李冬梅，盛學(xué)濱

（安徽財經(jīng)大學(xué)財政與公共管理學(xué)院，安徽蚌埠，233000）

一、引言

貧困問題是每個國家和地區(qū)都普遍存在的社會現(xiàn)象，是影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會穩(wěn)定的重要因素。新中國成立70多年來，黨中央和國務(wù)院高度重視減貧扶貧，出臺實施了一系列中長期扶貧規(guī)劃，從救濟(jì)式扶貧到開發(fā)式扶貧再到精準(zhǔn)扶貧，探索出了一條符合中國國情的農(nóng)村扶貧開發(fā)道路，為全面建成小康社會奠定了堅實基礎(chǔ)。根據(jù)人力資本理論，增加對貧困人群的教育投資能夠提高其人力資本水平，使其獲得自我發(fā)展的能力和機(jī)會，這有利于促進(jìn)人的自由和全面發(fā)展。而且相較于物質(zhì)幫扶，通過教育提升貧困群體自我脫貧能力的方式具有更高的投資收益率和更長效深遠(yuǎn)的影響。在當(dāng)今社會，各地區(qū)政治經(jīng)濟(jì)交流日益密切，人才流動性也不斷增強(qiáng)，教育財政支出不論是對本省還是對空間相關(guān)省份的減貧工作都具有顯著的正向影響。

國內(nèi)外學(xué)者與專家圍繞教育財政支出與貧困的關(guān)系進(jìn)行了深入研究，大多得出了教育財政支出具有明顯減貧效果的結(jié)論。關(guān)于教育扶貧的理論研究方面，Ihori等（2017）［1］以東亞國家為研究對象，發(fā)現(xiàn)家庭對孩子的人力資本投資不能自動實現(xiàn)最優(yōu)水平，阻斷貧困代際傳遞需要財政教育政策的干預(yù)。Nakamura（2020）［2］的研究認(rèn)為，政府財政教育支出在減少貧困、糾正收入差距和最大化社會福利方面均能發(fā)揮作用。謝君君（2012）［3］認(rèn)為政府的教育財政支出理論上能夠斬斷貧困代際傳遞，可有效防止返貧情況的發(fā)生。劉軍豪、許峰華（2016）［4］認(rèn)為通過扶教育之貧可以實現(xiàn)依靠教育來扶貧，而教育扶貧功能的發(fā)揮又能證實扶教育之貧政策的有效性。關(guān)于教育財政支出的減貧成效研究方面，Cuesta（2012）［5］以贊比亞為研究對象，發(fā)現(xiàn)各項公共財政支出的減貧效果存在差異，農(nóng)業(yè)財政支出和初等教育支出顯著改變了貧困人口的生活條件。考慮到貧困的空間效應(yīng)，Zewdie（2015）［6］引入了空間計量模型，運用爪哇島105個區(qū)的數(shù)據(jù)對貧困的空間維度及其決定因素進(jìn)行分析并得到教育和工作時間對貧困有顯著影響的結(jié)論。國內(nèi)學(xué)者對于教育減貧及其空間溢出效應(yīng)方面也有較為豐富的研究成果。鄧宏亮等（2015）［7］基于江西省各市數(shù)據(jù)，估計了教育財政支出的減貧彈性、空間溢出效應(yīng)和門檻效應(yīng)，認(rèn)為一個地級市增加教育財政支出強(qiáng)度也會對周圍地區(qū)貧困發(fā)生率的下降產(chǎn)生影響。蔡文伯、翟柳淅（2018）［8］基于新疆自治區(qū) 15年的面板數(shù)據(jù)分析得出，教育財政支出對于貧困減緩具有空間溢出效應(yīng)，各地區(qū)（市、州）教育減貧效應(yīng)差異顯著且存在門檻效應(yīng)。

