财政分权的农村减贫机制及效应评价——基于联立方程结构模型

田嘉莉 王亚勇 龚 关

[提要]财政投入对于解决贫困问题有着重要的作用，但财政分权使地方政府财政支出结构扭曲，对减贫工作造成不利的影响。因此，运用中国2010～2017年省级面板数据，实证研究财政分权对农村减贫的影响及其作用机制。通过构建联立方程结构模型，分析农村贫困发生率与农村公共服务支出之间可能存在的互为因果关系，并利用系统广义矩估计方法处理财政分权的内生性问题。实证结果表明：财政分权降低了地方政府财政支农支出比重，对农村减贫产生负面影响；尽管地方专项扶贫支出有利于农村减贫，但财政分权与扶贫资金间并不存在因果关系。

引言

中国的减贫成就令世界瞩目，是全球最早实现联合国千年发展目标中减贫目标的发展中国家。进入“十四五”新发展阶段以后，我国虽然已实现全面脱贫，但脱贫地区依然存在返贫风险，解决相对贫困依然任重道远。因此，为了巩固拓展脱贫攻坚成果，2021年1月，《中共中央国务院关于全面推进乡村振兴加快农业农村现代化的意见》提出，“对摆脱贫困的县，从脱贫之日起设立5年过渡期”，且“过渡期内保持现有主要帮扶政策总体稳定。”2021年3月，《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》指出，“建立完善农村低收入人口和欠发达地区帮扶机制，保持主要帮扶政策和财政投入力度总体稳定，接续推进脱贫地区发展”，并提出要“建立健全巩固拓展脱贫攻坚成果长效机制。”

一直以来，我国贫困问题主要为农村贫困，农村减贫主要由政府主导，通过出台一系列财政政策有针对性地减贫。2021年3月，中共中央、国务院印发《关于实现巩固拓展脱贫攻坚成果同乡村振兴有效衔接的意见》提出，“要做好财政投入政策衔接”。虽然地方政府在农村公共支出上的财政投入对于解决贫困问题有着重要的作用，但由于分税制改革，改变了税收分配体系，中央财权得到大幅提升，地方政府在财力缩小的同时，却承担了大部分事权责任，地方政府为了增加辖区内税收收入和促进经济增长，倾向于减少短期收益不明显的公共服务支出，造成了地方政府支出结构的扭曲，可能对减贫工作造成不利的影响。因此，为了优化支持农村减贫的财政政策，巩固拓展脱贫攻坚成果，需要理解和弄清地方政府减贫工作的财政投入行为动机，并科学评价我国财政分权作用于农村减贫的效果。

现有文献关于财政分权对减贫影响的研究还未得到一致性的结论。有的学者认为财政分权有利于降低农村贫困水平，由于财政分权给予了地方充足的自主权，使地方能够统筹使用财政资金，促进当地经济社会全面发展，同时提高地方总体的社会福利水平，从而减缓农村总体贫困，并促使农村贫困人口减少，[1]并且地方政府相较于中央政府更加了解当地的经济社会发展状况，能够把有限的资金运用到最有效率的地方；有的学者认为财政分权对农村贫困水平影响不大，主要是由于“政府锦标赛”，使得财政分权会改变地方政府的财政支出结构，将更多的资金投入到生产性领域，不会对农村贫困缓解产生显著影响；[2]还有学者认为财政分权并不利于降低农村贫困水平。[3]学者还从分权类型[4]、贫困类型[5]、不同区域[6]等方面对财政分权的减贫效应也进行了深入研究。

但现有研究未考虑农村公共服务支出与贫困发生率之间可能存在的互为因果关系，会导致内生性问题。因此，有别于以往的研究，本文构建联立方程结构模型，分析农村贫困发生率与农村公共服务支出之间可能存在的互为因果关系，并利用系统广义矩估计方法处理财政分权的内生性问题。基于此，本文从地方政府行为视角，分析探讨了财政分权对农村减贫的作用机制，并实证分析财政分权影响农村减贫的途径及作用的大小，为过渡期内进一步完善优化我国有关农村减贫的财政政策提供理论依据。

