解堊

內(nèi)容提要：基于中國家庭跟蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)，計算了多維貧困、貧困發(fā)生率及貧困脆弱性，多維貧困由健康貧困、教育貧困及生活條件貧困三個維度構(gòu)成，以多維貧困作為公共服務可及性的代理指標。并結(jié)合分組固定效應模型與二階段最小二乘方法，對由地方政府自主財政收入占總財政收入比值表示的財政分權(quán)影響公共服務供給及貧困進行省際層面平衡面板分析。結(jié)果顯示：財政分權(quán)提高了公共服務可及性，但財政分權(quán)對貧困發(fā)生率及貧困脆弱性影響微弱；財政分權(quán)降低了多維貧困中的生活條件貧困，并沒有使多維貧困中的教育及健康維度貧困下降；財政分權(quán)促進了農(nóng)村地區(qū)的公共服務提供，對城市地區(qū)的公共服務提供沒有顯著影響，財政分權(quán)與多維貧困之間不存在非線性關(guān)系。

一、 引言及文獻綜述

中國的財政分權(quán)作為一種制度安排形式對公共治理水平和效率有重要影響，財政分權(quán)已實施多年，但尚未有研究對其福利影響進行綜合評價。在鞏固脫貧攻堅成果背景下，系統(tǒng)探討財政分權(quán)對公共服務可及性、貧困發(fā)生率及貧困脆弱性的影響無疑會對公共政策完善提供有益指導。

扶貧戰(zhàn)略的設計和實施可用于特定目的或一般目的。Rao(1998)認為反貧困戰(zhàn)略在多層級政府系統(tǒng)(分權(quán))中成功的關(guān)鍵取決于三個要素：為窮人提供機會，使窮人能夠利用機會，提供防范脆弱性的保護。為了使反貧困干預政策取得成功，需要識別貧困人口及其特征，分析致貧成因，一旦明確了這兩個要素，就可以制定和實施提高生活水平即加快增長的具體政策。Ali(2013)探討了分權(quán)和貧困之間三個潛在的聯(lián)系，其一，分權(quán)可能會引致經(jīng)濟增長的提升，從而減少絕對貧困。其二，區(qū)域目標和經(jīng)濟效率也可能因公共服務提供改善而增加，引起相對剝奪程度下降。其三，分權(quán)可能會使貧困和處境不利的人在決策過程中獲得權(quán)力，引致某些能力(如政治、經(jīng)濟和社會文化)被剝奪的減少。

財政分權(quán)以多種方式進入減貧進程，其對公共服務供給及貧困的影響有兩種截然不同的理論：積極影響理論和消極影響理論。積極影響理論中在需求側(cè)支持財政分權(quán)的論據(jù)源于信息不對稱的存在，事實上，當?shù)胤秸哂行畔?yōu)勢時，財政分權(quán)可以改善公共服務供給的開創(chuàng)性觀點可追溯到Hayek(1948)、Oates(1972)。由于地方?jīng)Q策者對當?shù)仄糜懈盍私?，即政策?zhí)行者與目標群體的距離較近，識別窮人的信息成本和設計成功政策的成本較低，進而財政分權(quán)將提高公共服務的水平和質(zhì)量，并且信息優(yōu)勢還可更好地瞄準最貧困人口。此外，一個地區(qū)的人口及其關(guān)注點往往比整個國家更同質(zhì)化，所以財政分權(quán)可以改善公共服務的供給、分配和公平(Boadway和Shah，2009)。在供給側(cè)，財政分權(quán)強調(diào)了對政策制定者的問責促使其提供更好的公共服務，并在當?shù)匦枨蠛凸舱咧g實現(xiàn)較好的匹配(Emilie等，2012)。地區(qū)競爭可能會強化地方政府責任，本地公民通過“用腳投票”(Tiebout，1956)或“標尺競爭”(Salmon，1987；Besley和Case，1995)等形式來鼓勵在位者提高公共支出效率?？傊?，財政分權(quán)有益于公共服務提供及減貧的文獻均認為財政分權(quán)使決策更貼近本地居民，減輕了信息不對稱，公共服務提供的地方政府間競爭提高了經(jīng)濟效率，但這些均需地方民主有效運行、地方政府擁有大量收入自主權(quán)和分配資源的權(quán)力為前提條件(Oates，1993)。上述規(guī)范處方似與發(fā)達國家相吻合，而對于用腳投票、財政權(quán)責劃分等機制不完善的發(fā)展中國家來說，這個問題仍然較為復雜。Azfar等(2001)、Bahl(1999)探討了財政分權(quán)有效促進發(fā)展的一些條件，Azfar等(2001)認為分權(quán)有三個制度要件，首先是發(fā)聲及遷移，發(fā)聲是消費者向政策制定者宣傳其觀點的能力，遷移則是消費者在尋求首選公共服務時轉(zhuǎn)向其他地方的能力；第二個條件是各級政府相互制衡的能力，包括中央政府對地方政府的監(jiān)督及預算約束；第三個條件是政府官員對其行為負責。Bahl(1999)提出的條件則包括，與分權(quán)支出功能相對應的收入籌集能力，監(jiān)督和評估分權(quán)計劃，承認不同地區(qū)治理和技術(shù)能力存在差異。

