我國(guó)農(nóng)村貧困程度和城鎮(zhèn)貧困程度的地區(qū)分布在整體上存在絕對(duì)β收斂和空間絕對(duì)β收斂，表明我國(guó)農(nóng)村貧困程度和城鎮(zhèn)貧困程度存在顯著的收斂趨勢(shì)。ρ為空間效應(yīng)系數(shù)顯著為正，說(shuō)明鄰區(qū)農(nóng)村貧困程度(或城鎮(zhèn)貧困程度)對(duì)本地區(qū)農(nóng)村貧困程度(或城鎮(zhèn)貧困程度)具有一定的影響作用，區(qū)域間農(nóng)村貧困程度(或城鎮(zhèn)貧困程度)存在空間依賴作用，空間距離對(duì)鄰近地區(qū)行為具有空間溢出效應(yīng)。我國(guó)呈現(xiàn)政府公共服務(wù)的減貧工作具有地域性特征，地方政府通過(guò)公路等基礎(chǔ)性公共服務(wù)、信貸政策等經(jīng)濟(jì)性公共服務(wù)和教育、醫(yī)療等社會(huì)性公共服務(wù)在地區(qū)間進(jìn)行關(guān)聯(lián)，從而實(shí)現(xiàn)減貧政策的總體效果。此外，農(nóng)村貧困程度的ρ系數(shù)值略高于城鎮(zhèn)貧困程度的ρ系數(shù)值，由于貧困人口間差異較小，地區(qū)間差異與地區(qū)貧困人口數(shù)量出現(xiàn)直接的相關(guān)關(guān)系。目前，我國(guó)農(nóng)村人口較多且大多從事與農(nóng)業(yè)相關(guān)的工作，農(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施落后、生產(chǎn)力低下和缺乏規(guī)模效應(yīng)，國(guó)家貧困線標(biāo)準(zhǔn)嚴(yán)重低估現(xiàn)實(shí)中的農(nóng)村貧困狀況[15]。城鎮(zhèn)地區(qū)政府發(fā)揮區(qū)域信息優(yōu)勢(shì)、多樣性優(yōu)勢(shì)、規(guī)模優(yōu)勢(shì)和技術(shù)優(yōu)勢(shì)，貧困人口生產(chǎn)能力相對(duì)較強(qiáng)，能夠通過(guò)自身的努力從而脫離貧困，進(jìn)而解決基本的生存需求和溫飽問(wèn)題。這就造成了政府減貧的“貧困地區(qū)的惡性循環(huán)”和“富裕地區(qū)的良性循環(huán)”現(xiàn)象。

圖4 2000-2015年中國(guó)貧困的σ收斂指數(shù)

表2 絕對(duì)β收斂和空間絕對(duì)β收斂檢驗(yàn)結(jié)果

注：*、**、***分別代表在10%、5%和1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，括號(hào)內(nèi)為t值。下同。

