制度環境視閾下財政支農投入的減貧效應研究

陳 鳴，周發明

(1.湖南農業大學經濟學院，湖南 長沙 410128；2.南華大學經濟管理學院，湖南 衡陽 421001)

制度環境視閾下財政支農投入的減貧效應研究

陳 鳴1,2，周發明1

(1.湖南農業大學經濟學院，湖南 長沙 410128；2.南華大學經濟管理學院，湖南 衡陽 421001)

本文基于中國1997～2014年29個省域面板數據，綜合運用多種計量方法逐步推演，檢驗財政支農減貧增收的效果。實證結果表明：財政支農投入的減貧效果受到制度環境的制約。區域制度環境較差的省份，財政支農的減貧效應并不充分；隨著制度環境逐步改善，財政支農減貧的作用顯著提高；但處于中等制度環境水平的省份，其減貧效應卻反常的低于處于制度環境較差區間的省份，即財政減貧作用存在類似“中部塌陷”現象。而在制度環境的各個維度中，政府與市場關系、要素市場培育以及市場中介與法制環境是影響財政減貧效應的關鍵維度。

制度環境；財政支農；減貧效應

一、引 言

貧困問題是發展中國家普遍面臨的頑疾，也是當前中國現代化進程中必須應對的重大挑戰。中國最新制訂的“十三五”規劃明確指出，2020年要實現現行標準下全部剩余貧困人口脫貧，徹底解決區域性整體貧困的重大目標，未來的減貧工作任重道遠。在諸多減貧的措施中，具有彌補市場效率缺失，改善社會公平和促進經濟增長作用的財政支農投入一直是中國政府倚仗的重要政策工具。然而，從中國減貧實踐來看，盡管財政支農資金的投入歷年呈大幅增漲趨勢，但農村貧困人口減少和農民收入增長的速度卻越來越緩慢，財政支農投入與貧困減緩二者之間的變化幅度并不一致。由此引發的一個問題是，財政支農是否能夠如政府所愿有效的抑制和減緩貧困？或者說，是什么因素制約著財政支農減貧效應的發揮？因此，在現階段減貧任務緊壓力大的現實背景下，需要進一步深入研究財政支農投入與農村貧困之間的內在關系，更準確的計量分析和檢驗財政支農投入的減貧效果，進而更高效地發揮財政支農降低農村貧困、增加農民收入的作用。這對于適應新時期反貧困工作的需要，順利完成減貧工作的任務和目標具有十分重要的意義。

學術界對于財政支農作用的研究成果相當豐富，而集中于減貧領域的文獻，根據研究結論和觀點的不同大致可以分為三類：一類文獻從理論和實證層面均肯定了財政支農對減緩農村貧困的積極作用。例如，Park等(1998)[1]基于中國縣域樣本的研究指出，財政支出能彌補外部性帶來的效率缺失，通過轉移支付制度直接減貧和促進經濟總量增長間接減貧；Sergiy(2006)[2]通過對烏克蘭的實證研究，從減貧因素和減貧途徑的角度構建出財政減緩貧困的分析框架；林伯強(2005)[3]、秦建軍和武拉平(2011)[4]等分別運用聯立方程組、誤差修正模型檢驗并證實了財政支農具備提高農民收入的功效；朱迎春(2013)[5]分析了財政支農的收入分配效應；楊琦(2014)[6]、蘭永生(2015)[7]通過分析財政支農對農民消費的影響，得出財政支農能打破資金約束、減緩貧困的結論。一類學者則認為，財政支農投入不能有效減貧。例如：Fan(2003)[8]等認為，中國財政資金配置效率較低，減貧效果較差；張克中等(2010)[9]從財政分權、公共投資結構進行分析，檢驗得出財政減貧效果不顯著的結論；王志濤和王艷杰(2012)[10]我國財政支農的結構安排滯后于農業生產，農民純收入增長與財政支農投入負相關。除了以上兩種觀點，還有一類文獻則認為，財政支農是否有利于貧困減緩不能簡單回答，而是需要結合區域、地理、經濟等外部條件綜合分析。如師榮蓉等(2013)[11]注意到財政金融投資對減貧影響的非線性關系，認為在不同的外部環境和條件下，財政支農減貧的作用存在明顯差異；儲德銀和趙飛(2013)[12]基于政府支出規模視角，運用門檻面板模型檢驗了1995～2010年中國財政預算分權減緩農村貧困的效應；高遠東等(2013)[13]運用空間面板模型檢驗了中國財政減貧的空間溢出特征；鄒文杰等(2015)[14]還進一步檢驗了財政支農減貧的區域異質性。此類文獻也為解答財政支農能否有效減貧的爭論提供了有益的啟示。