財政分權(quán)對公共服務提供及貧困的消極影響理論中，存在如下幾種論點，其一，中央政府能更好地獲得資源、技術(shù)和其他投入，由其提供公共服務更高效，而且中央政府提供公共服務能發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟優(yōu)勢(Faguet，2004；Keating，1995；Smoke，2001)。其二，財政分權(quán)會加劇不平等。Prud(1995)認為一些地方政府有較高的公共治理水平，可獲得比其他地區(qū)更多的資源，因此分權(quán)的公共服務提供使得競爭力較弱地區(qū)的消費者處于不利地位。其三，分權(quán)引致精英俘獲、利益集團或腐敗問題(Bardhan和Mookherjee，2005)。Tanzi(1995)擔心分權(quán)的地方政府展開的稅基競爭或通過影響國內(nèi)自由貿(mào)易進行的競爭都會使減貧努力成為泡影。Crook(2003)指出財政分權(quán)不會自動引致更多有利于窮人的支出，政治和行政權(quán)力下放是一個先決條件，即使公共服務支出水平很高，也并不意味著窮人就能享受更多更好的公共服務，針對窮人的公共服務計劃往往低質(zhì)且對窮人的需求少有反應。其四，財政分權(quán)往往被視為自主權(quán)與責任之間、協(xié)調(diào)成本與更好地提供公共服務之間、偏好匹配與外部性之間的一種權(quán)衡(Emilie等，2012)。Besley和Coate(2003)、Lockwood(2002)通過比較集權(quán)和分權(quán)的公共服務提供的相對表現(xiàn)，來證實奧茨的觀點即公共服務提供取決于溢出效應和地方政府公共支出偏好之間的差異。

財政分權(quán)是否為窮人服務的經(jīng)驗證據(jù)各不相同。一方面是跨國的經(jīng)驗分析，比如Von和Grote(2000)利用50個發(fā)展中國家樣本，Spulveda和Martinez-Vazquez(2010)基于34個發(fā)展中國家1970-2000年信息就得出了相反的結(jié)論，Von和Grote(2000)指出地方政府支出份額和貧困之間存在正相關(guān)關(guān)系，Spulveda和Martinez-Vazquez(2010)則發(fā)現(xiàn)地方政府收入份額增加對貧困下降有負向影響。另一方面，針對具體國家的分析結(jié)論并不明確，Jütting等(2004)分析了19個不同發(fā)展中國家財政分權(quán)與減貧之間的關(guān)系，研究結(jié)果表明，財政分權(quán)與減貧之間存在著模糊的聯(lián)系。這種模糊性可能是使用了不同實證模型或不同時間段所致，特定國家和時段的實證結(jié)論對其他國家并不適用，財政分權(quán)在減少貧困方面的程度取決于每個國家體制和政治條件。關(guān)于財政分權(quán)與減貧的國別實證研究至今仍層出不窮(Tiangboho，2019；Jamil和Tristan，2018)。

中國相關(guān)研究的實證結(jié)論也迥然各異，比如Zhang和Zou(1998)研究發(fā)現(xiàn)省級財政分權(quán)程度越高其經(jīng)濟增長就越低。張克中等(2010)認為就北京、上海和天津而言，財政分權(quán)程度的增加惡化了貧困狀況；而對于其他省份，財政分權(quán)程度的增加則有利于緩解貧困。孫博文和謝賢君(2018)的研究則表明，財政分權(quán)對農(nóng)村減貧水平既存在直接效應又存在生存型與發(fā)展型投資支出的中介效應，且二者都有助于強化財政分權(quán)對農(nóng)村減貧水平的作用。

本文分析財政分權(quán)如何影響公共服務可及性、貧困發(fā)生率和貧困脆弱性，公共服務可及性以多維貧困指數(shù)(Multidimensional Poverty Index，MPI)表示。本文的貢獻有如下兩個方面，第一，使用微觀數(shù)據(jù)計算出各地的多維貧困、貧困發(fā)生率及貧困脆弱性，而后對由地方政府的自主財政收入占總財政收入的比值表示的財政分權(quán)影響公共服務供給及貧困進行宏觀層面的分析，具有宏觀和微觀相結(jié)合的特征。第二，使用組固定效應(Grouped Fixed Effects，GFE)方法進行相關(guān)估計，GFE方法控制了不可觀察的個體異質(zhì)性，這種異質(zhì)性可能隨時間變化或不變，既有財政分權(quán)研究中使用的標準固定效應方法沒有考慮到該問題(Francesco等，2015)，為解決地方財政收入的內(nèi)生性問題，本文還把組固定效應模型與二階段最小二乘法進行了結(jié)合。

二、 數(shù) 據(jù)

貧困的有關(guān)指標(多維貧困、貧困發(fā)生(人頭)率、貧困脆弱性)計算以中國家庭跟蹤調(diào)查(CFPS)2010年、2012年、2014年、2016年的數(shù)據(jù)為基礎。CFPS的抽樣設計關(guān)注初訪調(diào)查樣本的代表性，采用了內(nèi)隱分層的、多階段的、多層次與人口規(guī)模成比例的概率抽樣方式(PPS)。樣本覆蓋了除港澳臺地區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)、青海省、內(nèi)蒙古自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)和海南省之外的25個省份。CFPS的問卷分為三個層級：個體，個體生活的緊密環(huán)境即家庭，家庭的緊密環(huán)境即村居，因此形成了三種問卷：個人問卷、家庭問卷、村居問卷，其中根據(jù)年齡特征把個人問卷分為成人問卷和少兒問卷。多維貧困的維度和指標選取參見表1。

