财政物质资本支出、财政人力资本支出与减贫

刘明慧 章润兰

(东北财经大学财政税务学院,辽宁 大连 116025)

一、引言与文献述评

脱贫攻坚是全面建成小康社会的关键环节。改革开放以来，我国农村减贫取得了显著的成效，农村贫困人口从1978年的77039万人减少到2018年的1660万人，共减少75379万人，同期，农村贫困发生率从97.5%下降到1.7%，减少了95.8个百分点[1]。随着农村扶贫的纵深推进，贫困程度深、减贫成本高、脱贫难度大的特征也日益突出。为此，中央相继出台了《中国农村扶贫开发纲要(2011-2020年)》《中共中央国务院关于打赢脱贫攻坚战的决定》《“十三五”脱贫攻坚规划》，2019年中央一号文件再次将“脱贫攻坚”列为“一号硬任务”。资本的匮乏(包括物质资本及人力资本的短缺)是贫困的根源所在，促进资本的有效形成及积累是贫困治理的可行选项。财政支出与贫困治理目标和运行机制之间存在的内洽性决定了财政支出形成的物质资本和人力资本可以成为减贫的重要手段(刘明慧、侯雅楠，2017)[2]。实践中，财政物质资本支出和人力资本支出的减贫着眼点与具体用途各有侧重，财政物质资本支出主要立足于集中连片型贫困，通过增加农业投入，兴建水利和道路工程，推行生态环保项目，进行开发性生产建设等手段来实现区域内减贫。而财政人力资本支出则着重于零星分散型贫困，通过精确甄别贫困户致贫的原因，提高教育水平，改善健康状况，进行就业培训等方式实现贫困地区人力资本的积淀，在增强个人创收能力的基础上达到减贫的效果。随着脱贫攻坚工作的逐步推进，14个集中连片特困区域，以及分散在非贫困地区的零星贫困日益成为脱贫攻坚的主要障碍。面对这种贫困格局，财政物质资本支出和人力资本支出是否会产生减贫效应？减贫效应是否存在差异？相互之间是否存在关联效应？这种关联效应对贫困影响的程度和方向如何？对这些问题的回应既是基于传统贫困理论所衍生的基本命题，也对调整和完善财政减贫支出结构和实现精准扶贫目标具有重要的意义。

基于物质资本与人力资本形成的财政支出渠道不同，学者们的研究主要聚焦于从不同的支出类型进行分析。在财政物质资本支出减贫效应方面，主要基于三类财政支出加以研究。一是交通运输支出。Arma等(2018)[3]利用印度尼西亚2006-2015年的面板数据，实证分析表明道路基础设施支出对印度尼西亚减贫没有显著影响。Chotia等(2017)[4]基于印度1991-2015年的时间序列数据，运用ARDL约束检验方法，表明以交通运输为主成分的基础设施建设在短期和长期内都可以实现减贫；郭君平(2013)[5]认为，交通基础设施建设对减贫的作用机制具有复杂性，既包括直接和间接作用，也包括正向和反向作用；李慧玲和徐妍(2016)[6]选取我国1988-2014年的省域面板数据，通过构建PVAR数字模型，检验得出公共交通投资对农民收入存在正向冲击效应的结论。二是农林水利支出。Udofia和Essang(2015)[7]运用1980-2012年的时间序列数据，实证分析发现财政农业支出与贫困之间存在关联性，财政农业支出的增加利于贫困的减少。高齐圣和王秋苏(2019)[8]依据1995-2016年宏观数据，运用SVAR模型进行实证分析，结果显示财政支农支出可以通过“输血式”和“造血式”双重渠道实现减贫。王志涛和王艳杰(2012)[9]基于行为反应模型，分析得出财政支农投入反作用于农民纯收入的结论。陈鸣(2017)[10]基于我国1997-2014年省域面板数据，通过运用多种方法检验发现，财政支农支出的减贫效应受制度环境影响。三是环境保护支出。Wang等(2017)[11]认为，生态补偿能产生经济效益，穷人相较于富人从中获益更多，有利于缓解贫困。吴乐等(2017)[12]运用贵州省贫困县调研数据，通过倾向得分匹配法分析发现，当前的生态补偿标准和方式对贫困户的帮助并不明显。