一、理论基础及文献综述

1994年分税制财政分权改革调整了“央地”之间财政资源的配置结构，对地方政府的行为影响深远。因此，本文从经典财政分权理论出发，理清财政分权与财政支出结构之间的关系，财政支出结构度化带来的影响，以及农村财政投入对农村减贫的作用，为本文的研究奠定基础。

(一)经典财政分权理论

经典的财政分权理论认为，地方政府更贴近辖区内选民，具有信息优势，因而财政分权度的提高使得地方政府更有效率地提供公共服务。经典的财政分权理论基于个体追求自身利益最大或成本效益进行分析。例如，Tiebout(1956)提出地方政府的行为像私人厂商一样以利益为导向，在人口可以自由流动下，地区的公共品供给成为个人选择其偏好居住地的重要条件。[7]为了留住选民以及增加税收收入等方面的考虑，地方政府会通过提高公共服务供给以满足地区内居民对公共服务的需求，从而在地方竞争中胜出。这就是经典的Tiebout的“用脚投票”理论，被认为是市场完全竞争下的公共品供给理论。Tiebout首次将居民的偏好同公共品供给联系起来，对地方公共品供给研究具有开创性贡献，后来的一些实证研究也给Tiebout的理论提供了有力的支持。Oates(1969)通过研究公共品的供给和地区的税收如何影响当地的房价来检验Tiebout的理论，Oates选择了美国新泽西州的53个社区数据，实证发现，居民会根据自己的财产状况、地方的公共品供给水平和税收政策来选择居住地，这些选择反过来又会对当地的房价产生影响。因此，在其他条件相同情况下，公共品供给水平越高，越能吸引居住者，当地的房价也越高。[8]Brueckner(1982)实证研究发现，居民会依据公共服务带来的收益和税收成本做出令自己效用最大化的决策，因此地方政府有足够的激励去提供更好的公共服务。[9]

由于经典的财政分权理论中的一些假设过于严格，例如Tiebout模型的一些假设条件如政府完全追求利润最大化、人口自由流动、公共服务不存在规模效应等与中国国情并不相符，中国数据的实证结果并不完全支持经典的财政分权理论。

(二)中国的财政分权改革对地方政府支出结构的影响

关于我国的财政分权改革，许多文献都强调激励因素。财政分权改变了中央对地方政府的激励机制，改变了地方政府支出结构，但与经典理论预期的效果不同，财政分权并不一定提升地方政府公共品供给效率。

在我国分权体制下，地方政府对提供一些耗费财力，缺政绩的软公共品的意愿不足，[10]如社会保障等公共产品，财政资金需求大而政绩又较难量化，因此如果上级政府对财政资金没有规定用途时，地方政府缺乏提供此类公共品的意愿。[11]乔宝云等(2005)指出由于中国人口流动受限地区差异等原因，地方政府在激烈的财政竞争中热衷于资本投资以提高经济增长率，存在严重的挤占教育等外部性较强的公共品支出的现象；[12]龚锋等(2009)发现随着财政分权度的提升，地方政府提供教育、抚恤及救济服务水平越低，而倾向于扩张行政成本和基建方面支出；[13]陈硕(2010)实证发现1994年实行分税制改革后，中国的公共服务供给水平有着显著的下降，并且认为这主要是由于地方财政自主性下降导致的；[14]Han and Kung(2015)通过县级数据研究财政分权带来的政府间税收分配的变化对地方政府行为的激励影响，发现地方政府通过出售更多的土地以获得更多的预算外的收入。[15]也有从政治晋升角度解释财政分权对政府行为的影响，[16]使得地方政府支出结构扭曲——“重基建而轻公共服务”[17]，即财政分权会导致自利性投资偏好，[18]财政自主权越高的城市，越倾向于增加经济性财政支出比重，而对于社会性支出则更有动机展开“逐底竞争”[19]。