本文對(duì)我國(guó)區(qū)域農(nóng)村貧困程度和城鎮(zhèn)貧困程度進(jìn)行條件β收斂和空間條件β收斂(表3)。條件β收斂和空間條件β收斂是將控制變量引入到模型當(dāng)中，檢驗(yàn)農(nóng)村貧困程度和城鎮(zhèn)貧困程度的空間差異是否會(huì)隨著時(shí)間推移而逐漸縮小，各地區(qū)能否趨向于各自的穩(wěn)定值。為保證計(jì)量模型檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，分別用財(cái)政收入分權(quán)和財(cái)政支出分權(quán)對(duì)農(nóng)村貧困減少和城鎮(zhèn)貧困減少的地區(qū)分布進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。表3給出了條件β收斂和空間條件β收斂的固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果。由表3結(jié)果可知，回歸系數(shù)β顯著為負(fù)，說(shuō)明我國(guó)農(nóng)村貧困程度和城鎮(zhèn)貧困程度的地區(qū)分布在整體上存在條件β收斂和空間條件β收斂。此外，財(cái)政收入分權(quán)對(duì)農(nóng)村貧困減少和城鎮(zhèn)貧困減少顯著為負(fù)。我國(guó)具有稅收管轄權(quán)與稅款支配權(quán)的特征，地方政府擁有稅收征收管理權(quán)和部分稅收優(yōu)惠減免權(quán)，不同層級(jí)政府間的職能與稅收責(zé)任的錯(cuò)配將會(huì)不利于貧困減少；居民流動(dòng)性促使地方間產(chǎn)生稅收競(jìng)爭(zhēng)，這導(dǎo)致地方政府通過(guò)實(shí)行更低稅率或更多的稅收優(yōu)惠，通過(guò)不同的稅收制度累進(jìn)性改變可支配收入的分配狀況，這會(huì)使得對(duì)高收入人群征收較高的稅收，而對(duì)低收入人群進(jìn)行較高的補(bǔ)貼，進(jìn)而導(dǎo)致窮人遷移到本地和富人向外遷移。此外，地方政府進(jìn)行轄區(qū)競(jìng)爭(zhēng)成為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的常用手段[16]，稅收管理和監(jiān)督相對(duì)偏松以及發(fā)生“尋租腐敗”，這在一定程度上減弱了財(cái)政收入分權(quán)的減貧效果。財(cái)政支出分權(quán)對(duì)農(nóng)村貧困減少和城鎮(zhèn)貧困減少顯著為正。地方政府是農(nóng)村貧困和城鎮(zhèn)貧困的資金籌集和管理者，扶貧支出需要得到同級(jí)人民代表大會(huì)和上級(jí)政府批準(zhǔn)，從而可以確保地方政府支出及時(shí)到位以實(shí)現(xiàn)減貧目標(biāo)。此外，地方政府具有要素流動(dòng)性的再分配能力，再分配政策所需的公共支出是由地方政府提供的“歸屬原則”，使得地方政府能夠在公共產(chǎn)品與公共服務(wù)的供給上做出符合帕累托效率的公共支出決策[17]。與促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的投資性支出相比，地方政府主要是以提供社會(huì)效應(yīng)為主的財(cái)政支出，從而解決不同層級(jí)政府之間支出責(zé)任和相匹配的財(cái)權(quán)劃分問(wèn)題。地方政府在稅收收入相對(duì)有限的情況下，基于政績(jī)考核壓力，實(shí)施向窮人或弱勢(shì)群體傾斜的公共就業(yè)政策，或者增加醫(yī)療衛(wèi)生、教育和新農(nóng)村建設(shè)等民生性支出[18]。因此，現(xiàn)階段我國(guó)財(cái)政支出分權(quán)在一定程度上能夠改變地方政府公共支出行為，進(jìn)而可以產(chǎn)生減貧效果。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)農(nóng)村貧困減少和城鎮(zhèn)貧困減少顯著為正。宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定等因素是影響貧困減少的重要因素，在財(cái)政分權(quán)與貧困減少的關(guān)系作用中起到了傳導(dǎo)媒介作用。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可為貧困人口創(chuàng)造更多、更好的就業(yè)和增收機(jī)會(huì)，從而政府更有能力去幫助低收入者等弱勢(shì)群體，能更好地根據(jù)消費(fèi)者偏好提供公共產(chǎn)品和公共服務(wù)。貧困人口可以從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)“涓滴效應(yīng)”中受益，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所產(chǎn)生的“涓流效應(yīng)”有利于貧困減少[19]。此外，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有收斂性，有助于縮小居民收入差距[20]。因此，經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)是實(shí)現(xiàn)有效減貧途徑的外部重要條件。