随着财政支出减贫研究领域的不断扩展，国内外学者越来越关注财政人力资本支出的减贫效应，相关的研究主要从三个维度展开。一是教育支出。Rolleston(2011)[13]使用加纳数据检验了教育、家庭福利及居民收入之间的内在联系，建议通过增加教育支出来实现减贫目标。Jung等(2015)[14]采用美国南部16个州1420个县的LISA统计数据，发现对持续贫困县增加教育支出会产生显著的减贫效应。Grimm(2005)[15]运用动态微观模拟模型，分析了科特迪瓦教育政策的分布效应，表明只要教育回报率保持不变，即使最乐观的教育政策也很难对贫困产生影响。龚维进等(2018)[16]利用地级市面板数据，结合固定效应模型检验财政支出减贫效应的结构性差异，表明财政教育支出减贫效应显著。单德朋(2012)[17]利用西部地区2000-2010年省级动态面板数据，采用系统广义距估计方法进行经验研究，认为教育质量和平均受教育年限的权衡替代致使教育支出的减贫效应不显著。二是医疗卫生支出。Asadullah等(2014)[18]利用孟加拉国1971-2010年数据，发现医疗公共支出的增收与减贫效应显著。Sommers(2013)[19]运用反事实分析方法发现美国医疗补助计划有利于减贫。邹文杰(2014)[20]采用动态空间面板模型和门槛面板模型，检验医疗卫生服务均等化的减贫效应，表明医疗卫生服务均等化的减贫效应存在门槛特征，减贫弹性随着公共卫生投入强度和医疗保障水平的提高而提高。三是科技文化支出。Mendola(2007)[21]对孟加拉国两个农村地区微观数据进行倾向得分匹配分析，得出农业技术支出利于减贫的结论。沈能和赵增耀(2012)[22]基于我国1998-2009年的省级面板数据, 采用空间面板回归方法研究发现，农业科研投入的减贫效应明显。王娟和张克中(2012)[23]采用联立方程进行实证分析，发现科教文卫支出的减贫效应并不显著。

综上所述，已有的研究基于不同的财政支出类型来阐析其减贫的效应，这为该领域的研究提供了有益的启发，但仍可从以下三个方面作进一步的完善。第一，国内外学者侧重于从单一视角研究某项财政支出的减贫效应，鲜少基于整体资本积累视角将财政支出进行归类以探究其减贫效果。这会造成对财政支出减贫传导机制的研究缺乏一定的深刻性，以及不能从优化财政支出结构视角为财政减贫提出针对性较强的对策。本文尝试以致贫因素为切入点，将财政支出归类为财政物质资本支出与财政人力资本支出，比较探析这两类支出的减贫效应差异，从而增强财政支出减贫的针对性与有效性。第二，既有文献大多分开研究财政物质资本支出减贫效应与财政人力资本支出减贫效应，而对这两类财政支出减贫的关联效应研究较少。实际上作为人类生存和发展的基本要素，物质资本和人力资本之间存在着密切的相互影响和相互促进关系，而将物质资本和人力资本分开会导致对财政支出减贫机制的研究缺乏一定程度的系统性。基于此，本文在实证模型中引入财政物质资本支出和人力资本支出的交互项，以检验这两类财政支出减贫的关联效应，并对关联效应展开进一步的异质性检验，从而为精准扶贫财政政策的制定提供合理的依据。第三，学界关于不同类型财政支出的减贫效应尚未形成共识，财政支出与减贫之间并非简单的线性关系，可能存在更为复杂的非线性关系。为此，本文在理论分析的基础上，在实证模型中引入财政物质资本支出的平方项，以检验其与贫困之间是否存在更为复杂的非线性关系，从而为该领域的实证分析提供有益的补充。