由上可見，盡管學術界關于對財政支農減貧效應的文獻和成果十分豐富，但所得結論卻存在分歧。對于轉型經濟中的經濟現象與行為的研究，制度環境是一項重要的決定因素(La Porta等,1998)[15]。制度環境不健全是中國經濟市場化進程中的常態，不完善的市場制度可能抑制要素自由流動，扭曲資源有效分配，進而導致財政支農減貧的作用無法正常發揮。因此我國不同地區制度環境存在的較大差異，可能正是造成現有文獻結論不一的重要原因。鑒于此，本文嘗試將制度環境因素納入分析框架，研究檢驗財政支農與農村貧困之間的復雜關系，為我國財政支農減貧的政策規劃提供的經驗證據。本文首先設計包含財政支農投資與制度環境的交互項模型，檢驗制度環境對于財政支農減貧效應的影響，由此確定制度環境因素作為門檻變量的合理性；然后，運用門檻模型考證并估計出制度環境的兩個門檻值，并分別考察財政支出在不同門檻區間體現出的不同減貧效果；最后，根據構成制度環境的五個維度，細化各個維度對財政減貧效應的影響力，識別出制度環境中的關鍵維度，并得出具體可行的政策建議。

二、模型設定與變量說明

(一)模型設定與指標選取

為考察不同制度環境下財政支農與農村貧困的關系，首先設計一個包含財政支農投入與制度環境交互項的計量模型，設定如下：

Incomeit=α0+β1GSAit+β2GSAit×Institutionit+β3Institutionit+βcvCVit+μi+εit

(1)

(1)式中，下標i和t分別表示省域和年份；μi表示與各省相關的、時間上恒定的未觀測因素，εit為隨機誤差項。Incomeit代表農民人均收入，以此作為衡量貧困水平指標，GSAit代表財政支農投資，Institutionit代表制度因素，CVit表示其他影響農村貧困的控制變量，參照已有文獻常用的對于影響農村貧困的因素分析，具體選取以下四個控制變量添加至模型中：產業結構INDit；人力資本EDUit；開放程度OPENit；固定資產投資IVEit。各變量的具體解釋說明如下：

核心解釋變量：財政支農投入(GSA)。財政支農是政府財政支持農業、農村和農民的一種政策手段。我國的財政支農形式多樣，學術上的范圍界定也比較籠統，本文借鑒蔣俊朋等(2011)[16]的作法，以小口徑統計財政支農數據*從統計口徑上講，財政支農支出歷來有大口徑、中口徑和小口徑的區別。其中，小口徑的財政支農支出包括支援農村生產支出、農業綜合開發支出和農林水事務支出，其具體科目于2007年前后也有變化?？紤]到數據的可獲得性和統一性，本文根據小口徑范圍進行統計。，選取歷年財政支農支出的存量作為衡量指標，以表征各省財政支農水平，并采用固定資產價格指數以1997年為基期對每期的財政支農數據進行平減。數據源自《中國統計年鑒》和《新中國六十年統計資料匯編》。

控制變量：(1)各省的制度環境變量(Institution)，采用目前被廣泛使用樊綱和王小魯等(2011)編制的中國各地區市場化指數*具體數據情況請參見樊綱等編寫的《中國市場化指數——各地區市場化相對進程報告》，經濟科學出版社。來表示。市場化指數越大說明地區制度環境發展越完善。由于其編制數據只到2010年，本文借鑒李勇等(2013)[17]的做法，基于各地區最近五年市場化程度平均增長率計算出2011-2014年的數據；(3)工業化水平IND:用各地區第二產業總產值衡量；(4)人力資本水平EDU：以地區大專及以上人口表示；(5)對外開放程度OPEN：本文用各省進出口總額表示；(2)固定資產投資INV：采用年度農村固定資產投資額作為衡量指標。以上數據均來自歷年《中國農村統計年鑒》以及《中國統計年鑒》,并以相應年份的不變價進行平減。各變量的描述性統計見表1。

