民生财政支出减贫效应的空间溢出与门槛特征

谢宗棠

(西北民族大学 管理学院，甘肃 兰州 730030)

自1978年改革开放以来，中国不仅在经济增长方面取得了举世瞩目的成就，同时在贫困减缓方面也取得了巨大成就。2019年2月28日公布的《2018年国民经济和社会发展统计公报》显示，2018年年末农村贫困人口为1660万人[1]，相对于1978年年末的7.7亿人，40年间共累计减少贫困人口7.53亿人，平均每年减少贫困人口1884万人；2018年农村贫困发生率为1.70%[1]，相对于1978年的30.70%，40年间共累计下降29%，平均每年减少0.73个百分点。在中国实施的减贫政策中，民生财政政策不可忽视。近年来，以教育、医疗、社保和住房为代表的民生性财政支出总额增长较快，其占财政总支出的比重也明显提高[2]。2002-2018年中国民生财政支出总额从4384.23亿元上升到77978.61亿元，提高了约17.79倍，同时民生财政支出占财政总支出的比重也从2002年的28.69%提高到2018年41.43%。这为贫困群体的生活水平提高和生活质量改善发挥了重要作用，也为2020年如期脱贫和全面建成小康社会奠定了坚实的基础。但是，目前大量贫困群体由于分布广泛、所处地理位置偏僻等原因，扶贫工作难度仍较大，需要全社会和各级政府的通力合作。由于中国各省份间经济发展水平、资源禀赋水平和技术发展水平各异[3]，这种省份间的异质性使得对传统同质性假设来研究民生财政支出与贫困减缓之间的空间关系提出了挑战。基于此，本文着眼于民生财政支出的减贫效应，从空间异质性的角度探究民生财政支出与贫困减缓之间是否存在非线性空间联系？如果二者存在空间依存性和非线性关系特征，那么，民生财政支出对贫困减缓的作用机制又是如何实现的？这些问题的解决将为中国制定2020年脱贫攻坚完成后的减贫战略和改善民生政策提供微观基础和科学依据。

在研究民生财政支出与贫困减缓的关系方面，国内外研究一直存在两种不同的观点：一种观点认为，民生财政支出的减贫效果显著。Faguet认为政府不断加大科技教育、医疗卫生、财政支农、饮用水管理等民生财政投入，有利于改善贫困群体的生活质量，同时也起到了显著的减贫效果[4]。林伯强利用20世纪90年代获得的中国省级贫困数据建立联立方程组模型，采用全息极大似然估计法对中国农村公共支出对贫困减缓效应进行了研究，结果表明，农村教育、农业研发和农村基础设施等方面的公共投资减缓了贫困[5]。Granado等从民生财政支出的社会效用视角研究发现，随着民生财政支出占总财政支出的比重增加，民生财政支出的规模性效应显著增强；此处，民生财政支出中的教育项目支出对贫困地区人力资本质量的提升产生了积极影响，从而促进了贫困减缓[6]。刘穷志运用公共服务归宿评测模型对2000-2004年中国政府公共服务是否惠及了贫困人口进行了研究，结果发现，除了社会保障服务供应不足外，文教科卫和社会救济等事关民生财政的服务更多地惠及了贫困人口，进而减缓了贫困[7]。王娟和张克中利用1994-2004年中国省级面板数据研究各项民生财政支出的减贫效应，结果发现，基本建设支出、社会救济支出和财政支农支出对贫困减缓存在显著的促进作用[8]。邹文杰和冯琳洁构建了空间面板模型，对1993-2013年中国财政支农减贫效应进行了检验，结果发现，财政支农的贫困减缓效应显著[9]。刘宏霞等利用西部11个省份的面板数据，采用门槛回归模型分析了财政支农对多维农村贫困减缓的影响，研究发现，财政支农对生活贫困和教育贫困减缓的促进作用在增强[10]。