參數(shù)估計(jì)是對(duì)整個(gè)樣本分布上的平均水平分析，而無(wú)法揭示參數(shù)在樣本分布不同分位點(diǎn)上的變化路徑，參數(shù)估計(jì)值的不顯著有可能因?yàn)樵诟咧械头治粩?shù)上正負(fù)相抵而造成的。因此，文章采用空間面板數(shù)據(jù)對(duì)不同分位點(diǎn)上進(jìn)行估計(jì)，表4給出了φ=0，0.2，0.4，0.8，1下所得到的回歸系數(shù)、t統(tǒng)計(jì)量和擬合優(yōu)度。由表4結(jié)果可知，在不同空間權(quán)重下，模型的回歸系數(shù)值、t統(tǒng)計(jì)量與擬合優(yōu)度均呈現(xiàn)出穩(wěn)定性。當(dāng)Wn=0(地理權(quán)重)時(shí)，空間效應(yīng)系數(shù)(ρ)顯著為正；隨著Wn逐漸增大(趨向經(jīng)濟(jì)權(quán)重)，空間效應(yīng)系數(shù)(ρ)顯著且有所增加。農(nóng)村貧困程度和城鎮(zhèn)貧困程度的空間溢出作用機(jī)制，地區(qū)農(nóng)村貧困程度和城鎮(zhèn)貧困程度即會(huì)受到地理上相鄰地區(qū)的影響，也受到與區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平接近地區(qū)的影響，且經(jīng)濟(jì)影響作用大于地理影響作用。

表3 條件β收斂和空間條件β收斂檢驗(yàn)結(jié)果

注：此處的空間權(quán)重為地理與經(jīng)濟(jì)權(quán)重的嵌套權(quán)重矩陣。

財(cái)政收入分權(quán)集群(WFD-re)對(duì)農(nóng)村貧困減少產(chǎn)生顯著的負(fù)向作用。分稅制改革后，中央政府擁有收入來(lái)源相對(duì)穩(wěn)定的稅種，地方政府擁有稅源分散、征管難度大和收入來(lái)源不穩(wěn)定的中小稅種。官員晉升錦標(biāo)的行政考核機(jī)制，加劇了地方政府間稅收競(jìng)爭(zhēng)的內(nèi)在動(dòng)力。地方政府為了保護(hù)自身稅基或從其他轄區(qū)吸引稅收流入，會(huì)通過(guò)實(shí)行較為優(yōu)惠的稅收政策或者較低的稅率，從而吸引流動(dòng)性資源流入到本轄區(qū)。此外，考慮到人口的流動(dòng)性，政策洼地加劇了經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地貧困人口的流動(dòng)性要高于經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)，從而使得經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)陷入更加貧困的惡性循環(huán)，這在很大程度上削弱了財(cái)政收入分權(quán)集群的實(shí)際效果及其農(nóng)村減貧效應(yīng)[21]。財(cái)政支出分權(quán)集群(WFD-ex)對(duì)城鎮(zhèn)貧困減少產(chǎn)生顯著的負(fù)向作用。目前，我國(guó)正處于改革轉(zhuǎn)型期，不確定性因素加大了地方政府財(cái)政支出的剛性需求；而財(cái)政支出分權(quán)扭曲了公共支出結(jié)構(gòu)和加劇地區(qū)間競(jìng)爭(zhēng)程度，導(dǎo)致地方政府在公共支出方面，忽視社會(huì)服務(wù)性支出而偏向于生產(chǎn)性支出。此外，當(dāng)公共服務(wù)對(duì)地區(qū)差異不敏感時(shí)，政府提供的公共服務(wù)規(guī)模、技術(shù)優(yōu)勢(shì)與貧困居民實(shí)際需求出現(xiàn)偏差，地方政府公共支出決策降低轄區(qū)內(nèi)公共產(chǎn)品與公共服務(wù)的供需匹配性，導(dǎo)致公共服務(wù)的效率降低。經(jīng)濟(jì)集聚(Wpgdp)對(duì)農(nóng)村貧困減少和城鎮(zhèn)貧困減少產(chǎn)生顯著的負(fù)向作用?！袄S坦假說(shuō)”認(rèn)為在“錦標(biāo)競(jìng)賽”和“晉升競(jìng)賽”的雙重作用下，理性的政府官員為了追求自身權(quán)力最大化，地方政府是以經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)為主要目標(biāo)[22]，而這種權(quán)力通常通過(guò)官員自身控制的預(yù)算規(guī)模大小來(lái)反映，地區(qū)間經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)通常會(huì)降低地方政府規(guī)模，從而削弱地方政府實(shí)施大規(guī)模減貧計(jì)劃的能力[23]。經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)往往伴隨著地區(qū)間經(jīng)濟(jì)不均衡增長(zhǎng)和收入分配差距的擴(kuò)大，而正是地區(qū)間經(jīng)濟(jì)不均衡增長(zhǎng)和收入差距擴(kuò)大，導(dǎo)致貧困居民無(wú)法真正從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中獲益。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)“不利于窮人”特性的傳遞機(jī)制，是近年來(lái)我國(guó)貧困減緩的主要原因，從而產(chǎn)生不利于政府減貧的實(shí)施效果。