注：根據各統計年鑒整理計算而得，重慶并入四川計算，西藏因數據不全未計入。

(二)基礎回歸分析結果

首先對模型(1)分別進行了面板混合回歸、固定效應回歸和隨機效應回歸檢驗，首先，F檢驗的P值為0.0000，拒絕了混合模型假設，然后Hausman的檢驗結果顯示P值為0.0000，由此確定采用固定效應模型，檢驗結果如表2所示。

在表2所示的檢驗結果中，我們重點關注的變量——財政支農投入與制度環境的交乘項(GSA*Institution)的系數為-0.655且通過了5%水平顯著性檢驗。這表明，在所選的樣本期間內，財政支農對減貧增收的作用受到區域制度環境的制約。核心解釋變量財政支農的系數為0.815且通過了顯著性檢驗。另外，幾個控制變量也通過了顯著性檢驗，工業化水平(Ind)的系數為0.6471，是對農民減貧增收影響最大的控制變量；人力資本(Edu)的回歸系數為正，說明人力資本的積累有利于減貧增收；對外開放程度(Open)的回歸系數為正，證明了地區進出口貿易對減貧發揮著重要作用；固定資產投資(Ive)的回歸系數為正且通過檢驗，這些檢驗結果證明了指標選取的合理性，為進一步拓展到門檻回歸模型，更精確的度量財政支農減貧作用的階段性特征提供了依據。

表2 帶交乘項的財政減貧增收基礎模型檢驗結果

注：括號內為t值，*** 、**和*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著。下同。

三、基于門檻模型的檢驗

(一)門檻模型的構建與檢驗

上述帶交互項的基礎模型證實了制度環境對財政支農減貧的影響，但這種影響力是一開始就表現為抑制作用，還是在不同的階段呈現不同特征？即是否存在制度環境的門檻效應有待考證。如果進一步的研究能夠精確度量出制度環境對于財政減貧的門檻特征，則有利于針對處于不同門檻區間的省份采取差異化政策，從而達到財政支農減貧作用最大化的目的。為此，本文在前文交互項模型的基礎上，以制度變量(Institution)為門檻檢測值，將(1)式擴展為包含多門檻的面板門檻模型，具體如下(2)式所示：

（5）服務管理能為患者提供優質的服務，確?；颊叩牟∏榉€定。在管理的過程中，醫護人員要注意自己的言談舉止和處事態度，多和患者進行溝通，耐心解答患者疑問，做到禮貌得體、態度親和。在處理患者的心理問題時，要尊重每一位患者的隱私，完善護理規章制度， 強化護士服務理念，做好培訓考核工作，以提升醫護人員的道德水平、職業修養和工作能力，提高患者對護理的滿意度，促進基礎護理和特色護理相結合。

(2)

在進行門檻模型估計之前需要解決兩個問題：一是檢驗是否存在門檻效應，二是估計門檻值及檢驗其真實性。本文根據Hansen(1999)[18]的思路，以制度環境(Institution)為門檻變量，首先對門檻效應進行檢驗，再利用Hansen的三步法確定變量的門檻值，估計結果如表3所示。

表3 門檻效應估計與門檻值檢驗結果

注：表中F值、相關臨界值和95%的置信區間均采用“自舉法”反復抽樣500次得到。

表2結果表明，門檻變量Institution存在雙門檻值，兩個門檻值均處于95%的置信區間，且置信區間的范圍較窄，證明了門檻值的真實存在。另外，根據估計門檻值過程的似然比趨勢圖，可以更加清楚形象的展示出模型的雙門檻特征。如圖1、圖2所示，門檻值γ1(6.815)和γ2(9.542)即為似然比統計量LR=0時的取值，置信區間則是由所有LR值小于7.35(5%顯著水平下的臨界值)的數值所構成的區間。