另一种观点认为，民生财政支出的减贫效果不明显。Bardhan和Mookherjee研究发现，财政分权可以在一定程度上提高政府在民生财政方面的投入，但由于“政治献金”现象的存在，民生财政支出并没有对贫困减缓产生作用[11]。Wu等分析了政府税率和转移性支出对城乡收入差距和贫困减缓的影响，研究表明，政府税率对缩小城乡收入差距和减缓贫困效果不明显[12]。张克中等从公共支出结构和公共支出效率两个视角对财政分权和贫困减缓之间的关系进行了实证研究，结果发现，中国分税制改革以后，北京、天津、上海三个直辖市财政分权程度的增加进一步恶化了贫困状况[13]。王志涛和王艳杰利用中国1991-2010年的统计数据对政府公共支出与农村贫困减缓之间的关系进行了实证考察，研究发现，政府医疗卫生支出对农村贫困减缓的促进作用显著，政府支农支出没有达到减贫目的，而其他支出项目对农村贫困减缓的影响显著不同[14]。陈工和何鹏飞利用2007-2012年中国省级面板数据，采用动态面板模型估计了民生财政支出分权对城乡收入差距的影响，研究表明，社会保障和医疗卫生的分权进一步缩小了城乡收入差距和减缓了贫困，而教育的分权却进一步扩大了城乡收入差距和抑制了贫困减缓[15]。龚维进等利用2007-2013年中国地级市面板数据，研究财政支出减贫效应的结构性差异，结果表明，财政支出中的医疗卫生支出减贫效果不显著[16]。

综合现有国内外研究现状，可以得出以下评价：第一，由于各地区经济发展水平各异，使得传统的空间同质性假设在考察民生财政支出和贫困减缓的关系时存在一定缺陷；第二，以往在研究民生财政支出和贫困减缓之间的关系时往往从线性角度进行考察，而忽视了两者间可能存在的非线性关系；第三，以往研究大多采用省级面板数据进行定量分析，很少引入空间面板模型和门槛面板模型进行实证分析。基于此，本文构建空间面板模型，以中国2002-2018年30个省级面板数据对民生财政支出与贫困减缓的空间效应进行实证分析；同时，采用门槛面板模型对民生财政支出的贫困减缓效应进行门槛检验，探讨民生财政支出与贫困减缓之间的非线性关系，为深入探究民生财政支出的减贫效应提供理论依据。

一、模型构建与变量选取

1.模型构建

为了检验民生财政支出与贫困减缓之间的关系，同时考虑到贫困减缓还受其他非民生财政因素的影响，本文引入城镇化水平(urban)、对外开放程度(open)、城乡收入差距(urgap)、经济发展水平(pgdp)、人均受教育水平(human)和金融发展水平(find)构建计量经济模型如下：

lnpovit=β1lnmsczit+β2lnurbanit+β3lnopenit+β4lnurgapit+β5lnpgdpit+β6lnhumanit+β7lnfindit+β0+νi+γt+εit

(1)

2.变量选取

(1)核心变量。贫困减缓(pov)：目前国内外对于贫困减缓测度的指标包括人均消费水平、恩格尔系数、贫困发生率、FGT指数等。考虑本研究的时间跨度和数据的可得性，本文借鉴Odhiambo[17]和崔艳娟和孙刚[18]对贫困减缓的设定，以人均消费水平作为各省份贫困减缓的代理变量，其测定标准为：pov=农民人均消费水平支出×农村人口比重+城镇人均消费支出×城镇人口比重，pov值越大说明贫困减缓效应越明显，反之则说明贫困减缓效应较差。

民生财政支出(mscz)：本文借鉴洪源等[2]、李斌等[19]和刘俊英[20]对民生财政支出的设定方法，以各省份财政支出中的教育、医疗卫生、社会保障和就业、以及住房保障4项支出总和作为各省份民生财政支出的代理变量。由于在样本期间指标体系发生了变化，2002-2006年的民生财政支出为教育事业费、卫生经费、抚恤和社会福利救济费、以及社会保障补助4项支出之和来表示；2007-2018年为教育、医疗卫生、社会保障和就业，以及住房保障4项支出总和来表示。

(2)控制变量。本文选取了以下6个控制变量：①城镇化水平(urban)，用各省份城镇人口与总人口的比值衡量；②对外开放程度(open)，用各省份进出口总额与GDP的比值衡量；③城乡收入差距(urgap)，用各省份城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入的比值衡量；④经济发展水平(pgdp)，用各省份人均GDP来衡量；⑤人均受教育水平(human)，用各省份人均受教育年限衡量，其衡量方法为(16×大专以上人数+12×高中人数+9×初中人数+6×小学人数+0×文盲人数)/6岁及6岁以上人口；金融发展水平(find)，用各省份金融业增加值与GDP的比值衡量。