(三)地方支出结构变化带来的影响

地方政府支出结构性的变化会直接影响公共服务目标的实现，近年来减贫效果的下降可能与此有关。吕炜等(2008)研究发现，政府社会性支出不足可能是导致减贫边际效果递减的主要因素。[20]地方政府支农支出度及扶贫资金配套比例一直处于较低的水平，《农业法》中规定财政用于农业总投入增长幅度要高于财政经常性收入的增长幅度，新增的教育、卫生、文化支出主要用于农村，国有土地出让金用于农业土地开发的比重不得少15%，鼓励开辟新的支农资金渠道。虽然中央制定各种政策促使地方政府加大农业投入，但收效甚微，地方对农业投入积极性仍不高。一方面是因为分税制改革后地方财力受限，而事权责任偏重，另一方面也因为相比减贫来说，促进经济增长方面支出更容易出政绩，因而更受地方官员偏爱。在目前的体制下，地方政府在获得更大的财政自主权会倾向于自身利益最大化行为，造成支出结构的扭曲。

(四)农村公共财政投入与减贫的关系

农村各项公共财政投入能够显著地提高农村生产率，推动农村发展和促进农村减贫。[21]李焕彰等(2004)运用格兰杰因果检验法，发现财政支农政策对促进农业产出增长具有重要的作用；[22]林伯强(2005)实证研究了农村财政支出在促进农业发展和农村脱贫中的作用，结果表明农村公共支出中教育、研发类投资对农村脱贫的正面影响较大，其次是农村公共设施类投资如道路交通、通信电力等方面支出；[23]杜玉红等(2006)利用1980～2002年数据研究财政支农支出与农村居民家庭人均收入的关系，实证结果表明支农支出结构里农村救济费、支援农业生产会显著提高农居人均收入，其他支出如农林事业费和农村基建费用反而不利于农民收入的提高；[24]刘涵(2008)通过实证研究发现农业产出与地方政府财政支农支出有显著的正相关关系，从产出弹性上看，财政支农支出每增加1%，农业产值平均增加0.3%；[25]Gachassin et al.(2011)提出了交通方面的支出对减贫的重要作用，交通的改善有利于农村及相关产业的发展，而交通设施的不完善会造成农村地区地理的隔绝，而使得农村居民不能享有公共服务；[26]陈鹏等(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。[27]

尽管对于农村公共财政支出结构作用看法不一，这些研究大多认为政府支援农村的财政支出对提高农民收入具有积极的作用。也因如此，我们希望通过实证，了解财政分权如何影响公共支出减贫的效果。

综上，以上四个方面的研究文献积累了一定成果，学者普遍认为政府支援农村的财政支出能够促进农村减贫，但由于我国的财政分权改变了中央对地方政府的激励机制，改变了地方政府支出结构，因此与经典财政分权理论预期的效果不同的是，财政分权并不一定提升地方政府公共品供给效率，反而会影响公共服务目标的实现，进而影响减贫效果。基于此，本文研究探讨财政分权通过影响地方政府在农村公共财政投入，进而影响农村减贫效果的可能性。

二、模型与数据

本部分利用2010～2017年省级面板数据，建立联立方程结构模型检验我们提出的假设：政府加大农村公共服务支出对农村减贫具有重要的作用，而财政分权可能会通过影响地方政府在农村公共服务方面的财政投入，进而影响到农村减贫效果。具体地，我们选取地方财政公共服务支出中的两项关键指标：财政支农支出和地方专项扶贫资金。我们通过实证分析，验证下面的两个假设：