圖1 門檻值γ1似然比函數圖

圖2 門檻值γ2似然比函數圖

在確定了制度環境變量存在雙門檻值后，接下來對門檻模型進行回歸檢驗以估計出各解釋變量的影響系數。為保證檢驗結果的穩健性，我們特地對樣本進行了分組檢驗*利用門檻模型劃分制度環境區間，可以避免人為分組檢驗的主觀性和隨意性，因此我們以門檻模型劃分的區間為分析依據，分組檢驗的結果僅作為參考比照。，并把分組估計結果放入同一表中(見表4)，用以跟門檻模型的檢驗結果進行對比。分組的依據是根據制度環境水平的25%、50%、75%的分位點進行樣本分區，然后再對各區間的非平衡面板數據進行估計。具體結果如表4所示：

我們首先重點關注門檻模型中財政支農投入對貧困的影響系數，在三個不同的門檻區間中，其系數均通過了顯著性檢驗但大小各不相同。在Institution<6.815制度環境較差的門檻區間，財政減貧的彈性系數為0.548，在6.815≤Institution<9.542的中等制度環境區間，其估計系數則為0.421，而當制度環境跨越第二個門檻，進入Institution≥9.542的較高制度環境區間后，財政減貧的系數大幅度提高到1.633。據此結果我們可以發現財政減貧效應的兩個明顯特征：第一，高制度環境省份的財政減貧效應明顯要好于中、低制度環境水平的省份，說明制度環境的改善有助于財政減貧作用的充分發揮，制度環境越好，財政支農投入的減貧效果越顯著。第二，中等制度環境區間的減貧系數反而低于低制度環境的省份，說明財政減貧效應存在類似“中部塌陷”的反?，F象。而分組的估計結果也表明，在不同的制度環境區間，財政支農投入的減貧增收效應依然呈階段性特征，其數值分別為分別為0.543、0.462、0.481和1.816?？梢?，從整體來看，減貧效果隨著制度環境提升而改善，而中等制度環境下減貧效果最差的現象依然存在。

另外，人力資本、對外開放程度、工業化水平以及固定資產投資等幾個控制變量的回歸系數也通過的顯著性檢驗，這些檢驗結果與已有研究的基本經驗和基本事實都是比較吻和的。比較門檻模型、分組檢驗結果以及上文的FE模型結果，各變量系數的顯著性與正負方向沒有變化，僅僅是數值的大小略有差別，這也再次證明了模型設置與參數估計的合理性。

表4 門檻模型參數的估計結果

(二)實證結果分析

1.制度環境的改善能有效提高財政支農減貧效果

為什么制度環境的提高能有效改善財政減貧效果？我們可以從以下幾個方面分析：首先，制度環境較差的地區，通常意味著其經濟發展水平也相應落后，政府財力有限，財政支農投入的基數和總量不足，巧婦難為無米之炊，財政支農的減貧效應缺乏基本的投入保障；其次，在市場化程度較低的落后地區，缺乏現代農業的生產方式和農業經營體制，農業耕種與生產普遍處于零碎化的小農耕種狀態，沿襲傳統的家庭聯產承包責任制經營方式，抗風險能力弱，貧困農戶普遍思想保守，對如何運用資金進行規?；a躊躇不前，財政支農資金即使落到貧困農戶手中，也難以發揮應有功效；最后，制度環境較差的地區，農業基礎設施建設薄弱，農產品市場和要素市場建設不完善，而經濟增長紅利流向貧困人群的平等機制等軟性制度環境更是遠未形成，因此，在這樣的制度環境下，即便是增加財政支農資金，也難以實現其減貧增收的政策目標。

