政府财政权力下放与农村减贫效应再检验
政府财政权力下放与农村减贫效应再检验——基于生产性支出结构和效率二重视角
摘 要： 本文从财政生产性支出结构和生产性支出效率双重视角探讨了政府财政权力下放影响农村减贫效应，并且运用1995-2017年中国30个省份的面板数据进行了实证分析。研究结果表明：(1)财政权利下放显著降低农村贫困人口比例，农村减贫效果明显；(2)财政权利下放通过提高生产性支出比例和生产性支出效率两路径影响农村减贫效应；(3)研究时期内，财政权力下放有助于增强生产性支出和民生性支出，但仍以生产性支出为主要路径，以社会保障支出的民生性支出路径也比较突出，而以教育支出的民生性支出路径并不显著。
关键词： 财政权力下放； 减贫效应； 生产性支出结构； 生产性支出效率； 民生性支出
一、引言与文献综述
十九大报告指出，要动员全社会一切力量，实施精准扶贫、脱贫战略，以扶贫同扶志、扶智为结合点，以东西部扶贫为协作点，以攻克深度贫困地区脱贫为关键点，从而解决区域性整体性贫困，打赢脱贫攻坚战。自1994年分税制改革以来，我国农村地区贫困人口数量大幅下降，这与政府运用公共财政支出作为降低农村贫困发生率的重要工具和手段密不可分。正是对贫困的精确识别和政府财政支出的精确制导才促成了我国良好的扶贫脱贫效果。但随着我国进入经济转型时期，人力资本、产业结构升级及经济增长动力转换必然会对扶贫脱贫造成一定影响，伴随着我国农村地区贫困人口基数大、部分地区贫困发生率较高等现象，因而经济新常态下扶贫脱贫仍然是一项艰巨而又重要的任务。
对公共支出与农村贫困水平治理的话题的探讨一直为学者所亲睐，特别是针对财政分权领域的农村贫困治理效应议题的探讨，主要表现在以下两个层面。第一个层面，关于影响效果层面的探讨，即财政权力下放影响农村贫困水平的积极、消极和不确定三个方面的作用效果。首先，财政权力下放显著性有利于降低农村贫困水平，无论是直接效应还是间接效应，财政权力下放都有助于缓解农村贫困水平；
其次，财政权力下放对农村贫困水平的影响存在消极表现，即财政权力下放可能导致更低的公共产品供给，甚至偏向高收入领域的公共产品与服务供给，进而不利于降低农村贫困水平；再次，部分学者也指出财政权力下放对农村贫困水平的影响具有不确定性。Martinez-Vazquez等(2006)认为经济增长与财政权力下放具有非线性关系。万广华和张茵(2006)也认为中国农村减贫效应存在先促进后抑制的状况，可能在到达财政权力下放程度临界点后，这种下放程度的提高反而抑制经济增长，降低了农村贫困水平。最后，刘建民等(2018)从财政收入分权和财政支出分权角度探讨了财政分权的减贫效应，结果表明，财政收入分权减贫效应呈现显著抑制作用，而财政支出分权减贫效应呈现显著促进作用。第二个层面，关于影响机制层面的探讨，即财政权力下放影响农村贫困水平作用机制。一方面，Fan(2000)认为在财政权力下放体制下，有利于形成有效激励地方政府实施增加转移支出政策以改善贫困状况的机制，直接提高农村贫困人口收入和消费水平，改善农村贫困状况。另一方面，一般来讲，财政权力下放也能够激励地方政府推动经济增长，通过增加基础设施建设支出提高贫困人口就业率，通过增加面向教育、健康、就业与社会保障等方面的支出提高农村地区劳动力人力资本，进而提高劳动者收入水平，促进经济增长。又或者通过增加转移性支出有效抑制收入不平等程度从而改善农村贫困状况。