假设1：地方支农支出力度及专项扶贫支出越大，农村减贫效果越好。

假设2：财政分权降低地方本级财政支农支出和扶贫支出，不利于农村减贫。

(一)基准模型

考虑到农村贫困发生率与地方政府农村公共财政支出之间可能存在互为因果的关系，即地方政府农村公共财政支出可能促进农村贫困发生率的降低，而农村贫困发生率的上升又会让地方政府更加重视贫困问题的解决进而增加相关财政支出，本文设立如下的联立方程结构模型(1)和(2)，以此作为基准模型来检验财政分权是否影响地方财政支出结构，进而是否影响到该地农村贫困发生率：

CPi，t=α0+α1CPi，t-1+α2EXPi，t+α3m2014+α4CON1+ui+εi，t

(1)

EXPi，t=β0+β1CPi，t+β2FDi，t+β3m2014+β4CON2+ρi+σi，t

(2)

式(1)中，被解释变量CPi，t是i省第t年的农村贫困发生率，CPi，t-1是农村贫困发生率的一阶滞后项；EXPi，t是i省第t年投入农村地区有助于减贫的公共财政支出，本文选取财政减贫支出中两个关键性的指标来刻画地方农村减贫的财政投入力度：各省财政支农支出比重(EXP_AGRi，t)和财政投入的扶贫资金比重(EXP_POVi，t)；CON1为对农村贫困发生率具有潜在影响的控制变量，参照储德银等(2013)，本文选取了省级人均GDP、农村居民人均纯收入、农村人口比重、第一产值比例等；ui为与i省份相关的固定效应；α为模型估计系数向量；εi，t为独立同分布的误差项。考虑到政府扶贫政策在2014年由综合扶贫转变为精准扶贫，模型中加入了虚拟变量；m2014，其值在2014年前的年份设为0，2014年及以后年份设为1，以控制2014年前后的时间效应。

式(2)中，FDi，t为核心解释变量财政分权指标，财政分权度越高代表地方政府可以自主支配的财政资源越多；CON2是控制变量，与式(1)中的CON1选取一致；ρi为与i省份相关的固定效应；β为模型估计系数向量；σi，t为独立同分布的误差项。

可以看出，式(1)和式(2)分别对应假设1和假设2。不妨称(1)为贫困方程，它检验地方政府财政支农支出和扶贫支出对农村减贫的影响；称式(2)为支出方程，它检验财政分权对地方支出结构的影响，即对地方财政支农支出和扶贫资金的影响。α2和β2是我们需要重点关注的系数，其估计结果可用来检验两个假设。

(二)模型变量

1.核心解释变量。度量财政分权度的关键是计算分权度指标。虽然财政分权有着明确的定义，但各国政治体制、财政制度迥异，故很难找到一个统一的指标能够完美地代表各国财政分权状况。目前在国内主流文献中，度量财政分权度主要还是用地方预算支出与财政总支出的比值(张晏等，2005[28]；周业安等，2008[29])，还有一些学者用地方预算内收入与预算内支出的比值、地方预算收入占总财政收入的比值来度量财政分权度(沈坤荣等，2005[30]；梁若冰，2010[31]；郭庆旺等，2010[32])。

本文遵照主流文献做法，从收支两个角度构建财政分权指标，此方法因数据比较容易获得而为大多数学者采用。具体地，我们选用支出分权指标(FD1)作为衡量财政分权的基准指标，并将收入分权指标(FD2)作为辅助性指标，进行稳健性检验。另外为控制人口对分配至各省财政资源的影响，对财政分权指标做了人均标准化。支出分权指标与收入分权指标具体计算方法如下：

2.被解释变量。国际上对贫困的测定通常采用的指标，包括贫困发生率、贫困缺口率和贫困强度指数三个指标。我国对贫困研究起步较晚，且基于全国贫困人口主要集中在农村的事实，相当长一段时间内相关部门只统计农村贫困人口数和农村贫困率两个指标，由于数据的可得性以及目前中国政府仍然把贫困人口减少作为扶贫的工作重点，因此本文采用农村贫困人口发生率(CP)来作为对中国贫困状况的衡量。