通過對文獻(xiàn)的梳理發(fā)現(xiàn)，相關(guān)實證研究鮮少考慮到教育減貧的空間溢出效應(yīng)，或是僅檢驗貧困的空間溢出特征，忽視了教育財政支出和貧困之間存在著的空間關(guān)聯(lián)，這在一定程度上會影響結(jié)果的準(zhǔn)確性與科學(xué)性?；诖耍疚幕诳臻g溢出的視角，將農(nóng)村貧困發(fā)生率和教育財政支出置于空間分析的框架中，運用空間面板計量模型進(jìn)一步研究我國教育財政支出對農(nóng)村地區(qū)減貧的直接影響和空間溢出效應(yīng)。

二、教育財政支出減貧的理論分析

基于以上理論，可以從直接和間接兩個方面分析教育財政支出對農(nóng)村貧困減緩的作用機(jī)制。一方面，政府通過加大教育財政支出能夠直接提高貧困地區(qū)的教學(xué)水平和彌補家庭教育投入的不足，這能夠在提升農(nóng)村貧困群體受教育水平的同時減少貧困家庭的教育開支。而教育水平?jīng)Q定了一個人在就業(yè)市場的競爭力和收入水平，受教育程度的提升相應(yīng)地也提高了貧困群體的收入水平和持續(xù)發(fā)展的能力，由此可以達(dá)到降低貧困的結(jié)果。另一方面，教育財政支出能夠通過經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮間接減貧作用。教育財政的投入能夠提高農(nóng)村貧困人口的知識、技能和基本素質(zhì)，使生產(chǎn)函數(shù)中人力資本的投入數(shù)量得到提升，進(jìn)而提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。經(jīng)濟(jì)的增長會帶來產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化和升級，為農(nóng)村勞動力創(chuàng)造大量就業(yè)崗位，從而產(chǎn)生減貧作用。特別的是，教育財政支出具有阻斷貧困代際傳遞的作用。教育財政支出通過提供教育機(jī)會和彌補貧困家庭的教育投入，可以有效縮小代內(nèi)不平等并促進(jìn)子代的人力資本積累和收入增長，由此便能阻斷貧困的代際傳遞，提升脫貧內(nèi)生動力，擺脫農(nóng)村地區(qū)長期貧困和持續(xù)貧困的困擾。

Anselin（1990）［10］在其理論研究中指出，各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)地理行為之間普遍存在空間關(guān)聯(lián)，而且一般認(rèn)為在空間上離得越近的變量之間會具有更加密切的關(guān)系。羅默的知識溢出理論也指出了知識不同于普通商品之處就在于知識有溢出效應(yīng)。本文認(rèn)為教育財政支出的減貧過程中也存在一定的空間溢出效應(yīng)。其一，教育作為一種準(zhǔn)公共物品，具有一定的“非競爭性”和“非排他性”特征，教育資源一經(jīng)投入，所有符合條件的人都能享有，且邊際擁擠成本為零，政府的教育財政投資因此具備較強(qiáng)的外部性。其二，教育投資有利于提高人力資本的存量，而人力資本具有流動性，人才跨區(qū)流動的同時能夠為貧困地區(qū)帶去先進(jìn)的知識、技能和資源，這顯然強(qiáng)化了教育財政支出減貧的空間溢出效應(yīng)。

三、空間相關(guān)性分析

本部分運用GeoDa軟件構(gòu)建鄰接標(biāo)準(zhǔn)權(quán)重矩陣，選用Moran指數(shù)I和Moran散點圖對2010—2018年我國農(nóng)村貧困發(fā)生率和教育財政支出強(qiáng)度的空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗分析，進(jìn)而為后文的模型選擇提供理論支撐。教育財政支出強(qiáng)度用財政教育支出占財政總支出的比重來衡量，所有原始數(shù)據(jù)來自各年份的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村貧困監(jiān)測報告》以及各省的統(tǒng)計年鑒、財政年鑒和統(tǒng)計公報等。需要指出的是，農(nóng)村貧困發(fā)生率數(shù)據(jù)在2010年之前缺失嚴(yán)重，因此在本部分及之后的分析研究中統(tǒng)一使用2010—2018年的數(shù)據(jù)。