而财政权力下放的减贫效应探讨中，关于财政支出结构影响农村减贫效应的探讨主要表现为如下方面。包括教育、医疗卫生、社会保障以及基础设施等领域财政支出结构的减贫效应的相关探讨大量涌现，但尚未取得一致的看法。如Jung等(2015)认为教育财政支出有显著的减贫效应，但王娟和张克中(2012)认为教育财政支出没有产生显著的减贫效应。龚维进等(2018)研究认为显著提高减贫效应的财政支出包括教育、就业和社会保障、农林水利事务等方面支出，但医疗卫生支出的减贫效应不显著。陈鹏和李建贵(2018)指出财政各支农资金支出显著促进贫困人口减贫增收，但存在区域异质性。特别地，学者也基于财政支农支出内部结构探讨减贫效应，如陆文聪等(2008)认为农林水利气象支出、农村基本建设显著促进农民增收；李明桥(2013)和Lowder(2017)也从农业救济和农业保护性补贴的视角进行了探讨。同时，关于扶贫资金投入效率影响农村减贫也存在零星碎片化的探讨。如刘冬梅(2001)基于扶贫资金投入效率角度分析，认为扶贫资金投入能够明显改善减贫局面。由于我国财政支农资金的纯技术效率普遍较低，导致财政支农助推减贫能力遭到削弱。
虽有学者就财政支出结构与农村减贫效应关系进行探讨，但少有学者就财政权力下放对财政支出结构和支出效率的边界问题进行区分，即财政权力下放对地方政府财政支出的结构在农村减贫方面所占的比例大小和财政支出效率的影响。事实上，一方面，经济增长、收入分配等是降低农村贫困水平的一个重要变量，经济增长、收入分配有利于脱贫和减贫治理，但是经济增长不完全等同于农村脱贫减贫。其农村减贫的治理效果如何，取决于诸多因素，特别是取决于财政支出的结构，当财政支出的结构用于减贫脱贫的比重较大时，农村减贫治理效果才显著；另一方面，农村减贫效应还取决于公共财政支出的效率，作用于扶贫脱贫的支出效率越高，农村减贫效果越显著，这不仅仅取决于对农村贫困的精确识别问题，更取决于财政支出结构的精确制导效应。因此，本文将重点关注财政权力下放对财政支出结构及支出效率的影响，特别是如何影响农村减贫效应。
本文主要边际贡献体现在：一是探究视角上，有别于以往的研究，从生产性支出结构和生产性支出效率视角探究财政支出对农村减贫效应的影响；二是探究路径上，从生产性支出结构和生产性支出效率两条路径阐述了财政权力下放影响农村减贫效应的机制；三是探究内容上，比较了生产性支出和民生性支出影响农村减贫效应的作用路径的主次，为进一步推进优化财政减贫支出结构提供经验价值和理论依据。
二、理论模型及研究假说
本文将财政权利下放与地区减贫水平纳入一个统一框架下，为了在数理模型中引入行为人优化分析过程，避免结果等同于假设的现象，利用发展的一般均衡模型进行理论探究。
(一)效用函数
假设消费者的效用函数偏好满足常替代弹性函数(constant elasticity of substitution，CES)形式，其效用最大化形式为
(1)
s.t.p(ω)q(ω)dω≤G
(2)
其中，ω表示一类特定商品，q(ω)表示对特定商品的消费，pω表示特定商品的价格，σ表示异质性商品之间的替代性；N表示商品的总类数，G表示消费的预算总支出或总收入。
运用拉格朗日定理对上述式(1)、(2)进行求解可求解出商品的需求函数为
(3)
本文假设具有垄断竞争的行业结构，针对单个企业进行生产经营决策时，其企业是价格接受者，即行业价格指数P既定的，换言之，一般均衡模型中价格指数P内生决定的。
(二)企业生产行为
假设政府生产性支出全部用于企业生产投资，且企业生产投资资金仅仅来源于政府生产性支出。一方面，企业可能运用此投资调整完善企业的生产结构，进而带来中间产品产出的增加；另一方面，企业也可能运用此投资实施创新研发策略，促进生产效率的提升。
首先，根据刘悦、周默涵(2018)的研究，将中间产品生产行为量化为每消耗mω单位的中间产品可以产出q(ω)单位的商品。
2=mωAω