3.其他变量。为了检验地方政府在农村的公共财政支出对贫困人口的减少是否有益，本文构建的农村减贫财政公共支出变量(EXPi，t)为地方政府减贫财政支出结构中的两个关键变量：省级财政支农支出比重(EXP_AGRi，t)及省级财政扶贫支出占财政支出比重(EXP_POVi，t)。

(三)数据及统计特征

考虑到现行的贫困标准于2010年制定，它较之前的标准有较大幅度的上调，本文实证所用数据采用2010～2017年中国29个省、自治区、直辖市(新疆、西藏除外)面板数据。本文各省份财政支出、GDP及农村人口数据来自《中国统计年鉴》《中国财政年鉴》，各省份扶贫相关数据来自《中国扶贫开发年鉴》《中国农村贫困监测报告》及各省份财政厅网站。

各变量数据统计特征如表1所示。

表1 各变量数据统计特征

三、实证检验与分析

(一)基准模型估计方法

根据秩条件可以判断联立方程模型(1)和(2)是可识别的，并且由阶条件可知(1)和(2)两个方程均为过度识别。考虑到两个方程扰动项之间可能存在相关性，虽然两阶段最小二乘法估计具有一致性，但不如三阶段最小二乘法得到的结果有效，因此本文采用三阶段最小二乘法(3SLS)估计结构模型。

3SLS估计过程分为以下步骤：首先像单方程估计一样用简单的OLS方法估计由联立方程得到的简化式方程，得出联立方程中各内生变量的拟合值；其次利用在第一步得到的联立方程内生解释变量的拟合值替换结构方程等式右边内生解释变量，OLS估计前面得到方程的参数并利用这时期估计过程得到的残差计算扰动项方差与协方差的一致估计值；最后利用广义最小二乘法并将第二步方差与协方差的一致估计值作为权重估计，得到3SLS估计值。

(二)估计结果

联立方程模型(1)和(2)的3SLS估计结果如表2所示。表中第1列和第3列分别对应在农村公共财政投入取为财政支农支出下的贫困方程和支出方程的估计结果，即模型式(1)和(2)在EXPi，t=EXP_AGRi，t时的估计结果，表中标记为贫困方程I和支出方程I；表中第2列和第4列分别对应在财政扶贫支出下的贫困方程和支出方程的估计结果，即模型式(1)和(2)在EXPi，t=EXP_POVi，t时的估计结果，表中标记为贫困方程II和支出方程II。

从表2贫困方程I和II可以看出，地方财政支农支出和财政扶贫支出比重的增加均会使得农村贫困发生率下降。从结果上看，支农支出占省级财政比重每增加一个百分点，贫困发生率下降大概9.6个百分点，但统计结果不显著。省级财政扶贫支出对贫困发生率的影响要明显大于地方财政支农支出，省级扶贫支出比重每提高一个百分点，贫困发生率下降约19个百分点，并且在10%的统计水平上显著。一个可能的解释是，由于财政扶贫资金瞄准贫困对象更为精确，因而省级投入扶贫资金的减贫效率更高。

表2 联立方程组(3SLS)估计结果

从表2支出方程I和II可以看到，财政分权对地方财政支农支出和财政扶贫支出影响为负，但统计结果均不显著。从实证结果看，财政分权每提高一个分权度，会使得支农支出比重下降0.125个百分点，而对省扶贫支出比重的负面影响只有0.045个百分点。可能是由于地方财政扶贫支出带有指令性，或者是由于地方扶贫支出一般需与中央扶贫拨款相配套，因此财政分权带来的地方支农支出的扭曲效应，相比对地方财政扶贫支出带来的扭曲效应要大。

通过计算容易得到α2×β2系数为正，且α2和β2系数均为负，实证结果验证了财政分权对减贫影响及作用的方向，但是实证结果只有贫困方程中专项扶贫支出系数在10%的统计水平上显著，其他重点关注的系数在统计意义上都不显著。因此，我们不能接受假设I和假设II。