二、理论分析与命题假设

(一)财政物质资本支出与减贫

物质资本是指长期存在的生产物资形式，包括生产资料、基础设施等。财政物质资本支出通过生产物资存量的变化，直接和间接对减贫产生影响。从直接影响来看，一方面，财政物质资本支出(如农林水利、交通运输等)能够实现区域内居民的物质资本积累，直接提高财富水平，改善生产和生活状况，进而减少贫困；另一方面，财政物质资本支出的“输血”功能通常要强于“造血”功能，容易使被受益人群形成“等、靠、要”的懒惰心理，不利于激发其自我脱贫的动力(汪三贵，1994)[24]。在间接影响方面，财政物质资本支出需借助经济增长和收入调节的传导机制发挥减贫作用。一方面，财政物质资本支出能够带动区域经济增长，而经济增长又通过增加就业、促进资本形成等途径夯实居民增收的基础(Dollar和Kraay，2002)[25]；另一方面，根据库兹涅茨关于经济发展与收入差距变化关系的倒U曲线假说，当经济发展处于早期阶段时，伴随着经济的增长，收入差距将逐渐扩大，使得经济发展的成果很难惠及贫困者。此外，财政物质资本支出对于贫困对象识别及瞄准的精度相对较低，易产生“精英俘获”现象，进一步加大收入差距。因此，财政物质资本支出也可能通过拉大收入差距的中介机制阻碍减贫。

从上述分析结果可以看出，在直接作用机制下，财政物质资本支出既能增加居民财富水平从而正向促进减贫，又可通过降低自我脱贫动力反向抑制减贫。在间接作用机制下，一方面，财政物质资本支出借助于经济增长的“涓滴效应”缓解贫困；另一方面，财政物质资本支出导致收入差距拉大会阻碍减贫。可见，财政物质资本支出对贫困的影响并非简单的线性关系，可能存在相对复杂的非线性关系。而财政物质资本支出水平的高低是决定非线性关系存在的关键因素，其基本逻辑在于，当财政物质资本支出低于某一“门槛值”时，物质资本积累的程度有限，此时经济发展水平位于库兹涅茨倒“U”型曲线的左侧，收入差距扩大带来的减贫负效应会冲抵经济发展带来的减贫正效应，因而无法有效减贫；当财政物质资本支出达到“门槛值”后，物质资本的长期积累将促使居民增收能力不断提高，且收入差距的逐步缩小会进一步强化经济增长的利贫效应，进而使减贫效果得以充分体现。因此，本文提出假设1：

H1：财政物质资本支出与贫困水平之间存在倒“U”型关系。当财政物质资本支出强度位于较低水平时，支出强度的增加剧贫困的发生；当财政物质资本支出强度突破“门槛值”时，其减贫效应才得以显现。

(二)财政人力资本支出与减贫

随着对财政支出减贫理论研究及实践探索的不断深入，越来越多的学者认识到贫困的根源不仅在于宏观物质资本的缺失，而且更归因于微观人力资本的匮乏(和立道等，2018)[26]。人力资本是体现在劳动者身上的资本，集中表现为劳动者的知识技能、文化技术、健康状况与经验等。对于贫困群体而言，人力资本的短缺是致贫的实质性因素(Sen，1999)[27]，加强财政教育、健康、医疗等方面的支出，有利于贫困群体形成人力资本积累。