3.数据来源与描述性统计

鉴于“民生财政”一词首次出现在2002年的政府工作报告中，本文实证部分选取的时间跨度为2002-2018年。同时在数据收集过程中发现西藏数据缺失较多，本文最终选取的省级行政单位共30个。文中所用的指标原始数据主要来源于《中国统计年鉴》《中国金融年鉴》《中国财政年鉴》、以及各省区市的统计年鉴。上述各变量的描述性统计结果详见表1。

表1 变量的描述性统计

二、民生财政支出减贫的计量分析

1.民生财政支出减贫的空间溢出

(1)空间相关性检验。现有关于民生财政支出与贫困减缓关系的实证研究大多从传统的时间序列或面板模型方法进行了考虑，对于可能存在的地理空间维度异质性往往被忽视，为此，有必要使用空间面板模型将空间相关性纳入民生财政支出与贫困减缓关系的实证研究中。本文采用全局Moran’s I指数法来检证民生财政支出和贫困减缓之间是否存在空间自相关。其计算公式为：

(2)

(3)

(3)式中，为省会城市间经纬度确定的空间距离。本文运用Moran’s I指数检验方法对30个省份2002-2018年的民生财政支出和贫困减缓进行空间自相关检验，结果见表2。贫困减缓的Moran’s I指数的正态统计量Z值在2002-2018年均大于1%水平的临界值(1.96)；而民生财政支出Moran’sI指数的正态统计量Z值在2002年-2007年、2012年-2018年均大于5%水平的临界值(1.65)。这说明贫困减缓和民生财政支出均存在明显的空间自相关性，因此，有必要采用空间面板模型考察两者间的空间溢出效应。

表2 2002-2018年中国民生财政支出和贫困减缓的Morans’I指数值

(2)空间面板模型的构建。由于民生财政支出和贫困减缓都具有空间自相关的特征，而传统回归分析法没有考虑到省份间的空间关联性，本文选用了更为适合的空间面板模型。根据Anselin[21]、LeSage[22]和Elhorst[23]的经典做法，空间面板模型主要包括空间滞后模型(SLM)、空间误差模型(SEM)和空间杜宾模型(SDM)。

①空间滞后模型(SLM)为：

lnpovit=ρWlnpovit+β1lnmsczit+β2lnurbanit+β3lnopenit+β4lnurgapit+β5lnpgdpit+β6lnhumanit+β7lnfindit+β0+νi+γt+εit

(4)

公式(4)式中，pwinpovit 为贫困减缓的空间滞后项，P为滞后项系数，测算邻近省份对某省份贫困减缓空间溢出的方向，W为空间距离权重矩阵，Vi为地区固定效应，rt为时间固定效应，ɛit为随机扰动项，且服从正态分布(下同)。

②空间误差模型(SEM)为：

lnpovit=β1lnmsczit+β2lnurbanit+β3lnopenit+β4lnurgapit+β5lnpgdpit+β6lnhumanit+β7lnfindit+β0+νi+γt+εit，εit=λWεit+ μit

(5)

公式(5)式中，为λWɛit空间误差项，为λ空间误差系数，μit为随机扰动项，且服从正态分布。

③空间杜宾模型(SDM)为：

lnpovit=ρWlnpovit+β1lnmsczit+β2lnurbanit+β3lnopenit+β4lnurgapit+β5lnpgdpit+β6lnhumanit+β7lnfindit+θ1Wlnmsczit+θ2Wlnurbanit+θ3Wlnopenit+θ4Wlnurgapit+θ5Wlnpgdpit+θ6Wlnhumanit+θ7Wlnfindit+β0+νi+γt+εit

(6)

公式(6)式中，Wlnmsczit、Wlnurbanit、Wlnopenit、Wlnurgapit、Wlnpgdpit、Wlnhumanit和Wlnfindit分别表示各省份的民生财政支出、城镇化水平、对外开放程度、城乡收入差距、经济发展水平、人均受教育水平和金融发展水平的空间变量。