基础模型的3SLS的统计结果并没有成功验证我们的假设，即财政分权通过影响地方支出结构而影响农村贫困发生率的作用机制。一个重要的原因可能来源于财政分权的内生性。基准模型隐含地假设了地方政府的财政分权度完全是外生给定的，但实际中地方财权的自由度可能是中央政府根据地方某些特征来确定的，而这些特征又与地方的贫困率有关。也就是说，财政分权指标应是内生的。下面一部分中，我们将拓展基准模型，考虑财政分权的内生性，再次检验文章的财政分权的作用机制假设。

(三)模型拓展和系统广义矩(GMM)估计

将联立方程模型式(2)中的农村公共财政支出，EXPi，t的表示式带入到模型式(1)中，合并整理后我们得到下面的贫困发生率的简化式方程：

CPi，t=γ0+γ1CPi，t-1+γ2FDi，t+γ3CON1+γ4m2014+τi+φi，t

(3)

式(3)中，CPi，t、FDi，t和m2014与联立方程基准模型中定义相同；τi为固定效应；φi，t为独立同分布的随机扰动项；γ为模型估计系数向量。

在上文已说明，财政分权变量(FDi，t)可能是内生的，比如：财政分权度与地区模型中没办法控制的特征有关，而这些特征同时又影响贫困率，那么财政分权的内生性就会造成式(3)估计结果的偏误。

同样地，支出方程式(2)中的财政分权变量(FDi，t)也可能存在内生性的问题。考虑到支出结构的滞后效应，我们将式(2)的简化式方程进行扩展，引入支出结构的一阶滞后项：

EXPi，t=θ0+θ1EXPi，t-1+θ2FDi，t+θ3CPi，t-1+θ4CON2+θ5m2014+πi+ωi，t

(4)

式(4)中，EXPi，t-1是财政支出的一阶滞后项；πi为固定效应；ωi，t为独立同分布的随机扰动项；θ为模型估计系数向量。

我们利用Arellano and Bond(1991)[33]和Blundell and Bond(1998)[34]发展的系统广义矩估计(GMM)方法，来处理解释变量财政分权的内生性问题，对拓展模型(3)和(4)进行估计。由于系统GMM方法可能会存在工具变量过度识别及二阶残差自相关问题，本文利用Sargan和Arellano-Bond方法，检验工具变量过度识别和二阶残差自相关问题。Sargan检验的原假设是所选取的工具变量是有效的。Arellano-Bond二阶残差自相关检验的原假设是一阶差分后的残差不存在二阶自相关。

拓展模型(3)和(4)的系统GMM估计结果如表3所示。表中第1列为式(3)的估计结果。表中第2列和第3列为式(4)分别对应在地方财政支农支出(EXP_AGRi，t)和财政专项扶贫支出(EXP_POVi，t)下的估计结果。

表3 拓展模型系统广义矩估计结果

第1列中的估计结果表明：在5%的统计水平上，财政分权会显著提高农村贫困发生率，且财政分权每提高一个分权度，贫困发生率将提高0.315个百分点。另外，农村贫困发生率具有明显的滞后效应，与其一阶滞后项在1%的统计水平上显著正相关。表3中的第2列和第3列显示的结果表明：财政分权对农村公共财政支出有显著的负面影响。具体而言，财政分权每提高一个分权度，在10%的显著水平下省级财政支农支出比重下降1.853个百分点，省级财政扶贫支出比重下降0.014个百分点但不显著。表3显示的结果还表明，农村公共财政支出存在连续性特征，即上一期的支出会与本期的支出显著正相关，表明无论是贫困发生率还是支出结构的变化均有一定的连续性特征。Sargan检验结果表明工具变量是有效的。Arellano-Bond二阶残差自相关检验结果表明一阶差分后的残差不存在二阶自相关。