隨著制度環境的逐步提高，市場機制對資源配置的作用越來越大，財政支農的減貧效應便越來越明顯，主要的原因在于：第一，市場化程度越高通常意味著該區域經濟越發達，其政府越有實力進行財政支農投入，因此財政支農的總量要高于落后地區；第二，在制度環境較好的地區，現代農業經營體系越發達，農業基礎設施、農產品市場和要素市場等農業生產的外部條件以及配套的法律法規相對比較完善，財政資金更易于被市場機制高效配置，迅速派上用場，順利轉化為現實生產力，促進地區經濟增長和農民增收；第三，現代新型農業經營主體如專業大戶、家庭農場、農民合作社、農業產業化龍頭企業等，在制度環境較好的地區逐步培育和涌現，較落后地區的傳統農戶而言，這些新型農業經營主體顯然能夠更高效的利用財政支農資金，進而更易于實現財政支農減貧的政策目標。因此，綜合以上的分析，制度環境的改善的確有利于財政支農減貧效應的發揮。

2.關于第二區間效果最差的分析

我們進一步對比第二區間和第一區間時發現，中等制度環境樣本的財政支農減貧效果，反而不如第一區間低制度環境的省份。其減貧效應的彈性系數分別為0.548和0.0421，這似乎與我們已得出的結論“制度環境的改善能有效提高財政減貧效果”自相矛盾，本文把其形象的比喻成“中部塌陷”現象。對于這一現象，如果我們從財政支農減貧的作用途徑分析，便可以找到合理的解釋。財政支農的減貧路徑有兩種：一種路徑是直接減貧，即直接面向貧困人群。通過轉移支付制度對貧困人群進行減貧，提高貧困人群收入實現減貧；第二種路徑是間接減貧，即財政支出借助中間媒介減貧，通常是指促進經濟增長，使得增長紅利流向貧困農戶來提高收入達到減貧目的。從影響農民的收入構成來看，財政支農支出的直接減貧效應體現在農民的財產性收入和轉移性收入的提高，而間接減貧效應則體現為農民家庭經營性收入及工資性收入的提高。

在制度環境較高的省份，財政支農的減貧作用主要通過間接途徑實現。財政支農支出投資于農村的基礎設施、公共環境改善和經營體系建設等方面，通過促進農業產業化和規模化經營，帶動經濟增長，為農民提供更多的就業崗位和增收渠道，進而提高農民的家庭經營性收入及工資性收入。相反，處在中低制度環境的樣本省份，由于市場環境的制約，其財政支農支出的間接減貧效應無法充分發揮，嚴重降低了其減貧成效。因此，制度環境最好的第三區間，其財政支農的減貧作用無疑是最高的。而對于處于制度環境較差第一、二區間的省份而言，首先，由于二者均缺乏現代農業發展急需的配套市場條件和制度環境，因此二者的財政間接減貧效應沒有多少區別，對于提高農民的經營性收入和工資性收入的作用有限。其次，二者財政減貧的直接效應卻存在較大差別。第一區間省份大都如青海、貴州、新疆等傳統的“老、邊、窮”落后地區，盡管地區財政有限，但中央財政對于這些省份有特殊扶持政策和大量扶貧性質的財政撥款，其財政支農支出中用于農村轉移性支出和救濟費比第二區間省份更多。這部分財政支農支出是構成當地貧困農民收入的直接來源，顯著提高了農民的轉移性收入，而這些轉移性收入在貧困農戶的收入中占有較大比例。因此，第一區間省份的財政支農直接減貧效應肯定要比第二區間省份的大，而二者的間接減貧效應又差不多。綜合比較，便造成了處于中等制度環境省份的財政減貧效果最差的結果。

四、制度環境影響財政支農減貧效應的進一步分解

上文的研究已經證明制度環境對于財政支農減貧增收產生重要影響并呈非線性特征。事實上，樊綱和王小魯所編制的市場化指數是由政府與市場的關系(RGI)、要素市場的發育程度(FMA)、產品市場的發育程度(PMA)、非國有經濟的發展(EPR)、市場中介組織發育和法律制度環境(ELP)五個維度*數據根據樊綱等編寫的《中國市場化指數——各地區市場化相對進程報告》整理計算而得。組成。上文市場制度總指數可能掩蓋了制度環境各個子維度對財政減貧的影響差異，接下來如果能夠證明這五個維度中哪些維度相對更為重要，就能夠進一步識別出制約和影響財政減貧的關鍵指標，也能夠為提高減貧效果提供更為具體可行的政策路徑。因此，本文借鑒Swaleheen(2008)[19]提供的方法，通過考察財政支農投入系數的變化幅度，輔以分析制度環境各子維度估計系數的大小，識別出影響財政支農減貧效應的關鍵制度指標。將制度變量的各子維度同時納入模型可能導致共線性和內生性問題。本文采用逐一添加變量法應對多重共線性問題，運用IV-2SLS模型，選取財政支農投入和各項市場化子指標的滯后一期值作為工具變量，以處理內生性問題。檢驗結果見表5。