(3)空间面板模型估计结果。本文借助MatlabR2019a软件和空间计量软件包对空间滞后模型(SLM)、空间误差模型(SEM)和空间杜宾模型(SDM)分别进行了估计，见表3。通过比较三个模型的拟合优度(R2)、对数似然函数值(Log-likelihood)等统计量发现，空间杜宾模型(SDM)的拟合效果最好。因此，本文着重通过空间杜宾模型的估计结果对民生财政支出减贫效应的空间溢出特征进行分析。由表3可知，空间滞后项系数为0.104 5，且在1%水平上显著，说明贫困减缓在各省份之间存在较强的空间依存性，即某省份的贫困减缓与相邻省份的贫困减缓往往具有一定的相互促进作用，这也反映了中国贫困人口存在显著的分块聚集和集中连片的特征。

表3 空间面板模型估计结果

根据空间杜宾模型(SDM)的估计结果，民生财政支出在1%的显著性水平下对贫困减缓产生正向影响，其系数值为0.070 4，表明增加民生财政支出可以产生很好的减贫效果。通过增加教育、医疗、住房和社会保障等民生领域的资金投入，在一定程度上降低了中、低等收入群体的生活成本，间接增加了中、低等收入群体的可支配收入，从而使贫困群众减少。从其他控制变量的回归系数来看，城镇化水平的回归系数在1%水平上的显著为正，说明城镇化水平的进一步提高，不仅助推了农村贫困群体向城镇转移，减少了农村的贫困群体，而且也提高了贫困群体的收入水平，收入水平的提高将有利地促进了整体贫困减缓。对外开放程度的回归系数在1%的水平上显著为负，说明由于受国际金融危机影响，国外经济复苏较为缓慢，导致外需低迷，使得大部分省份的商品出口量减少，进而减少对当地劳动力的需求量、减缓劳动力的就业和降低劳动力的收入水平，这在一定程度上抑制了贫困减缓。经济发展水平的回归系数在1%水平上的显著为正，说明经济发展水平的提高有利地促进了贫困减缓，可能的原因是贫困群体能够从经济发展水平的提高中获益，受惠于经济增长的“涓滴效应”。人均受教育水平的回归系数为正，但不显著，说明人均受教育水平的提升有利于贫困群体获得更多的外出就业机会，从而促进减缓贫困，但是，人均受教育水平较高的人力资本主要集中在城镇，使得城镇地区的劳动生产率得以提升，而对农村劳动力的需求量却有所减少，阻碍了农村劳动力的转移，最终阻碍了贫困减缓。金融发展水平的回归系数为0.025 2，且在1%的水平上显著，这表明金融发展水平的提高有利地促进了贫困减缓，其可能的原因是中国金融市场结构不断完善，金融市场环境不断改善，金融覆盖面不断提高，大量的信贷资金向贫困群体倾斜，这对于有利地解决“金融沙漠化”和提高贫困群体的福利水平起到了重要推动作用。城乡收入差距的回归系数为负并通过了1%显著性检验，说明城乡收入差距对贫困减缓产生了阻碍作用。

(4)空间溢出效应分析。由表3可知，从空间杜宾模型(SDM)的空间滞后项系数来看，当邻近省份贫困减缓1%，可引起本省份贫困减缓0.104 5%，从而产生了一定的空间溢出效应，由此说明不考虑空间依存性而分析民生财政支出的减贫效应会存在一定的偏差。从民生财政支出对贫困减缓的直接影响来看，民生财政支出对贫困减缓的直接效应系数为0.068 2，且在1%的水平上显著，反映出民生财政支出投入的增加在长期对贫困减缓具有较强的直接促进作用。从空间溢出效应来看，民生财政支出对贫困减缓效应的溢出效应系数为0.117 6，且在1%的水平上显著，反映出一个省份的教育、医疗、住房和社会保障等民生财政支出不仅使本省的贫困群体受益，同时，在空间上也使相邻省份的贫困群体享受到其带来的益处。因此，拥有相邻省份的数量越多，贫困群体从相邻省份的民生财政支出中获得的正外部效应性就越强，这也说明民生财政支出具有显著的空间溢出特征。

2.民生财政支出减贫的门槛特征

(1)门槛面板模型构建。在不同的民生财政支出区间范围内，其减贫弹性是否具有差异性？接下来本文探究不同条件下的民生财政支出水平对贫困减缓是否会产生不同作用。基于此，本文根据Hansen[24]提出的门槛面板模型思路，对民生财政支出与贫困减缓之间可能存在的非线性关系进行研究。设多重门槛面板模型为：

lnpovit=μi+β11lnmsczit.I (lnpgdpit≤γ1)+β12lnmsczit.I (γ1

(7)