四、結(jié)論與啟示

1994年分稅制改革以來(lái)，財(cái)政收入分權(quán)的向上集中與財(cái)政支出分權(quán)責(zé)任向下分解的逆向不對(duì)稱運(yùn)動(dòng)，加劇了地方政府因財(cái)力與事權(quán)不匹配的財(cái)政困境。為了緩解扶貧工作的財(cái)政缺口，地方政府通過(guò)相互競(jìng)爭(zhēng)而獲得更多的扶貧資金。本文基于我國(guó)2000-2015年的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用極化指數(shù)對(duì)我國(guó)區(qū)域財(cái)政收入分權(quán)的地區(qū)差距進(jìn)行分解；其次，建立空間面板分位數(shù)計(jì)量模型實(shí)證考察我國(guó)財(cái)政分權(quán)對(duì)貧困減少的影響效應(yīng)和通過(guò)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相互作用對(duì)貧困減少產(chǎn)生間接影響效應(yīng)。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)總體地區(qū)差距呈現(xiàn)出下降態(tài)勢(shì)，這說(shuō)明我國(guó)財(cái)政收入分權(quán)的聚合程度在不斷增強(qiáng)。組間差距縮小與組內(nèi)聚合程度增強(qiáng)是我國(guó)財(cái)政收入分權(quán)的空間極化程度下降的主要來(lái)源。(2)采用空間面板分位數(shù)計(jì)量模型研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村貧困和城鎮(zhèn)貧困存在空間依賴作用，且農(nóng)村貧困的空間相關(guān)系數(shù)略高于城鎮(zhèn)貧困的空間相關(guān)系數(shù)；財(cái)政收入分權(quán)對(duì)農(nóng)村貧困減少和城鎮(zhèn)貧困減少產(chǎn)生了顯著的負(fù)向作用，財(cái)政支出分權(quán)對(duì)農(nóng)村貧困減少和城鎮(zhèn)貧困減少產(chǎn)生了顯著的正向作用，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)農(nóng)村貧困減少和城鎮(zhèn)貧困減少具有顯著的正向作用；財(cái)政收入分權(quán)集群對(duì)農(nóng)村貧困減少產(chǎn)生了顯著的負(fù)向作用，財(cái)政支出分權(quán)集群對(duì)城鎮(zhèn)貧困減少產(chǎn)生了顯著的負(fù)向作用，經(jīng)濟(jì)集聚對(duì)農(nóng)村貧困減少和城鎮(zhèn)貧困減少產(chǎn)生了顯著的負(fù)向作用。因此，促進(jìn)我國(guó)反貧困工作的關(guān)鍵點(diǎn)在于需要考慮空間因素下財(cái)政分權(quán)政策的合理制定與實(shí)施。

表4 空間面板分位數(shù)回歸結(jié)果

注：由于篇幅問(wèn)題，本文未將控制變量的計(jì)量結(jié)果進(jìn)行展示，如需可向筆者索要。

第一，逐步降低財(cái)政收入分權(quán)程度，積極構(gòu)建與完善地方稅體系。人口流動(dòng)性將會(huì)制約地方政府減貧的能力，稅收收入的“歸屬原則”使得在稅率相同的情況下，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的財(cái)政收入越高，地方政府可以提供更好的公共服務(wù)，貧困率水平越低。然而，貧困地區(qū)的地方政府財(cái)政收入有限，通過(guò)減少其他公共服務(wù)水平和提高稅負(fù)，使得居民會(huì)不斷向經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)遷移，地方政府的財(cái)政資源再分配政策失效，從而陷入更加貧困的惡性循環(huán)。因此，構(gòu)建以中央政府確定統(tǒng)一的納稅標(biāo)準(zhǔn)，地方政府擁有獨(dú)立的財(cái)政收入權(quán)力，逐步建立以財(cái)產(chǎn)稅為主體稅種的地方稅體系，將一些零星稅種的開(kāi)征權(quán)賦予地方政府，從而促進(jìn)地方政府減貧工作的推進(jìn)。