通常情况下，财政人力资本支出可以通过“内部效应”和“外部效应”双重维度作用于减贫。就内部效应而言，财政人力资本支出通过提高居民自身的生产效率而对减贫产生最终影响，具体表现为财政教育、科技、医疗卫生方面的财政支出减贫效应。首先，财政教育和科技支出能对贫困人口进行“扶智”和“扶志”，促使其不断更新观念并开阔视野，开发创新性思维，有意识地通过分工劳动和专业化生产提高劳动生产率，增加市场回报以拥有脱离贫困的机会(杨俊、黄潇，2010)[28]。其次，健康是其他形式人力资本的载体，健康冲击会迫使劳动者降低生产效率，损害创收能力(高梦滔、姚洋，2006)[29]，财政医疗卫生支出为居民提供健康保障，从而可以延长其有效工作时间，并使其承担较大的工作强度，通过生产效率的不断提高保障收入的不断增加，最终对减贫产生促进作用(涂冰倩等，2018)[30]。外部效应是指财政人力资本支出通过影响其他要素生产效率而对减贫形成最终影响。财政人力资本支出可提升居民人力资本累积水平，而人力资本可以在经济体内传递，能够促进人力资本载体合理配置各项资源，人尽其能，最终带来收益的增加以减少贫困(张车伟，2006)[31]。基于此，本文提出假设2：

H2:财政人力资本支出不仅能有效减贫，而且能带动并促进财政物质资本支出减贫。

三、模型构建与数据来源

(一)计量模型的设定

本文将财政支出区分为财政物质资本支出，财政人力资本支出以及其他支出，重点研究财政物质资本支出和财政人力资本支出的减贫效应。基于已有的研究成果，将贫困作为被解释变量，财政物质资本支出、财政人力资本支出作为解释变量，据此构建回归模型：

Hit=β0+β1MEit+β2HEit+β3URit+β4INSit+β5ROit+β6FDit+β7CAit+μit

(1)

考虑到假设1中财政物质资本支出与减贫之间可能存在倒“U”型关系，为检验这种非线性关系，引入财政物质资本支出的一次项和平方项，模型构建如下：

(2)

根据假设2，财政人力资本支出有利于促进财政物质资本支出减贫，为了验证这一假说，借鉴Bowen(2012)[32]的研究方法，构造财政物质资本与人力资本支出的交互项以检验变量间的关联效应，模型形式如式(3)所示：

Hit=β0+β1MEit+β2HEit+β3MEit×HEit+β4URit+β5INSit+β6ROit+β7FDit+β8CAit+μit

(3)

式中，i表示省份(i=1,2,......31)，t代表时间。H用于衡量贫困水平，反映财政物质资本支出和财政人力资本支出的减贫效应；ME为财政物质资本支出指标；HE为财政人力资本支出指标；UR为城镇化水平指标；INS为产业结构指标；RO为开放程度指标；FD为财政分权指标；CA为自然禀赋指标；μ为随机扰动项。

财政物质资本支出和人力资本支出会形成区域内物质资本和人力资本的积累，增强居民脱贫致富的能力，降低贫困发生率；反过来，较低的贫困发生率意味着较强的纳税能力，也为进行更大规模的财政物质资本支出和人力资本支出提供了空间，所以贫困发生率和财政物质资本支出、人力资本支出之间存在逆向因果关系，易产生内生性问题。选取合适工具变量是解决内生性问题的基本做法，本文借鉴Blundell和Bond(1998)[33]的做法，使用滞后变量作为弱工具变量来解决内生性问题，即采用系统广义矩估计(SYS-GMM)方法进行实证分析，以获得无偏一致估计量。

(二)数据来源及变量选取

本文以省域作为考察对象，考虑到我国目前仍使用“2010年标准”作为识别绝对贫困的基准线，选取2010-2017年31个省的面板数据作为研究样本。原始数据皆来自《中国统计年鉴》《中国农村贫困监测报告》及各省统计年鉴。同时，基于数据准确性和可比性的考量，以2010年为基期，利用居民消费指数对所有货币量指标进行平减。相关变量说明如下：

1.被解释变量为贫困发生率(H)。衡量贫困的指标，主要包括贫困发生率、贫困人口和消费(收入)水平三类。本文借鉴储德银和赵飞[34](2013)的做法，采用省级层面的贫困发生率作为评价贫困水平的指标，这一指标通过计算各31省低于贫困基准线的人口占总人口的比重得出，该比值越大，则贫困程度越高，反之亦然。