（一）全局空間相關(guān)性分析

表1 2010—2018年農(nóng)村貧困發(fā)生率和教育財政支出強(qiáng)度的空間全局自相關(guān)

（二）局部空間相關(guān)性分析

運用GeoDa軟件繪制局部Moran散點圖，對2010—2018年全國31個省份的農(nóng)村貧困發(fā)生率和教育財政支出強(qiáng)度進(jìn)行空間局部自相關(guān)分析。圖1給出了2018年兩個變量的Moran散點圖，其余年份Moran散點圖的形態(tài)與其類似，限于篇幅不再展示。在農(nóng)村貧困發(fā)生率和教育財政支出強(qiáng)度的Moran散點圖中，分布在第一和第三象限（HH模式和LL模式）的省份數(shù)量分別為24和20，說明大部分省份的農(nóng)村貧困發(fā)生率和教育財政支出強(qiáng)度均呈現(xiàn)空間正自相關(guān)性，該結(jié)果與Moran’s I的檢驗結(jié)果相符。

圖1 2018年農(nóng)村貧困發(fā)生率和教育財政支出強(qiáng)度的Moran散點圖

綜上所述，空間相關(guān)性的檢驗結(jié)果意味著教育財政支出和農(nóng)村貧困發(fā)生率均表現(xiàn)出一定程度的空間外溢，若使用傳統(tǒng)面板模型會因未囊括空間交互效應(yīng)存在一定的偏差。因此，在接下來的實證分析中要充分考慮空間溢出效應(yīng)的影響，通過構(gòu)建并選擇合適的空間計量模型進(jìn)行進(jìn)一步研究。

四、研究設(shè)計

（一）計量模型的設(shè)定

空間相關(guān)性檢驗結(jié)果表明農(nóng)村貧困發(fā)生率和教育財政支出強(qiáng)度存在明顯的空間外溢效應(yīng)，此時傳統(tǒng)面板模型的空間同質(zhì)性假設(shè)可能帶來偏誤，為避免回歸偏誤，本文將空間計量納入實證研究之中并設(shè)定如下三種空間面板計量模型：

1.空間滯后模型（SLM）

2.空間誤差模型（SEM）

SEM模型的空間依賴作用存在于擾動誤差項中，度量了鄰接地區(qū)關(guān)于農(nóng)村貧困發(fā)生率的誤差沖擊對本地區(qū)農(nóng)村貧困發(fā)生率觀察值的影響程度。

3.空間杜賓模型（SDM）

由于我國各省行政單位面積差別很大，采用地理距離會出現(xiàn)鄰居較多難以運算的情況，從數(shù)據(jù)可獲得性及計算便利考慮，本文選擇地理鄰接矩陣，對含有共同邊界的省份賦值1，對其余省份賦值為0。

（二）變量選取與數(shù)據(jù)來源

因變量POV表示農(nóng)村貧困發(fā)生率，用貧困人口數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的比重來衡量；核心解釋變量EDU表示教育財政支出強(qiáng)度，用財政教育支出占財政總支出的比重定義該變量?？紤]到其他可能對農(nóng)村貧困發(fā)生率產(chǎn)生影響的因素并參考蔡文伯（2020）的做法，選取農(nóng)業(yè)財政支出強(qiáng)度AGRI、社保財政支出強(qiáng)度SECU、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平PGDP和城鎮(zhèn)化水平URB作為本文的控制變量。為使變量平穩(wěn)，本文對人均國內(nèi)生產(chǎn)總值進(jìn)行對數(shù)化處理，用以衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。變量的原始數(shù)據(jù)主要來自各年份的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村貧困監(jiān)測報告》以及各省的統(tǒng)計年鑒、財政年鑒和統(tǒng)計公報等。由于2010年之前的農(nóng)村貧困發(fā)生率數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，2019年的數(shù)據(jù)尚未完全更新，本文最終選擇采用2010—2018年的年度數(shù)據(jù)，樣本數(shù)為全國31個省。