(4)
其中，Aω表示企业生产率，且企业每生产一单位的中间产品付出的单位成本为c。
其次，企业进行创新研发的单位投资成本为φ，即企业的投资效率，单位投资成本与企业投资效率负相关；实现Aω的企业生产率，其投资成本为φAω。
最后，企业不仅付出中间产品成本，而且在最终产品的生产过程中，还需付出固定成本f。因此，企业的利润最大化为
(5)
式(5)等价于
(6)
(三)政府行为
地方政府生产性资金投入与政府权力下放息息相关，因此生产性支出结构偏向、支出效率偏向也与政府财政权利下放关联。假设政府财政权利下放的生产性支出结构偏向为τ1；生产性支出效率偏向为τ2；生产性支出结构为s，生产性支出效率用e表示；其中0≤τ1≤1，0≤τ2≤1。政府权力下放用T表示。即政府生产性支出预算约束为
g(sTτ1)λ1·(eTτ2)λ2=G
(7)
其中，λ1、λ2分别表示生产性支出结构、生产性支出效率的资本弹性系数。
(四)一般均衡分析
根据式(6)分别对q(ω)、Aω求一阶导数，并将式(7)引入，即改写成
(8)
进一步，根据Ravallion 和 Chen(1997)提出的地区减贫水平与经济增长模型。
lnPIit=αi+βlnyit+εit+rt-βvit
(9)
其中，PIit表示地区减贫水平，αi表示不同地区差异固定影响，β表示减贫的经济增长弹性，yit表示地区人均产出水平，εit表示减贫政策随机误差项，vit表示地区经济增长误差项。
进一步处理式(9)，等价于
(10)
式(10)对T求偏导，
(11)
式(10)对T求偏导后再分别对生产性支出结构、生产性支出效率e求偏导，
(12)
理论推导结果显示，式(11)表明农村地区减贫水平与财政权力下放程度正向相关，式(12)表明生产性支出结构和生产性支出效率与财政权力下放的减贫效应正向相关。这也表明农村贫困治理的运行机制和重要目标与财政政策方向间具有内在规制和内在逻辑。简而言之，生产性支出结构和生产性支出效率直接影响了财政减贫资金投入规模、运用方向、使用效率，与财政减贫资源有效配置直接相关。一方面，作为财政政策重要取向，生产性支出结构和生产性支出效率通过有效配置财政资源，显著促进经济增长和收入分配公正公平，为减贫创造重要物质基础。一个重要转变体现在，经济增长减贫效应由兼顾效率和公平的以优先发展为核心的涓滴式增长、机会公平成果共享的广纳式增长逐步向注重经济参与、创造同等机会的益贫式增长转变，这很可能与生产性支出结构和生产性支出效率的财政政策取向密不可分。另一方面，以生产性支出结构和生产性支出效率为核心的财政政策取向，代表社会政策和社会制度价值方向，有助于为减贫提供基本的制度环境与机制保障。
具体地，一是财政权力下放改变生产性支出结构的视角。财政权力下放能够激励地方政府推动经济增长，有利于地方政府发展地方经济以改善地区居民福利。Faguet(2004)指出分税制改革后，地方政府能够显著提高在农业、教育、医疗等领域的财政支出比例，扶贫支出比例的提高显著改善了农村贫困人口的生活水平。一方面，财政权力下放能够促使政府扩大公共支出规模，财政支出规模的扩大提高了财政扶贫领域的支出规模，尤其是增加生产性领域的支出规模。另一方面，财政权力下放之后，地方政府会产生竞争效应，为了争夺有限的资源，财政支出结构一般会偏向于增加生产的公共投入，如增加农业支出投入、基础设施建设支出等；在财政支出结构之中存在替代性，因而有利于健康、教育、就业和社会保障的服务性财政支出将会产生挤出。同样Heine(2006)认为政府在财政权力下放之后所拥有的更大的自由行政权力和自由处置权，更偏向于边际产出价值的财政支出行为，即注重提供生产性公共支出而不是服务性公共支出。因此，财政权力下放对地方政府公共支出结构产生了扭曲作用，对地方政府教育支出比重产生显著的负影响，平新乔等(2006)也认为分税制改革导致的财政激励不仅改变了公共品供给结构，也改变了政府支出的模式。张宇(2013)认为财政收入分权与生产性公共支出比例呈现倒U型关系，且支出分权程度会降低这一临界值。可以判断，财政权力下放能够引起财政生产性支出结构发生改变。