2.核心解释变量为财政物质资本支出(ME)和财政人力资本支出(HE)。参考已有文献(郭庆旺、贾俊雪，2006)[35]，将地方财政一般预算支出中的农林水事务支出、交通运输支出、城乡社区事务支出和环境保护支出界定为财政物质资本支出，将教育支出、科学技术支出、文化体育与传媒支出和医疗卫生支出归为财政人力资本支出，财政物质资本支出和财政人力资本支出均使用各项支出加总额除以地方财政一般预算支出总额的相对强度指标来衡量。

3.控制变量。(1)城镇化水平(UR)用各省城镇人口占总人口比率来衡量；(2)产业结构(INS)用第三产业增加值占地区生产总值的比重来界定；(3)地区开放程度(RO)采用发改委公布的31个省对外开放指数来测度；(4)各省财政分权水平(FD)：用省本级人均财政支出/(省本级人均财政支出+中央政府本级人均财政支出)来衡量；(5)农作物总播种面积(CA)使用各省人均农作物播种面积来度量，并进行对数处理以控制各地区自然禀赋的差异。主要变量设置及统计性描述分析如表1所示。

表1 主要变量设置及统计性描述分析

四、实证结果与分析

(一)基准回归结果分析

表2给出了运用SYS-GMM方法进行全面板数据回归的实证结果，表中AR(2)和Sargan检验的P值均通过了假设检验，表明SYS-GMM回归结果不存在二阶自相关，且所有的工具变量皆有效，不存在过度识别问题。

表2 基准回归结果

从财政人力资本支出来看，模型(1)中财政人力资本支出的回归系数为-0.1076，在1%置信水平上通过显著性检验，这说明财政人力资本的积累能有效降低贫困发生率，具体表现为支出强度每增加1%，平均会促使贫困发生率降低0.1076%。为进一步验证假设2，在模型(1)的基础上引入财政物质资本支出和财政人力资本支出的交互项，回归分析结果如表2中模型(3)所示。交互项回归系数在1%置信水平上通过显著性检验，表明财政物质资本与人力资本支出存在减贫关联效应，也就是说财政人力资本支出对财政物质资本支出的减贫效应发挥一定的作用。进一步分析发现，交互项回归系数为0.0142，符号为正，这反映整体上财政人力资本支出抑制了财政物质资本支出的减贫效果，而这与预期结果相违背。

控制变量与减贫的关系表现在：(1)城镇化水平的提高有助于减少贫困发生率，但并未通过显著性检验；(2)产业结构优化能显著降低贫困发生率；(3)地区开放程度越高，越不利于区域减贫；(4)财政分权程度的提高有利于降低贫困发生率；(5)人均农作物播种面积越多越有利于区域脱贫致富。

(二)异质性分析

异质性一般用于描述一系列研究中效应量的变异程度。考虑到表2的实证分析建立在全面板回归的基础上，并未加以区分进行分样本检验，这可能是导致基准模型中交互项回归系数符号与预期结果相违背的原因所在，故有必要从财政人力资本支出结构异质性和贫困类型异质性两个层面深入考察财政物质资本支出与人力资本支出减贫的关联效应。