表2后兩列給出了各變量的LLC檢驗結(jié)果，結(jié)果顯示所有變量偏差校正后的t*統(tǒng)計量均在1%的水平上顯著為負(fù)，這說明面板數(shù)據(jù)發(fā)展平穩(wěn)，可以建立相關(guān)空間面板計量模型。

表2 變量定義及描述性統(tǒng)計

五、實證結(jié)果與分析

本文運用Stata15軟件對教育財政支出的農(nóng)村減貧效應(yīng)與空間溢出進(jìn)行實證檢驗，具體檢驗結(jié)果如表3所示。在模型的選擇上，拉格朗日乘數(shù)（LM）檢驗結(jié)果顯示，LM Lag和Robust LM Lag的統(tǒng)計量更大且均在1%的水平下顯著，LM Error在5%的水平下顯著但Robust LM Error不顯著，因此SLM模型優(yōu)于SEM模型。但SLM模型主要考查農(nóng)村貧困發(fā)生率的空間溢出特征，無法體現(xiàn)教育財政支出和農(nóng)村貧困發(fā)生率產(chǎn)生的共同影響，因此還需要引入空間杜賓模型做進(jìn)一步的分析。通過對數(shù)據(jù)集進(jìn)行似然比（LR）檢驗、瓦爾德（Wald）檢驗得到LR和Wald統(tǒng)計量均通過了1%顯著性水平，故拒絕原假設(shè)，認(rèn)為SDM模型不能退化為SLM或SEM模型。對SLM模型和SDM模型進(jìn)行豪斯曼（Hausman）檢驗，檢驗結(jié)果均表明固定效應(yīng)模型更優(yōu)。因此本文選擇空間滯后和空間杜賓的固定效應(yīng)面板模型進(jìn)行估計。

表3 LM檢驗、LR檢驗和Wald檢驗結(jié)果

表4 模型估計結(jié)果

在SDM模型中，由于引入了空間權(quán)重矩陣與核心解釋變量的交乘項，各地區(qū)變量之間相應(yīng)地產(chǎn)生了一定的交互效應(yīng)，這使得教育財政支出不僅能直接影響本省的貧困發(fā)生率，還能影響空間關(guān)聯(lián)省份的貧困發(fā)生率進(jìn)而對本省貧困發(fā)生率產(chǎn)生間接的“反饋效應(yīng)”。SDM模型下各變量的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)具體結(jié)果如表5所示。

表5 SDM模型的空間溢出效應(yīng)分解

核心解釋變量教育財政支出強(qiáng)度的直接效應(yīng)估計值為-0.556，通過了1%水平的顯著性檢驗，表示教育財政支出強(qiáng)度每增加1%，其貧困水平就下降0.556%，這說明對貧困地區(qū)的直接教育財政支出能夠增加貧困人群的人力資本，從而利于形成抵御貧困風(fēng)險的長效機(jī)制。其間接效應(yīng)估計值為-2.086，通過了5%水平的顯著性檢驗，這說明教育財政支出不論是對本省還是對空間相鄰省份的農(nóng)村減貧，均起到了明顯的促進(jìn)作用。

對于影響農(nóng)村貧困發(fā)生率的其他因素，分析結(jié)果如下。其一，農(nóng)業(yè)財政支出強(qiáng)度的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)估計值分別為-0.320和-3.021，且均通過了5%水平的顯著性檢驗，說明地方政府的農(nóng)業(yè)財政支出對本省及周邊省份的農(nóng)村減貧均具有顯著的正向影響。其二，社保財政支出強(qiáng)度對農(nóng)村減貧的影響力度小于教育和農(nóng)業(yè)財政支出強(qiáng)度，其直接效應(yīng)估計值為-0.147，且顯著性較弱，間接效應(yīng)不顯著。其三，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化水平對本省農(nóng)村減貧具有顯著的正向影響，但對空間相鄰省份的影響微弱，這說明在政治晉升和經(jīng)濟(jì)激勵下，地方政府之間關(guān)于減貧政績和經(jīng)濟(jì)增長的“成效競爭”不利于農(nóng)村減貧工作的高效開展。