二是财政权力下放影响生产性支出效率的视角。一般地，地方政府具有信息获取、传导、整理的成本优势，对本地区消费者偏好、公共供给状况、产品提供成本更为熟悉，财政权力下放有利于地方政府提高财政支出效率，进而对公共产品和服务需求的增加，形成财政支出规模效应和财政支出效率溢出效应。Treisman(2007)指出财政权力下放后地方政府会获得更多的机会和收益，政府间的相互竞争保障了地方政府职责和地区居民利益，从而提高了财政支出效率。地方财政竞争程度高会导致公共支出结构“生产性偏向”，生产性财政支出效率与受生产性支出边际收益影响的生产性支出偏向呈现倒U型关系；而适度的财政竞争所形成的支出结构有利于提升财政支出效率，反之，会造成财政支出效率的损失。还有Munnell(1996)发现财政支出结构的支出效率不仅受到因政府竞争导致生产性偏向转变和市场摩擦的影响，还受到政府公共支出产品和服务能力与质量的影响。可以判断的是，财政权力下放能够引起财政生产性支出效率的变化。
综上所述，以基本建设支出和财政支农支出为重点领域的财政生产性支出通过引起支出结构和支出效率的改变，进而提升农业全要素生产率，促进农村地区经济增长，有效提高农村地区的收入水平。同时财政支农投入的增加，改善财政支农资金的配置效率，有利于提高农业产出的生产率。樊胜根(2009)发现政府增加在农业科技与研发、灌溉、农村教育以及基础设施财政支出方面的投入，能够提高农业经济产出效率，实现农业经济增长，从而降低农村贫困水平，改善农村收入不平等状况。财政支农支出的增加能够缓解农村贫困地区资金不足状况，显著性提高农村地区居民消费水平。可以判断的是，财政权力下放能够影响农村减贫效应。
基于以上理论推导和理论基础分析，财政权利下放影响了财政生产性支出结构、生产性支出效率以及农村减贫效应，为构建财政权利下放与农村减贫效应理论框架提供了一个重要理论视角和理论依据。据此，本文提出如下研究假设。
H1 财政权力下放有助于提高生产性支出比例和生产性支出效率。
H2 财政权力下放有助于提高农村减贫效应。主要路径是通过增加生产性支出比例和提高生产性支出效率从而降低农村贫困水平。
三、计量模型设定
(一)基本计量模型设定
为了克服变量间所存在的内生性问题，运用GMM动态面板估计模型进行回归估计。文中将建立动态的GMM模型实证分析财政权利下放对农村减贫效应的影响，计量模型具体形式如下
POVit=α1FDit+θ1RGDPit+θ2RPIit+θ3NYit+θ4SLit+vi+εt
(13)
PCZit=α21FDit+θ1RGDPit+θ2RPIit+θ3NYit+θ4SLit+vi+εt
(14)
ECZit=α22FDit+θ1RGDPit+θ2RPIit+θ3NYit+θ4SLit+vi+εt
(15)
POVit=α3FDit+β1PCZit/β2ECZit+θ1RGDPit+θ2RPIit+θ3NYit+θ4SLit+vi+εt
(16)
POVit、PCZit、ECZit分别表示农村贫困人口占地区总人口比例、财政生产性支出占财政支出比例、财政生产性支出效率；财政权利下放程度用FDit表示；RGDPit、RPIit、NYit、SLit分别表示农业经济发展水平、农村固定资产投入、第一产业从业人员占农村人口比重以及交通基础设施建设水平指标四个控制变量。