1.结构异质性分析

健康和教育是人力资本的核心部分，改善居民健康状况，提升居民教育水平是实现人口脱贫的有效途径。由此本文将财政人力资本支出细分为财政人力健康资本支出和财政人力能力资本支出(2)教育、科学技术、文化体育与传媒支出共同构成“科教兴国”的核心部分，根本目的在于提高居民个人能力，而医疗卫生支出主要用于提高居民健康水平，支出目的和用途存在差异，因此，将教育、科学技术、文化体育与传媒支出统称为财政人力能力资本支出(HCE)，将医疗卫生支出命名为财政人力健康资本支出(HHE)，均用支出额除以地方财政一般预算支出总额的相对指标来衡量。，以检验不同类型财政人力资本支出与财政物质资本支出减贫关联效应的差异性。回归结果如表3所示。对比模型(1)的回归结果可知，财政物质资本支出始终对贫困发生率产生正向拉升作用(组1回归系数虽为正，但未能通过显著性检验)，原因在于财政物质资本支出强度均未跨越“门槛值”。对比不同财政人力资本支出类型的回归系数发现，财政人力能力资本支出和财政人力健康资本支出的减贫系数分别为-0.0820和-0.2422，呈现出显著的减贫效应，但财政人力健康资本支出减贫的边际效应更大。分析表3中模型(2)的回归结果可知，财政人力能力资本支出与财政物质资本支出交互项的回归系数显著为正，表明产生了抑制减贫的关联效应；而财政人力健康资本支出与财政物质资本支出交互项的回归系数显著为负，表明形成了促进减贫的关联效应。

表3 财政人力资本支出分项目回归结果

从财政物质资本支出与人力资本支出的减贫关联效应结构异质性检验来看，财政人力健康资本支出比其他形式的人力资本支出更有利于促进财政物质资本支出减贫。其基本逻辑可以从健康和能力的差异性来体现：其一，纵观各国经济发展史，无论美国的补充营养协助计划，还是日本的营养午餐加奶计划，无一不证明居民良好的健康状况是一国经济腾飞的人力资本基础。我国的贫困问题集中表现为农民贫困，而疾病和伤残是农村人口致贫的重要因素，据民政部调研数据显示，因病致贫人口占农村贫困人口总数的40%以上。相对于非农人口，农民获得收入更依赖于个人体力和身体状况，健康的体魄意味着更长的工作时间和更少的医疗支出，并为收入的增长创造可能性。此外，外出务工是农民创收的重要途径，而健康状况是决定其能否外出的基本前提，通常情况下健康水平越高则外出务工的概率越大，而务工收入高于务农收入也会带来收入水平的大幅提升。所以，对于贫困人口而言，健康投入不仅能增强自身创收能力，而且也能拥有获得更高收入的机会，从而对缩小收入差距产生正向激励作用。其二，从能力(包含教育、科技、文化水平)的视角看，一方面，贫困地区市场经济发育程度较低，劳动专业化分工相对不足，传统农业生产依然是获取收入的主要途径，而农业生产对学历、技能、文化水平等个人能力的要求较低；另一方面，在经济发展落后的贫困地区，政治资本往往比个人能力更容易成为获得经济收益的来源渠道。由此可见，受限于贫困地区经济发展水平，教育、科技、文化水平等个人能力的增收效果不明显，进而对缩小收入差距和减贫的作用也比较有限。这一结论也与一些学者的研究相吻合(程名望等，2014)[36]。

2.贫困类型异质性分析

考虑到财政物质资本支出和人力资本支出的关联效应受不同减贫类型差异的影响，集中连片型贫困区的贫困人口多，贫困发生率较低，零星分散型贫困区的贫困人口零星分布，贫困发生率较高，本文按照贫困发生率高低将全国31个省分成两组(3)将各省年均贫困发生率从低到高排序。第一组为零星分散型贫困组，贫困发生率较低，包括：北京、天津、河北、辽宁、吉林、黑龙江、上海、江苏、浙江、安徽、福建、山东、湖北、广东、重庆；其余16个省、市、自治区为集中连片型贫困组，贫困发生率较高。，在此基础上进行回归分析，回归结果如表4所示。从模型(1)中可以看出，无论对于哪一种贫困类型，财政物质资本支出与贫困发生率之间始终表现为正向变动关系，财政物质资本支出强度的加大带来了贫困程度的上升；相反，财政人力资本支出与贫困发生率之间存在反向变动关系，贫困发生率会随着财政人力资本支出强度的上升而下降。从回归系数大小来看，两类财政支出对于集中连片型贫困组的作用均显著大于零星分散型贫困组。在模型(2)中，财政物质资本支出和人力资本支出的关联效应在零星分散型贫困组中呈现出抑制减贫的影响，而在集中连片型贫困组中则显现出显著促进减贫的效果，其主要原因可以作如下解释：