式中，lnpovit和Inmsczit分别表示被解释变量(贫困减缓)和核心解释变量(民生财政支出)，Init为一系列对贫困减缓具有显著影响的控制变量，包括城镇化水平、对外开放程度、城乡收入差距、人均受教育水平和金融发展水平。θ为各控制变量相应的系数向量，Inpgdpit为门槛变量，文中为经济发展水平，r表示特定的门槛值，I(·)为一个指标函数，μi表示个体效应，εit～iid(0,δ2)为随机扰动项。

(2)门槛效应检验。本文首先对模型的门槛效应进行了检验，以经济发展水平作为民生财政支出的门槛变量，依次在单一门槛、双重门槛和三重门槛下对回归模型(7)进行门槛效应检验。根据F统计量和Bootstrap方法得到的P值可知，单一门槛和双重门槛效应均显著，见表4。在双重门槛模型中，门槛估计值分别为10.569 4和11.481 3，见表5，这表明在经济发展水平的不同阶段，民生财政支出与贫困减缓的非线性关系得到验证。

表4 门槛效应检验

表5 门槛值估计结果

(3)门槛模型估计结果。由表6的门槛模型估计结果可知，对于贫困减缓而言，当经济发展水平(lnpgdp)低于第一门槛值10.569 4时，民生财政支出对贫困减缓的影响为正，弹性系数为0.325 6；当经济发展水平(lnpgdp)介于10.569 4和11.481 3之间时，民生财政支出对贫困减缓的影响效应有所提高，弹性系数增至为0.348 3；最后，当经济发展水平(lnpgdp)跨越11.481 3这一门槛值时，民生财政支出对贫困减缓的促进效应进一步提高，弹性系数增至为0.370 1。其主要原因是，近年来中国中央政府对城镇居民和农村居民的教育、医疗、住房和社会保障等民生财政支出力度增加，与此同时，在义务教育、城乡医保补助、保障性安居工程、扶贫资金等方面“提标扩围”，使得民生财政支出在贫困减缓方面发挥了最大效益。从其他控制变量的减贫效应来看，外开放程度和城乡收入差距抑制了贫困减缓，城镇化水平、人均受教育水平和金融发展水平有利地促进了贫困减缓，这与上文的分析结论一致。

表6 门槛回归结果

三、结论与启示

本文选取2002-2018年中国30个省(市、自治区)的面板数据为样本，采用空间面板模型和门槛面板模型，实证分析了民生财政支出对贫困减缓的空间溢出效应和门槛效应。研究结果表明：第一，空间杜宾模型(SDM)估计结果显示，空间滞后项系数为0.104 5，且在1%水平上显著，说明贫困减缓在各省份之间存在较强的空间依存性，即某省份的贫困减缓与相邻省份的贫困减缓往往具有一定的相互促进作用；民生财政支出对贫困减缓的直接效应系数为0.068 2，且在1%的水平上显著，反映出民生财政支出投入的增加在长期对贫困减缓具有较强的直接促进作用，民生财政支出对贫困减缓效应的溢出效应系数为0.117 6，且在1%的水平上显著，反映出一个省份的教育、医疗、住房和社会保障等民生财政支出不仅使本省的贫困群体受益，同时，在空间上也使相邻省份的贫困群体享受到其带来的益处。第二，面板门槛模型估计结果显示，在以经济发展水平为门槛变量，两个门槛值(=10.569 4，=11.481 3)划分的三个不同的区间内，民生财政支出对贫困减缓的促进作用进一步提高。

基于上述研究结果，本文得出如下政策启示：第一，各级政府应持续加大民生财政支出的投入力度，充分发挥民生财政支出的减贫作用，逐步降低中国贫困群体的数量，同时，在全国应进一步加大民生财政支出的投入总量。第二，由于民生财政支出具有空间外溢性，中央政府有必要加大对民生财政支出辐射力较强的省份投入，以弥补这些省份由于民生财政支出空间外溢而造成的损失，进而保证其正外部性的效果得以持续发挥。第三，鉴于民生财政支出对贫困减缓的促进效应进一步提高，各级政府应在加大民生财政支出投入力度的基础上进一步优化民生财政资金结构，通过在义务教育、城乡医保补助、保障性安居工程、扶贫资金等方面全方位的“提标”，确保民生财政资金在贫困减缓上发挥最大效益。