表1 多維貧困的維度和指標

在貧困人頭率、貧困脆弱性計算中以家庭人均消費2$(PPP)/天作為貧困線。在計算貧困脆弱性時首先將對數(shù)家庭人均消費作為被解釋變量，將有助于解釋人均消費的家庭收入、家庭規(guī)模等變量作為解釋變量進行OLS回歸，然后得到預測的因變量及殘差項，然后再估計對數(shù)消費的期望值和方差，對數(shù)收入的期望值和方差采用Amemiya(1977)的三階段可行廣義最小二乘(FGLS)方法計算，最后構(gòu)造一個新變量，其值為(貧困線的自然對數(shù)值-家庭人均支出預測自然對數(shù)值)/殘差平方預測值的平方根。貧困人頭率在2010-2016年四個調(diào)查年份中逐年下降，四個調(diào)查年份的貧困人頭率分別為0.212、0.099、0.076、0.069，四個年份的均值為0.1136(參見表2)。貧困脆弱性值雖然比相應年份的貧困人頭率較高，但其與貧困人頭率的表現(xiàn)趨勢相同，貧困脆弱性也顯示出了逐年下降的態(tài)勢，2010-2016年四個調(diào)查年份中貧困脆弱性值分別為0.259、0.222、0.1946、0.156，四個調(diào)查年份的均值為0.2083。

與貧困人頭率及貧困脆弱性的表現(xiàn)有所不同，多維貧困并沒有呈現(xiàn)逐年下降的態(tài)勢，2010-2016年四個調(diào)查年份中貧困脆弱性值分別為0.251、0.189、0.298、0.112，四個調(diào)查年份的多維貧困值呈現(xiàn)先下降再上升再下降的態(tài)勢；多維貧困中的健康貧困、教育貧困、生活水平貧困的表現(xiàn)與總的多維貧困表現(xiàn)類似，其值在2010-2016年四個調(diào)查年份中均非直線下降趨勢，均出現(xiàn)上升、下降反復現(xiàn)象；按對多維貧困的貢獻排序看，教育維度排在第一位，健康維度排在第二位，生活水平維度排在第三位，其貢獻均值分別為16.3%、55.2%、28.5%。

宏觀變量值取自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國財政年鑒》。參照Lessmann(2012)的做法，本文用收入分權(quán)的程度代表財政分權(quán)，即財政分權(quán)用地方本級財政收入占地方一般公共預算收入的占比來表示，其中地方一般公共預算收入包括地方本級財政收入、轉(zhuǎn)移支付收入、地方政府一般債務收入、上年結(jié)余收入、調(diào)入預算穩(wěn)定調(diào)節(jié)基金、調(diào)入資金等等與該口徑對應且相等的地方財政總支出則是地方財政一般預算支出(國家統(tǒng)計局網(wǎng)站公布數(shù)據(jù))加上解中央支出、地方政府一般債務支出、安排預算穩(wěn)定調(diào)節(jié)基金等支出的合計。。這種測度工具反映了地方政府收入的自主權(quán)，并可以反映地方政府在決策中的自主權(quán)，該值越高反映財政分權(quán)的程度越高，因為地方政府可以自主決定使用該收入財政分權(quán)的另一個衡量標準是“縱向失衡”，它代表了地方政府對轉(zhuǎn)移支付的依賴，即地方政府支出取決于中央政府轉(zhuǎn)移支付的程度，這種財政分權(quán)程度較高則表明地方財政自主權(quán)較少。。在所考查的25個省份2010-2016年的4個調(diào)查年度中，地方本級財政收入占地方一般公共預算收入的比分別為0.46、0.479、0.501、0.405，呈現(xiàn)逐年上升到考查期末再下降的趨勢，當然，財政分權(quán)值在25個省份中的均值變異也比較大，其最小值為21%，換言之，地方本級財政收入只能滿足地區(qū)一般公共預算支出的21%，其余將近80%的資金來源于轉(zhuǎn)移支付收入、地方政府一般債務收入等非地方本級財政收入。而財政分權(quán)最大值為83%，說明只有近20%的資金來源于轉(zhuǎn)移支付收入、地方政府一般債務收入等非地方本級財政收入。中央轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量不容小覷，其均值為1687億元，如果用轉(zhuǎn)移支付與地方本級財政收入做對比的話，其值在四個調(diào)查年份分別為1.11、0.995、0.892、0.974，均圍繞1附近波動，這也說明中央政府試圖通過巨大的轉(zhuǎn)移支付數(shù)量來影響地方政府的財政行為。用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎当硎镜某鞘谢史€(wěn)步逐年上升，從2010年的52.6%上升到2016年的59.5%，城市化率的均值為56.2%。地區(qū)之間的GDP差異較大，最大值與最小值的比達到9以上。

三、 估計策略

1. 組固定效應(Grouped Fixed Effects，GFE)估計

本文目的是估計財政分權(quán)與貧困之間的關(guān)系，而不可觀測的地區(qū)特征會影響財政分權(quán)水平及貧困水平，這構(gòu)成了識別策略的最大挑戰(zhàn)。解決該問題的通常做法是使用地區(qū)和年份的固定效應模型來控制時間不變的不可觀測的地區(qū)特征及所有地區(qū)共同的時間趨勢，該方法假定所有未觀察到的地區(qū)特征隨著時間的推移是不變的，年份特征在所有地區(qū)都是相同的。