表4 按照贫困类型分组的回归结果

首先，零星分散型贫困主要位于东部经济发达地区，集中连片型贫困则集中于中、西部经济欠发达地区。中、西部地区因自然资源禀赋较差，产业结构较为单一，加之资本积累的不充分，从而成为贫困高发的集中区域。自20世纪80年代以来，中央在发展特色产业和现代农业、兴修水利、建设交通等基础设施等方面给予中、西部地区多项优惠政策。但中、西部地区总体上并未跨过“门槛值”，位于倒“U”型曲线左侧较高位置。这在模型(1)中反映为集中连片型贫困组的财政物质资本支出回归系数值大于零星分散型贫困组的财政物质资本支出回归系数。

其次，东部地区历经40多年的发展，积累了充足的人力资本，而中、西部地区受技术转移和人才流失等因素的影响，人力资本积累程度远远落后于东部地区，出现同一单位人力资本支出在中、西部地区产生的边际效应会超过东部地区(边际生产率递减规律)的情形。故模型(1)中，集中连片型贫困组的财政人力资本支出减贫回归系数的绝对值大于零星分散型贫困组的财政人力资本支出减贫回归系数的绝对值，表明集中连片贫困区域的财政人力资本支出将在更大程度上提高居民的创收能力，进而带来贫困程度的大幅下降。同时，随着中、西地区的财政人力资本支出的不断增长，贫困人口接受知识、把握技术的能力将不断增强，“驾驭”物质资本的水平也会相应提高，使得知识、技术进步等内生于人力资本，进而与财政物质资本支出相互促进融合以促使生产率的提高，从而带来收入水平的提高。相反，东部省份凭借其优越的自然环境、地理位置、领先的经济发展水平、相对完善的基础设施体系和市场经济体制，在资源流入特别是吸引人才方面具有优势，长期的资源流入产生资本过剩和人才拥挤现象时，更多的财政人力资本支出反而会造成人才闲置和资源总产出效益损失，从而解释了零星分散型贫困组中财政物质资本支出和人力资本支出交互项系数为正所表现出抑制减贫关联效应的现象。

(三)稳健性分析

1.倒“U”型关系稳健性检验。本文利用Stata14.0统计软件，结合Hansen(1999)[37]、Lind和Mehlum(2007)[38]两种方法进行倒“U”型关系的稳健性检验。表5描述了Hansen方法的检验结果，双重和三重门槛效应检验F值统计量所对应的P值均大于0.1，单一门槛检验P值小于0.1，表明不存在多重门槛效应。在此基础上，再进行双重门槛效应检验，检验结果仍显示只存在单一门槛(4)限于篇幅原因，本文未报告此部分结果，留存备索。，说明财政物质资本支出与贫困发生率之间并非简单线性关系。

表5 门槛效应检验结果

本文同时借鉴Lind & Mehlum的方法，进一步检验非线性关系的具体形式。如表6所示：检验结果并不拒绝原假设，且Slope在区间的取值为负，所以可以判定财政物质资本支出强度与贫困发生率之间存在倒“U”型非线性关系。

表6 倒“U”型关系检验结果

2.改变参数估计方法。为了避免出现内生性问题，本文选取差分广义矩估计(DIF-GMM)作为稳健性检验的方法，回归结果如表7所示。模型(1)-(3)的AR(1)统计量的P值均小于0.05，AR(2)统计量的P值均大于0.1，意味着DIF-GMM回归结果不存在二阶自相关，Sargan检验结果表明，所有的工具变量皆有效，不存在过度识别问题。从基准回归的结果可以看出，财政物质资本支出的回归系数显著为正，二次项的回归系数显著为负，财政物质资本支出与贫困发生率之间存在倒“U”型关系；财政人力资本支出的回归系数显著为负，财政人力资本支出的减贫作用较强；财政物质资本与人力资本支出交互项系数的符号为正，表明在财政物质资本支出减贫的机制中，财政人力资本支出对减贫具有抑制作用。