其中，式(13)属于基准计量模型，式(14)至式(16)属于中介效应检验模型。本文计量检验的基本思路是，首先对基准计量模型(13)进行估计，以检验解释变量(财政权利下放)对被解释变量(农村贫困程度)的直接作用，如果估计系数α1显著，则继续进行中介效应检验，否则停止检验；其次，对式(14)(15)进行估计，以检验财政权力下放是否通过中介变量(财政支出结构或财政支出效率)对被解释变量(农村贫困程度)产生中介效应；再次，对式(16)进行估计，如果α21、α22与之对应的β1、β2两者系数都显著为正，并且α3也显著为正，α3小于式(13)中的α1，说明解释变量影响被解释变量存在部分中介效应。如果α3系数不显著，则说明解释变量影响被解释变量存在完全中介效应。
(二)变量选择与数据来源
1.变量选择说明
(1)被解释变量。王娟和张克中(2012)选取农村贫困发生率作为衡量农村贫困程度的指标，也有选取农村绝对贫困发生率、贫困线为标准的农村贫困人口数量作为衡量指标。特别地，黄敦平等(2019)选取农村贫困人口占总人口的比重作为农村人口贫困发生率，以反映地区贫困程度。在此基础上，参考孙博文和谢贤君(2018)的做法，以农村贫困人口数占农村人口总数的比例作为衡量贫困程度指标(POV)，具体计算方式为农村贫困程度(农村贫困人口比例)=农村贫困人口数/农村人口总数。
(2)核心解释变量。关于财政权利下放指标的衡量，主要包括财政支出分权、财政收入分权、财政自主度、税收分成率和边际增量分成率五个方面。但考虑到中国政治经济实际运行状况，政府间税收收入分配才是中国财政权利下放的核心体现，因此，本文核心解释变量参考鲁於等(2019)、杨志安和邱国庆(2019)的研究方法，以税收分成比例作为财政权利下放的代理变量，税收分成比例的计算公式为：财政权力下放程度(FD)=地区本身税收收入/地区实际缴纳税收收入总额。
(3)中介变量。一是关于生产性支出结构指标(PCZ)，以基本建设支出和财政支农支出之和占财政支出总和的比例表示。二是关于生产性支出效率指标(ECZ)，运用DEA法对我国30个省份生产性支出效率进行测算，即对综合效率(TE)、纯技术效率(PTE)、规模效率(SE)三种效率值进行测度，且综合效率=纯技术效率×规模效率。因此，选取基本建设支出、财政支农支出为生产性支出效率水平测度的投入指标，选取地区生产总值为产出指标，进行生产性支出效率测算。
(4)控制变量。农业经济发展水平指标，即以人均农业生产总值(RGDP)衡量农业经济发展水平。为消除通货膨胀等因素的影响，对各个地方的农业生产总值依据GDP平减指数进行平减，文中人均农业生产总值采用平减后的农业生产总值与各个地区人口的比值作为人均农业生产总值的指标；农村农户固定资产投入指标(RPI)，为了反映农村地区生产性投入状况，选择农村农户固定资产投资具有较好的效果，原因在于农村农户固定资产投资能够运用于生产，是促使农村经济增长的主要动力之一；第一产业从业人员占农村人口比重指标(NY)，即第一产业从业人员人数与农村总人口总数的比值衡量其从事第一产从业人员状况；交通基础设施建设水平指标(SL)，一方面，考虑到建设和改善交通基础设施的投入力度；另一方面，体现财政预算方向，是政府公共服务的重要表象，所以，以交通道路实际投资额表示交通基础设施建设水平。
表1 主要相关变量含有、来源及衡量情况
2.数据来源说明