六、研究結(jié)論與對策建議

本文基于2010—2018年我國省級面板數(shù)據(jù)，采用空間計量模型分析教育財政支出對農(nóng)村地區(qū)減貧的直接影響和空間溢出效應(yīng)，得出以下結(jié)論：第一，教育財政支出強(qiáng)度與農(nóng)村貧困發(fā)生率存在空間自相關(guān)，Moran散點圖中大部分省份的空間分布屬于“HH”和“LL”模式，說明這種空間溢出效應(yīng)是正向的。第二，教育財政支出強(qiáng)度對貧困發(fā)生率的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)影響系數(shù)均顯著為負(fù)值，說明增加教育財政支出無論是對本省還是空間關(guān)聯(lián)省份的貧困緩解都具有顯著的正向作用。第三，在控制變量中，農(nóng)業(yè)和社保財政支出對農(nóng)村減貧都具有正向影響，但社保財政支出的減貧效果較弱，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化水平在本省農(nóng)村減貧上具有顯著的正向影響，但對空間相鄰省份的農(nóng)村貧困發(fā)生率影響不顯著。為加快部分落后地區(qū)脫貧進(jìn)程，鞏固已有脫貧成果，本文提出如下對策建議：

第一，繼續(xù)增加教育財政支出力度。研究結(jié)論顯示教育財政支出具有顯著的農(nóng)村減貧效應(yīng)，對教育的投入不僅能在短期內(nèi)減少貧困，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而且有很強(qiáng)的后發(fā)力。因此，政府應(yīng)切實考慮教育事業(yè)發(fā)展的實際需求，繼續(xù)增大對教育的財政投入，保證在各級財政總支出中，教育支出所占比重可以隨著國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展逐步提高。

第二，合理配置區(qū)域教育財政支出的投入。一味地增加教育財政支出而忽視其外溢特征會導(dǎo)致政府財政負(fù)擔(dān)加重和減貧效率低下，因此政府制定相關(guān)政策時應(yīng)充分考慮教育減貧的空間溢出效應(yīng)和東西區(qū)域的經(jīng)濟(jì)差異。政府要優(yōu)化教育財政支出的區(qū)域布局，一方面應(yīng)適當(dāng)增加對減貧外溢效應(yīng)強(qiáng)的省份的教育財政資金投入，鼓勵其帶動相鄰省份共同發(fā)展。另一方面，對于教育財政支出強(qiáng)度不足的省份，進(jìn)一步提高教育支出也能產(chǎn)生較好的減貧效應(yīng)。

第三，注重財政教育支出與其他支出項目的匹配。農(nóng)業(yè)財政支出和社保財政支出對農(nóng)村減貧均具有正向影響，但社保支出的空間外溢性不顯著，可能是因為政府通過社會保障對貧困群體進(jìn)行直接“輸血”的方式容易產(chǎn)生養(yǎng)懶漢和滋生腐敗等負(fù)面影響，最終導(dǎo)致減貧效果不理想。政府應(yīng)篩選并削減不必要的社保財政支出項目，通過加強(qiáng)教育來提升貧困群體的自我脫貧意識。

第四，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化水平的空間溢出作用尚未完全發(fā)揮出來，政府在接下來的減貧工作中應(yīng)打破地區(qū)間“各自為政”的局面，避免地方政府之間關(guān)于減貧政績和經(jīng)濟(jì)增長的過度競爭。加強(qiáng)全局性的頂層設(shè)計，重視城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中的空間關(guān)聯(lián)，加強(qiáng)各省份之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)動，推動人才的跨區(qū)域流動和信息的暢通，讓經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的正外溢效應(yīng)更好地惠及其它地區(qū)，努力實現(xiàn)各類優(yōu)質(zhì)資源跨省共享，構(gòu)建良好的教育減貧外部環(huán)境。