表5 市場化不同維度的檢驗結果(IV-2SLS估計)

由表5可知，政府與市場關系、產品市場、要素市場培育以及市場化中介與法律制度均對農民收入有顯著促進作用，而非國有經濟對減貧增收不顯著。首先，從財政支農投入(GSA)系數的變化幅度來看，在模型中添加了政府與市場關系變量后，財政支農投資的系數由1.116下降到0.945，是五個子維度中下降幅度最大的，要素市場指數由1.116下降到0.966。這是因為，伴隨著政府與市場關系指數的提高，政府干預經濟越少，市場配置資源的程度越高，財政支農通過促進經濟增長，進而讓貧困群體享受經濟紅利的機制和渠道會更完善，農民收入增長所遭受的人為約束就越少。同樣，要素市場包括了資本、土地以及勞動力市場等方面，生產要素自由流動的成本越低，貧困群體減貧脫貧渠道就越順暢。因此，要素市場機制是發揮財政支農減貧效應的重要基礎。值得注意的是，控制產品市場變量后，GSA系數的下降幅度不大，僅由1.116降至1.078，說明產品市場對于減貧效應的影響力不如要素市場顯著，這可能的原因是，產品市場發展不僅僅帶來了產品多元化以及產品自由流動，也加劇了城鄉產品的競爭，導致城鄉收入差距進一步拉大，因此部分抵消了減貧效應。這一結論也與鐘寧樺(2011)[20]、王永綦(2013)[21]等的研究結論基本一致。

其次，從制度環境各子維度的估計系數來看，政府與市場化關系作用最大，要素市場排在第二位；而從調整后的R2來看，政府與市場關系、要素市場依然排在前兩位，分別達到0.546和0.523，說明其聯合解釋力也相對較高。將五個子維度納入同一模型(7)后的檢驗結果顯示，幾個子維度的估計系數和顯著性均產生了明顯的變化，而其聯合解釋力僅為0.447，沒有顯著提高，說明可能由于共線性的存在，把這些變量納入同一模型是不合適的。進一步的相關性檢驗也證實了共線性的存在*運用stata13對五個子維度變量進行pearson檢驗的結果沒有給出，可來函索取。，其中市場中介與法制環境變量與其他各子維度兩兩之間的Pearson相關系數均在70%以上，這說明市場中介與法制環境變量的解釋力部分包含在其他維度中，也一定程度反映出市場中介與法制環境是其他制度環境子維度發生影響力的前提條件和基礎。因此，綜合GSA系數的變化、各個維度的相關性檢驗、各子維度估計系數的大小以及聯合解釋力的分析，我們可以識別出，政府與市場關系、要素市場發育程度以及市場中介與法制環境是影響財政支農減貧效應的關鍵維度。

五、結論與啟示

本文根據1997年至2014年中國省級面板數據，在考慮制度環境這個外部條件下，來研究財政支農投入對減貧增收的作用。研究結論表明，首先，財政支農具有顯著的減貧作用，我國的財政支農政策在一定程度上能夠達到促進農民增收、減緩農村貧困的政策目標；其次，提高制度環境水平能有效改善財政支農的減貧效應，隨著制度環境越來越好，財政支農減貧的作用也越來越大；其三，財政支農減貧的作用存在類似“中部塌陷”現象，即處于中等制度環境區間的省份，其財政減貧效果反而不如制度環境最差的的省份。最后，在制度環境的各個子維度中，政府與市場關系、要素市場培育以及市場中介與法律環境是影響財政支農減貧效應的關鍵維度。