考虑数据的可得性，各个地区主要变量的样本数据剔除台湾、香港、澳门及西藏。由于精准脱贫作为三大攻坚战之一，且2017年十九大报告首次提出，要求在2020底完成全面脱贫。因此，本文研究的起止时间设定为：1995-2017年，样本数据来源于1996-2018年各地区国民经济和社会发展统计公报与地区统计年鉴，1996-2018年的《中国统计年鉴》，1996-2018年的《中国财政统计年鉴》，1996-2018年的《中国农村统计年鉴》以及部分数据来源于《新中国六十年统计资料汇编》，部分缺失数据利用插值法获得。
3.变量描述性统计
文中所涉及到的主要变量的描述性统计结果如下表2所示。其中，除人均农业生产总值、农村农户固定资产投入和交通基础设施建设水平进行自然对数处理外，其他变量均是百分比，均值、中位数、最大值、最小值范围在0-1。
表2 相关变量描述性统计
四、实证结果及分析
(一)财政权利下放对农村减贫的影响：基准估计与中介效应
在表3的回归结果中，第一行显示，农村贫困人口比例的一阶滞后项变量均显著为正，表明农村贫困人口比例存在一定的路径依赖特征，贫困发生率较高的地区容易陷入低经济水平的“锁定”状态，这就要求通过财政政策打破这种路径依赖，实现农村可持续减贫。列(1)基准回归结果显示，财政权利下放对农村贫困人口比例的影响为负，且在1%水平下通过显著性检验，系数的绝对值为3.05，表明财政权利下放显著性降低农村贫困人口比例，减贫效果明显。而农村固定资产投入、第一产业从业人员占农村人口比重及交通基础设施建设水平显著性降低农村贫困人口比例；农村农户固定资产投入是影响农村经济增长水平的关键因素，从而有助于降低农村贫困水平；第一产业从业人员占农村人口比重能够体现现代农业生产条件下农业劳动力供给状况，越高的从业比重意味着农民收入水平将增高；交通基础设施建设水平是进行农业生产必不可少的环节，较好的交通基础设施建设水平能够激发农村生产能力和潜力，因此，交通基础设施建设水平高低直接决定农业经济增长水平高低。而农业经济发展水平，即人均农业生产总值对农村贫困人口比例的影响显著性减弱，可能的解释是，由于农业经济发展与减贫效应之间“倒U型关系”，此时农业经济发展水平可能处于后半段部分。
表3中列(2)表明财政权利下放对财政生产性支出比例具有显著性正向作用，即财政权利下放显著地提高了生产性支出比例；农业经济发展水平、农村固定资产投入、第一产业从业人员占农村人口比重及交通基础设施建设水平显著性提高生产性支出比例。列(3)将财政权利下放、财政生产性支出比例同时纳入模型进行回归，对农村贫困人口比例的回归结果显示，财政权利下放显著为负，且与基准回归方程回归系数的绝对值相比，列(3)的回归系数绝对值较小，表明存在通过提高财政生产性支出比例从而降低农村贫困人口比例的中介渠道。
表3 财政权利下放对农村减贫的影响：基准估计与支出结构中介效应
注：*、** 、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著；括号内的值为t值。
(二)财政权利下放对农村减贫的影响：中介效应
表4中列(1)(2)表示了财政权利下放的生产性支出技术效率效应回归结果，列(1)说明财政权利下放显著地提升了生产性支出技术效率水平；列(2)中财政权力下放回归系数为-0.34，相比基准回归方程的财政权利下放回归系数的绝对值较小，且显著，说明财政权利下放通过生产性支出技术效率影响农村贫困人口比例的渠道存在，即财政权利下放有利于提高生产性支出技术效率水平，从而提高生产性产出水平，有利于降低农村贫困人口比例。