放松上述強假設的一種方法是Bonhomme和Manresa(2015)提出的組固定效應方法(Grouped Fixed Effects，GFE)。GFE估計放松了特定年份的沖擊對所有地區(qū)都相同的假定，它只要求年份特征對一組內(nèi)的所有地區(qū)都相同，而組間的年份特征可以不同?，F(xiàn)實中，地區(qū)首先被分成不同的幾個組，然后，回歸中方程中，每個組的啞變量與每個年份的啞變量交叉。因此GFE可以控制不可觀察的時變地區(qū)特征，該特征遵循組特定時間模式。GFE主要的識別假設是，不同地區(qū)特定時間模式的數(shù)量等于組的數(shù)量，換言之，各地區(qū)會被劃入不同的特定時變組中。GFE方法是地區(qū)和年份固定效應模型的替代方法，它允許針對不同地區(qū)的年度特定沖擊， 可以合理地假設并非所有地區(qū)都面臨同樣的年度沖擊，而是一組地區(qū)經(jīng)歷了類似的發(fā)展。本文的實證模型設定如下：

ln(povertyMPI)it=ξ+λ1ln(fiscaldecent)it+λ2xit+αgit+εit

(1)

式(1)中povertyMPI是因變量貧困，ln(povertyMPI)it分別代表在時間t時i省份的對數(shù)貧困人頭率、貧困脆弱性或多維貧困，多維貧困中的健康、教育、生活水平的貢獻率也作為因變量出現(xiàn)。本文感興趣的一個自變量是財政分權(quán)即以ln(fiscaldecent)it表示的在時間t時i省份的地方財政一般預算收入占總收入比的對數(shù)。與現(xiàn)存文獻一致，控制變量包括中央的轉(zhuǎn)移支付、經(jīng)濟及人口社會學變量，以xit代表。αgit代表特定組時間固定效應，包括組固定效應以及年固定效應。εit代表誤差項。

式(1)中的省份自身的收入即地方財政一般預算收入可能是一個會引起估計誤差的內(nèi)生變量，較低的貧困率或可及性較高的公共服務則增加收入的潛力更大，反向因果會帶來估計偏誤。此外，每個地區(qū)的項目執(zhí)行效率或技術(shù)官僚培訓效率在模型中均無法觀測，這種不可觀測的異質(zhì)性與因變量和自變量相關(guān)。為解決內(nèi)生性問題，本文使用由面板數(shù)據(jù)校正省份集中標準誤的兩階段最小二乘法(2SLS)，省份自身的收入即地方財政一般預算收入的工具變量采用Martinez等(2011)、Tiangboho(2019)的方法構(gòu)造如下：

(2)

式(2)中IVit是時間t時i省份的工具變量值，dj是i省份省會與j省份省會之間的距離，Ownervjt是時間t時j省份的自身收入即地方財政一般預算收入占全部收入的比，該工具變量是自身收入對相應年份的所有其他省份比率的加權(quán)平均值，權(quán)重是兩個省之間距離的倒數(shù)。正如Martinez等(2011)所論述的那樣，該工具變量的使用有兩個原則，其一，一省的貧困率或獲得基本公共服務的機會一般不應影響其他省份的地方收入，因此因變量與該工具不相關(guān)。 其二，一省自己的收入籌集制度應該受到鄰近省份收入籌集制度的影響。當然，地方政府自主收入占全部收入的比，其滯后變量有時也被用作工具變量。

2. 估計程序

GFE估計的一個重要特征是成員資格不是預先確定的，成員資格要根據(jù)最小二乘標準估計。 更準確地說，將與協(xié)變量影響相關(guān)的結(jié)果變量的時間曲線最相似的地區(qū)組合在一起，組g的數(shù)量必須小于地區(qū)數(shù)量。Bonhomme和Manresa(2015)提出了兩種算法將國家分組，算法1是由兩個交替步驟組成的聚類算法，算法2使用可變鄰域搜索方法，這大大減少了計算時間。此外，Bonhomme和Manresa(2015)證明算法2比算法1更可靠，因為即使存在大量的組，它也能正確地識別全局最小值。

(1) 算法1。算法1是聚類算法，它與k-means算法一致，如果模型沒有協(xié)變量(當q=0時)，它在兩個步驟之間交替。第一步為分配步驟，參數(shù)被賦予初始值(λ0,α0),通過最小化每個地區(qū)的所有年份的殘差平方和，將每個地區(qū)i進行分組：

(3)

(2) 算法2?？紤]到算法1的不足，Bonhomme和Manresa(2015)提出了算法2，即可變鄰域搜索算法。步驟1：參數(shù)起始值，選擇(λ0,α0)為初始值，使用算法1獲得地區(qū)的初始分組γinit；步驟2：鄰域跳躍，算法2的關(guān)鍵特征是包含鄰域跳躍，其中n個地區(qū)被隨機重新分配給n個隨機選擇的組以獲得新的分組γ′, 這些隨機跳躍可有效地探索目標函數(shù)，然后使用新獲得的分組γ′來執(zhí)行更新步驟，獲取新參數(shù)值(λ′,α′)；步驟3：局部搜索，使用這些新參數(shù)值(λ′,α′)，應用算法1，再執(zhí)行局部搜索以確保算法1找到最佳解決方案。為此，每個地區(qū)i重新分配給除“自己”組以外的所有組。 例如，在3組的情況下，算法1找到最優(yōu)解決方案將地區(qū)A分組到組1中，然后，局部搜索將地區(qū)A重新分配給組2，然后重新分配給組3，并且每次檢查地區(qū)A的目標函數(shù)是否因重新分配而減少。如果此局部搜索導致目標函數(shù)的任何改進，則所得到的新分組標記為γ″且初始分組設置為γinit=γ″。通過保持n恒定重復步驟2鄰域跳躍，然后是新的局部搜索。如果本地搜索沒有導致任何重新分配就可以確定算法1找到了局部最小值。下一步，通過設置n=n+1重復鄰域跳躍，這意味著現(xiàn)在有2個地區(qū)被隨機重新分配到2個隨機選擇的組。一旦達到neighmax,步驟2和3將被執(zhí)行itermax次。對于算法2，參數(shù)的起始值的選擇不如算法1重要。因此，借鑒Bonhomme和Manresa(2015)的做法，并考慮到算法2提供比算法1更快和更可靠的估計，本文使用算法2，其中Ns=10，其中N是起始值，并且設置Ns、neighmax、itermax都等于10。群組劃類需要計算方差協(xié)方差矩陣，為此使用重復100次的bootstrap方法來計算。