第二，優(yōu)化政府支出結(jié)構(gòu)，強(qiáng)化中央政府轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方政府扶貧工作的激勵(lì)和約束作用。政府減貧工作主要是根據(jù)貧困地區(qū)和貧困人口的實(shí)際情況，通過(guò)基本醫(yī)療、基本教育和基本養(yǎng)老等保障性公共支出對(duì)缺乏生存能力的貧困人口進(jìn)行直接補(bǔ)助，保證貧困人口基本的生存需求；此外，通過(guò)優(yōu)化轉(zhuǎn)移支付結(jié)構(gòu)和資金分配方法，建立針對(duì)貧困地區(qū)和貧困群體的財(cái)政救助體系，政府根據(jù)貧困地區(qū)和貧困群體產(chǎn)生的原因和具體情況，提供針對(duì)性的科技推廣、信息咨詢和信貸政策等公共服務(wù)來(lái)解決貧困人口的發(fā)展問(wèn)題，從而增強(qiáng)貧困人口綜合生產(chǎn)能力，使得地方政府能夠更加有效的減少貧困?？傊覈?guó)政府公共服務(wù)的減貧工作呈現(xiàn)出具有地域性特征，地方政府通過(guò)基礎(chǔ)性公共服務(wù)、經(jīng)濟(jì)性公共服務(wù)和社會(huì)性公共服務(wù)在地區(qū)間進(jìn)行關(guān)聯(lián)，從而實(shí)現(xiàn)減貧政策的總體效果。

第三，在加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)改革政府扶貧工作考核機(jī)制。政府要通過(guò)財(cái)政分權(quán)、提高地方政府公共服務(wù)效率和加大對(duì)貧困群體的轉(zhuǎn)移支付力度徹底解決我國(guó)貧困問(wèn)題是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的?！笆谥贼~(yú)不如授之以漁”的扶貧工作理念，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)與持續(xù)提高貧困居民收入水平是最為有效的途徑。此外，由于貧困具有顯著的遞延效應(yīng)，我國(guó)目前“重生產(chǎn)、輕福利”行為使得地方政府缺乏來(lái)自外部機(jī)制約束，政府減貧工作需要提高公眾參與度，需要讓貧困人群的真實(shí)需求得到解決，并依靠“自下而上”的扶貧工作機(jī)制來(lái)約束地方政府行為，增強(qiáng)公共部門責(zé)任感，提高政府扶貧工作水平。

第四，積極推動(dòng)城鄉(xiāng)發(fā)展一體化，發(fā)揮各級(jí)政府間聯(lián)動(dòng)的減貧作用。促進(jìn)空間聯(lián)動(dòng)的區(qū)域發(fā)展政策形成合力，通過(guò)建立新型城鎮(zhèn)化建設(shè)，在城鄉(xiāng)之間實(shí)現(xiàn)基本公共服務(wù)均等化來(lái)助推區(qū)域扶貧工作，有效發(fā)揮政策體系在我國(guó)減貧方面的整體作用。由于貧困人口基本生存需求的個(gè)體間差異較小，中央政府提供公共服務(wù)時(shí)具有規(guī)模優(yōu)勢(shì)和技術(shù)優(yōu)勢(shì)。然而，各地區(qū)貧困原因和公共服務(wù)需求的地區(qū)差異，需要根據(jù)本地區(qū)的實(shí)際情況進(jìn)行具體分析，地方政府提供公共服務(wù)時(shí)具有信息優(yōu)勢(shì)和多樣性優(yōu)勢(shì)。因此，根據(jù)公共服務(wù)的性質(zhì)進(jìn)行權(quán)衡，應(yīng)該由中央政府和地方政府分別解決貧困人群的生存需求和發(fā)展需求，從而能夠有效緩解我國(guó)地區(qū)貧困程度。