系统广义矩估计法对拓展模型(3)和(4)估计结果表明，地方财政支农支出和专项扶贫资金均显著地减少农村贫困发生率，这说明我们不能拒绝假设1。但是，假设2中财政分权影响作用减贫的两条途径，并没有得到完全的验证。由于财政分权对专项扶贫资金的影响在统计意义上不显著，因此财政分权影响减贫的途径是通过减少地方财政支农支出，从而使得农村贫困发生率上升。实证结果不支持财政分权与专项扶贫资金间的因果关系。

(四)稳健性检验

前面的实证分析中，我们利用财政支出分权指标FD1来表示地方财政分权度。本节，我们利用财政收入分权指标FD2，即各省人均财政收入占全国人均财政收入比值，来表示财政分权度，对联立方程拓展模型(3)和(4)重新估计，进行稳健性检验。估计方法与前面分析一致，采取系统广义矩估计法。估计结果如表4所示。

表4 稳健性检验：拓展模型系统广义矩估计结果

表4中的主要估计系数与表3显示的系数大体一致。表4第1列显示的估计结果表明：财政分权对农村贫困率的总体效应是随着财政分权度的提高而随之增加的，也即是，财政分权提高一个分权度，农村贫困率增加1.95个百分点。从表4第2和第3列显示的结果可以看出财政分权对农村扶贫的作用机制：财政分权降低了财政支农支出比重，从而影响了农村减贫工作。财政分权每提高一个分权度，省级财政支农支出比重降低10个百分点左右。可能由于省级扶贫支出具有一定的刚性，这部分资金是为了完成中央政府的指令计划，或者是与中央扶贫拨款配套，财政分权对省级扶贫资金的影响不显著，甚至会增加省级扶贫支出比例。表4还显示贫困率滞后项和财政支出滞后项都在1%水平上显著正相关，表明滞后效应明显。

因此，表4的估计结果表明，在更换了财政分权指标后，实证结论仍然是稳健的，财政分权通过作用在地方政府支农支出上，而对农村减贫产生影响；地方专项扶贫资金虽然对减贫有很显著的正效应，但它的变化与财政分权没有直接的关联性。

四、结论与政策启示

本文利用中国2010～2017年省级面板数据，实证分析了财政分权通过农村公共财政支出(省级财政支农支出和扶贫支出)对农村减贫的影响。考虑到贫困发生率与农村公共财政支出之间可能存在的互为因果关系，本文通过联立方程来检验财政分权对农村公共支出和农村贫困发生率与农村公共支出间的关系。考虑到财政分权指标可能存在的内生性问题，本文进一步拓展模型，并利用系统GMM估计方法进行估计。实证结果表明，省级财政支农支出和省级财政扶贫支出可以有效地减少农村贫困人口，降低贫困发生率。实证结果还表明财政分权对地方支出结构的影响中，对财政支农支出扭曲作用大，在财政分权背景下，地方政府在获得一定的财政自主权后，倾向于降低财政支农支出，从而间接提高了农村贫困发生率。财政扶贫资金在总财政支出比重不受财政分权的影响。

财政分权给予了地方政府较大的自由度，允许地方政府按照他们的意愿分配财政资源促进当地经济的发展，但地方政府为了增加自有预算收入和完成中央对地方经济考核目标，有很强的意愿将经济发展目标优先于社会公共服务提供。因此，地方政府财政支出行为的改变影响了农村减贫工作，地方对农村的专项扶贫资金效果比较好，而且财政分权对其并不造成负面扭曲效应。基于此，作为原中央财政专项扶贫资金的衔接，可以考虑加大地方政府乡村振兴补助资金的比重，将现有财政转移支付继续向脱贫地区倾斜。此外，地方财权由于财政分权而大幅减少导致地方在公共服务上“有心无力”，是地方政府减少农村财政支农支出比重的一个重要原因。因此，加大对地方政府的财力性转移支付是减贫的有效措施，应继续支持脱贫县统筹使用涉农财政资金，推动乡村振兴，但在对地方的转移支付中，应当更加定向瞄准地方政府提供的具体支农公共品，防止地方将中央的转移支付用于其他与自身利益相关的地方。