表7 基准回归稳健性检验

五、结论与启示

本文利用我国31个省2010-2017年面板数据，实证检验财政物质资本支出与人力资本支出的减贫效应，并在此基础上进一步检验了财政物质资本支出与贫困发生率的非线性关系以及财政物质资本支出与人力资本支出减贫的关联效应。考虑到贫困类型差异和财政人力资本支出结构差异对关联效应结果的影响，进行了异质性检验，研究结论如下：

第一，基准回归结果发现，财政物质资本支出与贫困发生率之间存在倒“U”型非线性关系，当财政物质资本支出强度较低时，贫困发生率会持续攀升，当财政物质资本支出强度超过特定“门槛值”时，其减贫效果才得以显现；财政人力资本支出表现出显著的减贫效应，贫困发生率随着财政人力资本支出强度的增加而下降。

第二，全面板回归结果表明，财政物质资本与人力资本支出对减贫存在显著的关联效应，具体表现为财政人力资本支出抑制了财政物质资本支出的减贫效应。本文进一步从财政人力资本支出结构异质性和贫困类型异质性的层面，深入分析财政物质资本支出与人力资本支出减贫的关联效应。通过贫困类型异质性的检验发现，在集中连片型贫困组中，财政人力资本支出减贫效应更为显著，且通过与财政物质资本支出相互关联强化了减贫效应。而在零星分散型贫困组中，财政人力资本支出减贫的边际作用较小，以至于不能有效地发挥其与财政物质资本支出的协同减贫效应。通过财政人力资本支出结构异质性的检验发现，以医疗卫生为核心的财政人力健康资本支出减贫的边际效应较大，使得财政人力健康资本支出与财政物质资本支出促进减贫的关联效应显著；而以教育、科技和文化为核心的财政人力能力资本支出减贫的边际效应较小，致使财政人力能力资本支出与财政物质资本支出呈现出抑制减贫的关联效应。

上述实证结果的政策含义在于：第一，在提高财政物质资本支出强度的同时，应着眼于提升财政支出的公平性，应进一步加大财政物质资本支出规模，使其尽快跨过减贫“门槛值”。与此同时，财政物质资本支出能带动地区经济发展，增加居民收入，但无法有效改善收入不平等状况，尤其当支出强度较低时，甚至会拉大收入差距而加剧贫困。因而在提高财政物质资本支出强度的同时，必须充分兼顾缩小收入差距，通过优化财政支出结构确保实现益贫式增长，切实使经济发展成果惠及所有人群。第二，加大集中连片型贫困地区财政人力资本支出力度。从贫困类型异质性检验可知，财政人力资本支出在集中连片型贫困组中所产生的边际减贫效应更强，且更有利于促进财政物质资本支出减贫。基于此，应秉承“精准扶贫”的理念，精准识别与瞄准集中连片型贫困区域，在扩大财政物质资本支出规模的基础上，进一步增强财政人力资本支出的力度，保障实现充分的人力资本积累，进而有效发挥其与财政物质资本支出的协同减贫作用。第三，精确减贫应着力于提升贫困居民的健康水平。尽管能力(教育、科技、文化)支出与健康支出均具有增收减贫的效果，但财政人力健康资本支出减贫的边际效应大于其他形式财政人力资本支出的减贫效应，有助于提高贫困居民对物质资本的使用效率，并且可与财政物质资本支出形成相互协同的减贫关联效应。鉴于此，财政减贫支出政策的调整应以提升居民健康水平为着力点，通过完善医疗保险制度，提高基本医疗卫生服务的供求匹配度，切实发挥财政人力资本支出在减贫中的功效。