3. 組數(shù)量確定

組數(shù)增多會減少目標函數(shù)值，增加了過度擬合的可能性(Brusco等，2008)。為了確定最佳群組數(shù)，我們估算了G=1到G=5的回歸，并計算了貝葉斯信息準則(BIC)值(參見表3)，BIC的計算如下：

表3 BIC及最優(yōu)組數(shù)量

(4)

(5)

BIC能評估模型的整體擬合度，并引入?yún)?shù)數(shù)量的懲罰項。Bonhomme和Manresa(2015)認為該BIC性能表現(xiàn)得相當好，而且BIC提供了真實組數(shù)的上限值。

表3顯示，隨著G數(shù)量的上升，BIC值穩(wěn)步下降，當G=4組時BIC的值最小，而當G=5時，BIC的值開始上升，所以本文選擇G=4組作為最優(yōu)值。其實，GFE方法適合處理具有時間較短所以地區(qū)收入的內(nèi)部差異較小特征的數(shù)據(jù)(本文數(shù)據(jù)時間跨度較小，僅4個年份)，Bonhomme和Manresa(2015)指出GFE方法只要正確地指定了組的數(shù)量，就可以很好地處理較短期的面板數(shù)據(jù)，并且可以生成一致的估計值。

圖1 特定組的時間效應

四、 實證分析

本節(jié)將實證考查財政分權(quán)與公共服務可及性、貧困發(fā)生率及貧困脆弱性之間的關(guān)系，表4報告了式(1)模型即財政分權(quán)對多維貧困、貧困人頭率及貧困脆弱性的回歸結(jié)果。如前文所述，負向(正向)系數(shù)表明外生變量的有益變化比如公共服務可及性提高或貧困下降(無益)的效果，所有的標準差聚類到省級層面。