根據結論本文提出以下政策建議。首先，研究結論指出財政支農投入對減緩貧困的作用受到制度環境的制約。因此，要提高財政減貧效果，不能僅僅一味地大量增加財政支出，而是采取強力措施大力改善制度環境，特別是促進落后地區的市場化改革進程。根據門檻值劃分的結果看*根據制度環境門檻值的劃分標準，以2014年為例，處于第一區間(Institution<6.815)的包括青海、新疆、甘肅、寧夏、貴州、內蒙古等6省，處于第二區間(6.815≤Institution<9.542)的包括湖北、四川、河南、江西、廣西、河北、遼寧、黑龍江、云南、湖南、吉林、海南、陜西、山西等14個省，處于第三區間(Institution≥9.542)的包括江蘇、上海、浙江、廣東、安徽、福建、天津、山東、北京等9省市。，盡管當前我國處于低制度環境的省份僅剩下極少數幾個，如青海、新疆等6省，但處于中等制度環境的省份數量較多，還有包括湖北、四川、河南等在內的14省，而研究結果顯示正是這些處于中等制度環境區間的省份財政支農減貧效果最差，因此，促進這些省份盡快跨越門檻進入高制度環境階段，解決好上文所證實的“中部塌陷”問題是當務之急。其次，大力培育和發展多元化新型農業經營主體，構建新型農業經營體系，由此帶動財政支農減貧效應的充分發揮。培育包括專業大戶、家庭農場、農民合作社和龍頭企業等在內的新型農業經營主體，只用財政投資配置和流向到這些現代農業經營主體，財政資金的效率才能充分利用吸收，貧困農戶才有機會提高其經營性收入與工資性收入，由此形成穩定增收能力避免再度返貧。再次，應注重改善財政支出配置和結構，擴大基礎設施的支出，為農業創造良好的生產和經營條件，減少貧困戶對轉移支付、救濟等直接減貧辦法的依賴；注重增加教育、醫療、社保等公共支出，使財政減貧更多發揮授人以漁而非授人以魚的功能；最后，通過推進市場化制度改革發揮財政支農減貧作用的政策重點在于：在建立公正、公平和公開的法律制度的基礎上，進一步理順政府與市場的關系，減少政府對經濟的行政干預，側重要素市場改革，繼續健全土地流轉市場、戶籍制度改革和勞動力自由流動政策，協調好財政支農投入與制度環境的關系，形成良性互動機制，共同促進農業經濟增長、農民增收和降低農村貧困。

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(責任編輯:風 云)

Research on Poverty Reduction Effect of Financial Support for Agriculture from the Perspective of Institutional Environment

CHEN Ming1，2，ZHOU Faming1

(1. College of Economics，Hunan Agriculture University，Changsha 410128, China；2. College of Economics and management, University of South China, Hengyang 421001, China)

Based on the panel data of 29 Chinese provinces from 1997 to 2014, this paper comprehensively uses a variety of measurement methods to test the effect of financial support for agriculture on the increase of peasants’ income. The empirical results show that the effect of financial support for agriculture is restricted by the institutional environment. In provinces with poor institutional environment, the poverty reduction effect of financial support is not sufficient, with the gradual improvement of the institutional environment, financial support for agriculture reduces poverty significantly; but in provinces whose institutional environment is at a medium level, the poverty reduction effect is abnormally lower than in provinces with poor institutional environment, that is, there exists a phenomenon similar to “central collapse” in the poverty reduction effect of financial support. Among all the dimensions of the system environment, the relationship between the government and the market, the cultivation of the factor market, the market intermediary and the legal environment are the key dimensions affecting the poverty reduction effect of the financial support.

institutional environment; financial support for agriculture; poverty reduction effect

2016-08-15

教育部人文社科青年基金資助項目(16YJC790007)；湖南省教育廳優秀青年項目(16B233)

陳鳴(1977-)，男，湖南常德人，湖南農業大學經濟學院博士生，南華大學經濟管理學院講師；周發明(1965-)，男，湖南株洲人，湖南農業大學經濟學院教授。

F323

A

1004-4892(2017)01-0029-10