列(3)(4)表示了财政权利下放的生产性纯技术效率效应回归结果，列(3)说明财政权利下放显著地有利于生产性支出纯技术效率水平的提高；列(4)中财政权力下放回归系数为-0.23，相比基准回归方程的财政权利下放回归系数的绝对值较小，且显著，说明财政权利下放通过生产性支出纯技术效率影响农村贫困人口比例的渠道存在，即财政权利下放有利于提高生产性支出纯技术效率水平，从而提高生产性产出水平，有助于降低农村贫困人口比例。列(5)说明财政权利下放对生产性支出规模效率显著为负，即财政权利下放降低了生产性支出规模效率；列(6)中同时纳入财政权利下放和生产性支出规模效率后，财政权力下放回归系数为-0.20，与基准回归方程财政权利下放回归系数的绝对值相比较小，但不显著，生产性支出规模效率的回归系数也不显著，说明财政权利下放通过生产性支出规模效率影响农村贫困人口比例的渠道不存在。可能的原因在于财政权力下放后，地方政府竞争效应明显，在某些生产领域形成了保护壁垒，对于生产规模的扩大及生产所带来的规模效应产生了阻碍作用，进而造成生产性支出规模效应并不显著。
表4 财政权利下放对农村减贫的影响：支出效率中介效应
从回归结果可知，财政权力下放显著提高生产性支出纯技术效率，而显著降低生产性支出规模效率，但前者强于后者，总体效应表现为财政权力下放显著提升生产性支出效率，从而表现为财政权利下放的生产性支出效率显著降低农村贫困人口比例，即财政权利下放通过生产性支出技术效率渠道降低农村贫困人口比例。财政权利下放之后，地方政府在推动经济增长的有效激励下，势必会提高对外开放程度、生产技术水平、技术创新水平等，促使市场活跃、促进经济增长，进而相应带来生产性技术和纯技术效率溢出效应，提高了财政生产性支出效率水平，有助于提高生产性产出，从而提高农村地区贫困人口参与经济增长过程，并获得经济增长带来的福利和收益，对降低农村地区贫困人口比例发挥了积极作用。
实证分析结果发现，财政权力下放可通过改善生产性支出比例和提高财政支出效率路径来降低农村贫困人口比例，促进农村减贫。一方面，由于过高的政府补助使贫困居民陷入福利依赖，脱贫效果不显著；过低的政府补助会削弱福利政策脱贫效果。财政权力下放之后，通过推进生产性支出比例和结构的改善，有利于更加优化配置财政减贫资源，助推产业发展扶贫、转移就业扶贫、易地搬迁扶贫、兜底保障等主要扶贫方式深化发展，使得精准扶贫成为新常态，扶贫方式更加成熟，为农村减贫提供基本的物质基础保障。另一方面，随着科技创新等新兴技术兴起与广泛应用，不仅是互联网技术、人工智能等通过促使降低农户信息搜寻成本、形成较强价格效应、拓展市场参与范围，进而达到农户增收效果。还有普惠金融通过改善农村贫困地区居民金融服务于产品的获得性、服务质量等，从而改变农村贫困地区收入分配不平等状况。在财政权力下放的同时，新兴技术的应用也进一步增强了生产性支出资源配置效率，提高了财政支出的减贫效果。
表5 稳健性检验结果
(三)稳健性检验
囿于学术界对于财政分权的测算多有诟病的弊端，本文为了验证政府财政权力下放对贫困作用实证检验结果的可靠性和稳健性，一方面，通过变更估计方法的方式对其进行重新实证估计检验，即OLS估计法；另一方面，通过变更不同方式测算所获得的财政分权代理变量的方式纳入模型重新进行估计检验。进一步采用财政支出分权(FDE)、财政收入分权(FDR)和财政自由度(FDD)作为财政权力下放的代理变量，其中财政支出分权(FDE)=地方预算内人均财政支出/中央预算内人均财政支出+地方预算内人均财政支出；财政收入分权(FDR)=人均地方预算财政收入/(人均地方预算财政收入+人均中央预算财政收入)；财政自由度(FDD)=人均地方预算财政收入/人均地方预算财政支出。重新估计检验结果如表5所示，列(1)—(6)的财政分权系数都为负数，且通过5%条件下显著性水平检验，说明三种财政分权测度的代理变量实证检验结果稳健，估计结果具有可靠性。