表4 財政分權(quán)的貧困效應

從表4的第1列、第3列及第5列組固定效應回歸的對比結(jié)果可以看出，財政分權(quán)對多維貧困、貧困人頭率、貧困脆弱性均有負向影響，但財政分權(quán)對貧困人頭率的影響并不顯著，該結(jié)果強調(diào)了貧困是一個多維現(xiàn)象的重要性，其實，Sen(1999)認為可行能力是衡量個體福利或貧困程度的核心指標，從動態(tài)發(fā)展的角度看，個體的福利或被剝奪并不能僅僅從消費或收入一個維度進行測量，而需要從可行能力和自由的多個維度進行考察。World Bank(2016)指出貧困作為多維現(xiàn)象反映了教育、健康和生活水平等多方面的剝奪。多維貧困和貧困人頭率結(jié)果之間的差異說明，地方政府可以減少某些方面的剝奪，而不會對個人的收入(消費)產(chǎn)生影響。比如，由于地方政府的行為，生活在貧困線以下的個體且三個維度的多維貧困中即使只被剝奪兩維，但仍可能處于貧困線以下。另外，使用單一貧困門檻的貧困人頭率(貧困發(fā)生率)存在如下不足，其一，它沒有考慮到貧困的嚴重程度；其二，它假設貧困在一個特定的家庭中均勻分布，忽視了兒童或老人這些脆弱性人口數(shù)量。表4的第2列、第4列及第6列是控制了內(nèi)生性后的組固定效應回歸的對比結(jié)果，從中可以發(fā)現(xiàn)，財政分權(quán)顯著地促進了公共服務可及性，地方本級財政收入占全部收入的比每增加1%，將會引致多維貧困下降0.3%，該結(jié)果在1%的統(tǒng)計水平下顯著，表明地方政府提供公共服務有助于更好地解決當?shù)匦枨蠛透纳乒卜铡５?和第6列復制了第2列的方法，并分別使用貧困人頭率、貧困脆弱性作為因變量，控制地方政府自主收入內(nèi)生變量問題后，財政分權(quán)減少了貧困發(fā)生率及貧困脆弱性，但這些結(jié)果僅在10%的統(tǒng)計水平下顯著，與對多維貧困的影響系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平下顯著相比，對貧困人頭率、貧困脆弱性的影響在該統(tǒng)計水平下并不顯著，這也說明地方政府在預防貧困方面存在諸多需要改進之處，對貧困的前瞻性及未來貧困問題似未有觸及。本文實證結(jié)果與經(jīng)典理論(Oates，1993)及Tiangboho(2019)的分析結(jié)論相同，但與Spulveda和Martinez-Vazquez(2011)得出財政分權(quán)增加貧困的結(jié)論相反，這可能是本文與其使用的方法不同或特定國情不同所致，盡管Spulveda和Martinez-Vazquez(2011)使用了固定效應估計，但跨國回歸無法解釋可能影響貧困的個別國家情景，而且該文使用人口和對外開放對數(shù)作為財政分權(quán)的工具變量可能與因變量相關(guān)，這違反了外生性假設，可能使結(jié)果產(chǎn)生偏誤。需要指出的是，為避免多重共線性問題，宏觀的諸如對外貿(mào)易、人口撫養(yǎng)比等控制變量本文沒有納入回歸模型之中，本文只控制了轉(zhuǎn)移支付、城鎮(zhèn)化以及后文的GDP等變量即使將這些變量納入回歸模型中，結(jié)論也基本不變。限于篇幅，本文未列示這些回歸結(jié)果，備索。。中央轉(zhuǎn)移支付變量對多維貧困的影響為負向，揭示了從中央政府到地方政府的轉(zhuǎn)移支付有助于提升獲得公共服務的機會，這種影響可能通過對地方政府獎勵轉(zhuǎn)移支付來實現(xiàn)，并擠入地方財政支出來提供更多公共服務(Bird和Michael，2002；Bracco等，2015)。轉(zhuǎn)移支付彌合了一些地方政府支出責任與收入稟賦之間的差距，但轉(zhuǎn)移支付對貧困人頭率、貧困脆弱性的影響卻為正，而且中央政府轉(zhuǎn)移支付系數(shù)無論是在多維貧困、還是在貧困人頭率和貧困脆弱性方面均沒有表現(xiàn)出統(tǒng)計顯著性，這說明中央政府給予地方政府的轉(zhuǎn)移支付存在潛在的無效率問題并占據(jù)了主導地位資料所限，本文沒有對轉(zhuǎn)移支付中的專項轉(zhuǎn)移支付、一般性轉(zhuǎn)移支付及稅收返還進行分類后再對貧困之影響分別進行分析或展開效率問題研究，但稅收返還的無效率往往受到詬病。近年來，盡管財政部把中央對地方轉(zhuǎn)移支付、中央對地方稅收返還平等列示，但中央對地方稅收返還和轉(zhuǎn)移支付決算表仍放到一張表中計算。，正如Prud(1995)指出的那樣，地方政府可能將轉(zhuǎn)移支付從中央規(guī)定的目標轉(zhuǎn)移到個人利益上了。中國轉(zhuǎn)移支付中的專項轉(zhuǎn)移支付是中央政府根據(jù)地方實際情況按項目確定的補助形式，它通常具有特定的用途，許多專項補助都要求接受補助的地方政府必須提供相應的配套資金，在一定程度上也會影響專項補助資金的使用效果。因為，一般而言經(jīng)濟發(fā)展水平越低的地區(qū)，政府的財政能力也就越薄弱，這些地方政府無力提供相應的配套資金以獲取中央政府的專項撥款。同時, 隨著專項轉(zhuǎn)移支付規(guī)模的逐漸擴大比如2004年，中央轉(zhuǎn)移支付總額為10222.44億元(含稅收返還，稅收返還數(shù)量為4051億元)，專項轉(zhuǎn)移支付為3237.71億元，專項轉(zhuǎn)移支付占比為31.67%，財力性轉(zhuǎn)移支付為2933.73億元，占比為28.69%；2017年，中央轉(zhuǎn)移支付總額為65051.78億元(含稅收返還，稅收返還數(shù)量為8022.83億元)，專項轉(zhuǎn)移支付為21883.36億元，專項轉(zhuǎn)移支付占比為33.64%，財力性轉(zhuǎn)移支付為35145.59億元，占比為54.02%。，覆蓋面越來越廣，在地方財政財力緊張的情況下，部分資金可能成為地方政府的“吃飯”錢，出現(xiàn)了專項轉(zhuǎn)移支付財力化的現(xiàn)象(解堊，2007)。而且現(xiàn)行的一般性轉(zhuǎn)移支付雖然其中的一些項目具有提高公共服務可及性的性質(zhì)，但大多具有專項用途，這些轉(zhuǎn)移支付資金下達地方后，一般并不能增加地方政府的可支配財力，這種一般性即財力性轉(zhuǎn)移支付專項化傾向，不利于地方財政增加公共服務供給。城市化水平提高對多維貧困的影響系數(shù)是較為顯著的負數(shù)，城市化對貧困人頭率在沒有控制內(nèi)生性的組固定效應中只在10%的統(tǒng)計水平上為負，而對貧困脆弱性雖然為負向影響但不顯著，這說明城市化較高的地區(qū)有改善公共服務并減少貧困的趨向。

1. 異質(zhì)性分析

多維貧困是公共服務可及性的代理指標，因為設計該指標時考慮了貧困被剝奪的多個維度問題，上述分析表明財政分權(quán)顯著地減少了多維貧困、增加了公共服務的可及性，但是該結(jié)果可能隱藏了財政分權(quán)對多維貧困中的各個維度(健康、教育、生活水平)的不同影響，為探索這種可能性，接下來分析財政分權(quán)對多維貧困的分項影響。

表5報告了每一個因變量剝奪份額為30%時的回歸結(jié)果，控制變量之間可能有關(guān)聯(lián)比如城市化和地區(qū)自主財政收入，為減少多重共線性問題，首先只使用了財政分權(quán)單個變量與多維貧困的每個維度做回歸(參見表5中的第1、4、7列)；其次在多維貧困的每一維度中包含了該維度的滯后項，以期減少現(xiàn)在和以前的剝奪水平之間的潛在跨期依賴。表5的第3、6、9列為控制了內(nèi)生性后的回歸。結(jié)果表明，財政分權(quán)對多維貧困中的健康貧困雖然為負向影響，但并沒有表現(xiàn)出統(tǒng)計顯著性；財政分權(quán)對多維貧困中的教育貧困表現(xiàn)出了較為顯著的正向影響，這可能是因為地方政府將過多的財政資金投入到非教育領(lǐng)域，造成教育供給不足或教育資源被擠占，比如地方財政收入增加時，盡管教師可能有10%工資補貼，但教師和公務員這些財政供給人員的工資基本上是同步增加的，教師的比較效益不大進而可能影響了教育貧困的減少。況且，有些地方可能把增加的財政收入用于優(yōu)化招商引資的“硬環(huán)境”中，教師工資的增加調(diào)整只體現(xiàn)在檔案工資中，造成工資的“空調(diào)”現(xiàn)象。在對地方政府的績效考核中，教育、健康等領(lǐng)域的考核指標多由反映質(zhì)量的指標組成，比較難以考核，所以出現(xiàn)了地方政府對教育、健康等領(lǐng)域的輕視，地方財政收入增加或地方本級財政收入占地方一般公共預算收入的比重增加時，教育貧困、健康貧困并不必然下降。另一個可能的解釋在于，隨著中央政府對教育、健康等這些外溢性較強的公共服務事權(quán)的上收，地方政府提供此類服務的責任在下降。近年來，環(huán)境問題、住房問題越來越受到重視，比如在政績考核中增加了要求農(nóng)村地區(qū)實施垃圾集中處理的選項，再比如政績考核要求城市地區(qū)增加廉租房、經(jīng)濟適用房的數(shù)量，地方政府增加的收入就多用于這些方面，使財政分權(quán)降低了多維貧困中由住房和垃圾處理組成的生活條件的貧困。表5還顯示，財政分權(quán)對生活條件貧困的系數(shù)絕對值是最大的，也說明地方政府可能更傾向于增加對生活條件貧困的財政投入，這些諸如由垃圾處理、住房組成的生活條件公共服務多由地方政府負責提供。

表5 多維貧困的分項回歸

為更清楚地確定地方政府更關(guān)注城鄉(xiāng)哪個地區(qū)，樣本分為城市和農(nóng)村兩個子組，分析城市和農(nóng)村的被剝奪人口對財政收入變化作出何種反應，結(jié)果見表6。

表6 城鄉(xiāng)分組的回歸

表6顯示，無論是GFE方法還是GFE_IV方法，財政分權(quán)對城市的多維貧困均無顯著影響，而財政分權(quán)顯著降低了農(nóng)村的多維貧困，而且農(nóng)村GFE方法、GFE_IV方法計算的財政分權(quán)系數(shù)絕對值均大于相應方法的城市財政分權(quán)系數(shù)絕對值，這表明與城市相比地方政府更有可能增加農(nóng)村人口獲得公共服務的機會，減少農(nóng)村的被剝奪水平。其可能的原因或者是城市化增加了公民的需求，這些需求可能會限制地方政府的公共服務供給水平，抑或是有些地方的城市公共服務供給已經(jīng)達到一定水平，城市公共服務如果再增加可能會出現(xiàn)邊際收益下降，加之近年來對地方政府考核轉(zhuǎn)向農(nóng)村基本公共服務提供上來，所以，財政分權(quán)增加了農(nóng)村公共服務的可及性。

2. 穩(wěn)健性檢驗

前述分析可能對包含其他變量(比如人均GDP等變量)比較敏感，為此，表7是加入人均GDP控制變量并利用GFE、GFE_IV方法進行回歸后的估計結(jié)果。

表7 加入人均GDP變量后的回歸

使用組固定效應及工具變量的組固定效應結(jié)果顯示，財政分權(quán)對多維貧困起到了非常顯著的降低作用，即地方自主收入占總收入比增加將有助于增加獲得公共服務的機會和可及性。財政分權(quán)對貧困人頭率(發(fā)生率)的影響只是在利用工具變量組固定效應方法時顯示出10%的統(tǒng)計水平的負向影響，當使用組固定效應時財政分權(quán)對貧困人頭率的影響根本不顯著。無論是使用GFE方法還是GFE_IV方法，財政分權(quán)對貧困脆弱性的影響雖然均為負向，但也均沒有表現(xiàn)出統(tǒng)計顯著性。上述這些結(jié)論再一次說明貧困是一個多維現(xiàn)象的重要性，財政在預防貧困發(fā)生方面或者在預防前瞻性貧困方面還大有用武之地。人均GDP增加對多維貧困、貧困發(fā)生率、貧困脆弱性沒有顯著影響，這說明經(jīng)濟增長并不能自動消除貧困，貧困作為一種相對剝奪現(xiàn)象可能會長期存在，也說明反貧困需要相應組織介入再分配或第三次分配領(lǐng)域。中央轉(zhuǎn)移支付對多維貧困、貧困發(fā)生率、貧困脆弱性的系數(shù)符號均無統(tǒng)計顯著性。城市人口增加有促使地方政府增加公共服務供給、降低貧困發(fā)生率的趨向，但該變量對貧困脆弱性降低的作用不顯著。當使用財政分權(quán)的滯后項作為工具變量時，財政分權(quán)對多維貧困有非常強的降低作用，而財政分權(quán)對貧困發(fā)生率、貧困脆弱性盡管也有一些降低作用，但并沒有表現(xiàn)出統(tǒng)計顯著性，結(jié)果見表8。

表8 財政分權(quán)的滯后項作為工具變量

另一個與敏感性相關(guān)的檢驗是多維剝奪臨界值的選擇，當分別使用20%和40%作為剝奪門檻值時，使用工具變量的組固定效應模型均顯示(見表9)，財政分權(quán)顯著降低了貧困脆弱性，而且當剝奪門檻值提高時，財政分權(quán)增加公共服務供給的效應更大。本節(jié)分析表明本文結(jié)論具有穩(wěn)健性特征。