五、生产性支出与民生性支出的
减贫效应比较
前文从理论和实证角度阐述了生产性支出结构和效率对农村贫困的影响效果和作用机制，但学术界也存在教育、医疗等为主的民生性支出或者社会性支出有助于农村减贫的观点，为了进一步对生产性支出(PRE)与民生性支出(LRE)减贫效果作出比较，通过实证检验的方法判断其二者农村减贫效果孰强孰弱，此问题的解决在一定程度上有助于增强提出政策意见的谨慎性。有鉴于此，本文以基本建设支出占地方财政支出比值作为生产性支出代理变量、教育支出占地方财政支出比值及社会保障支出占地方财政支出比值作为民生性支出代理变量，即基本建设占比(psc)、教育占比(edu)及社会保障占比(soc)，以此同样作为中介变量来进行中介效应检验分析。具体检验结果如表6所示。其中，在样本期间，与表3列(1)的基准回归结果相比，表6列(1)表明，财政权力下放存在通过改变基本建设支出的部分中介效应，从而促进农村减贫；表6列(3)表明，财政权力下放不存在通过改善教育支出促进农村减贫的中介效应；但表6列(5)表明，财政权力下放存在通过改善社会保障支出促进农村减贫的完全中介效应。可以判断的是，在样本期间，财政权力下放都可以增强生产性支出和以教育、社会保障等为主的民生性支出或者社会性支出，有利于农村减贫。但综合全文来看，仍以生产性支出结构和生产性支出效率为主要路径，以社会保障支出的民生性支出路径也比较突出，而以教育支出的民生性支出路径并不显著，其可能原因在于整个样本期间内，尤其是处于前期样本期间，教育脱贫的作用和优势并不突出，导致其结果并不显著。
六、研究结论与政策启示
(一)研究结论
本文从财政生产性支出结构和生产性支出效率视角探讨了政府财政权力下放影响农村减贫效应，并且运用1995-2017年中国30个省份的面板数据进行了实证研究。研究发现：(1)财政权利下放显著降低农村贫困人口比例，农村减贫效果明显；(2)财政权利下放通过提高生产性支出比例和生产性支出效率两路径影响农村减贫效应；(3)研究时期内，财政权力下放都有助于增强生产性支出和民生性支出，但仍以生产性支出为主要路径，以社会保障支出的民生性支出路径也比较突出，而以教育支出的民生性支出路径并不显著。
(二)政策启示
第一，注重财政资金偏向生产性支出结构和效率改进方向协同并进，如通过整合财政减贫专项资金，明晰财政专项资金管理部门职责，加强协调沟通，完善财政减贫体制机制，提升财政减贫资金配置效率和公正公平。进一步增强生产性支出结构和生产性支出效率的减贫作用，提升农村地区经济发展水平和收入分配公平公正水平，这是推动农村减贫治理的根本保障。
表6 生产性支出与民生性支出的减贫效应比较检验结果
第二，重视均衡生产性支出与民生性支出，提升财政支出“造血式”减贫能力，保障财政支出实现由“输血式”的物质保障向“造血式”能力提升的贫困治理方式转变。
第三，大规模物质减贫条件下，增加生产性支出的农村减贫效果明显优于民生性支出。但随着我国精准扶贫不断开展，尤其是后2020时代扶贫将成为时代主题，农村可持续减贫治理成为重要的议题之一。一方面，注重财政扶贫战略转型。推动中国扶贫战略向根本性农村贫困治理方式转变，实现财政制度改革创新和财政支出基本公共服务均等化的社会公共服务支出转变。另一方面，注重财政扶贫政策体系转型。从解决深度贫困地区发展的区域财政扶贫政策，解决农村贫困人口能力的开发式财政扶贫，解决特殊贫困人口的精准财政扶贫政策三个方面推进构建中国财政扶贫政策体系。
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