表9 MPI截斷點為20%、40%時的回歸

3. 討論

前述結(jié)果分析表明，財政分權(quán)(以地方自主收入占全部財政收入比代表)會減少多維貧困，以財政自主收入衡量的權(quán)力下放確實與較低的多維貧困有關(guān)。為檢驗財政分權(quán)與多維貧困之間是否存在非線性關(guān)系，我們還把財政分權(quán)的平方項作為控制變量納入回歸模型中，結(jié)果顯示，財政分權(quán)的平方項系數(shù)為負且不顯著(1)限于篇幅，本次回歸結(jié)果未列示，備索。，這說明財政分權(quán)與多維貧困之間更多呈現(xiàn)線性關(guān)系即不存在一個最優(yōu)點(未超過該點時，地方政府在減貧方面有效率，超過該點時中央政府將起到非常關(guān)鍵的作用)，現(xiàn)階段地方政府在減貧方面仍大有可為，同時，這也說明一些有助于減少多維貧困(比如垃圾處理)的公共服務由地方政府負責可能更好。當然，財政分權(quán)對多維貧困中的教育貧困的正向影響又表明一些促進個體發(fā)展的公共服務(比如教育)由中央政府負責可能更好，因該類公共服務提供需要更多的資源，由中央政府提供具有規(guī)模經(jīng)濟特征。

五、 結(jié) 論

財政分權(quán)背后的經(jīng)濟邏輯是地方政府在消費者的需求和偏好方面比中央政府有信息優(yōu)勢，如果給予地方政府適當?shù)臎Q策和收入籌集權(quán)利并加強問責制，那么通過有效的公共服務提供就會增加社會福利(Oates，1993)，然而，由于具有規(guī)模經(jīng)濟和更好的資源獲取能力特點，中央政府可更有效地提供公共服務，因此，既有文獻認為財政分權(quán)成為減少貧困的工具需要一定的前提條件。本文首先基于中國家庭跟蹤調(diào)查(CFPS)2010年、2012年、2014年、2016年的數(shù)據(jù)，計算了多維貧困、貧困發(fā)生率及貧困脆弱性，多維貧困由健康、教育及生活條件三個維度構(gòu)成，并以多維貧困作為公共服務可及性的代理指標。然后使用組固定效應與二階段最小二乘法結(jié)合方法，對由地方政府自主財政收入占總財政收入比值表示的財政分權(quán)影響公共服務供給及貧困進行省際層面的分析。最后試圖分析財政分權(quán)對城鄉(xiāng)、多維貧困中不同維度的異質(zhì)性影響，并檢驗財政分權(quán)與貧困之間是否存在非線性關(guān)系。結(jié)果顯示：財政分權(quán)提高了公共服務的可及性并減少了貧困發(fā)生率和貧困脆弱性，然而，財政分權(quán)對公共服務可及性的影響遠比對貧困發(fā)生率及貧困脆弱性的影響更加穩(wěn)健；財政分權(quán)更多地降低了多維貧困中的生活條件維度貧困，它并沒有降低多維貧困中的教育及健康維度貧困；財政分權(quán)對城市地區(qū)的公共服務提供沒有顯著影響，它更多地促進了農(nóng)村地區(qū)的公共服務提供，財政分權(quán)與多維貧困之間不存在非線性關(guān)系。

本文結(jié)論為財政分權(quán)及反貧困提供了重要的政策啟示：公共服務具有多維度特征，地方政府在提供某些(類)公共服務方面可能更有效，地方政府在提供某些(類)公共服務方面無效率(或稱財政分權(quán)反而使得多維貧困中的某維度貧困增加)，說明此類公共服務(該維度貧困)可能需要財政集權(quán)提供(解決)，以使得地方政府轄區(qū)內(nèi)的溢出效應內(nèi)部化，而且政策設計應考慮到城鄉(xiāng)異質(zhì)性問題；財政分權(quán)對貧困發(fā)生率及貧困脆弱性的影響較為微弱，說明財政制度在瞄準和預防貧困方面還大有可為，比如，減貧進程中應實現(xiàn)中央政府監(jiān)督與民眾“發(fā)聲”的結(jié)合來約束地方政府行為，中央政府應把反貧困指標納入對地方政府的考核體系中；是否賦予地方政府更多的稅收自主權(quán)或更多的支出責任也是完善財政分權(quán)制度需要考慮的問題。

本文的分析工作還有需要進一步完善的地方。數(shù)據(jù)所限，本文只計算了2010年、2012年、2014年、2016年微觀個體(家庭)的多維貧困、貧困發(fā)生率和貧困脆弱性，更長年份的調(diào)查(比如CHNS)雖然能滿足貧困的計算要求，但由于調(diào)查省份有限，難以滿足考查財政分權(quán)與貧困減少的平衡面板分析要求，含較多省份、較長時間跨度的微觀數(shù)據(jù)難以獲得，影響了研究主題的動態(tài)分析。財政部從2015年起才公開了中央對各地方政府的專項轉(zhuǎn)移支付、一般性轉(zhuǎn)移支付等分類別轉(zhuǎn)移支付數(shù)據(jù)，如果能把各省分類別的轉(zhuǎn)移支付作為控制變量納入分析的話，結(jié)論可能會更客觀。未來研究的擴展可能包含以下內(nèi)容：對窮人最有意義的財政分權(quán)效應可能發(fā)生在省級以下政府層級那里，而省級以下收入或支出財政分權(quán)與反貧困的研究卻鮮有涉及。當然，進一步研究如何在不失公平條件下建立親貧、更優(yōu)的財政分權(quán)體制也是十分必要的。