財政分權、經(jīng)濟增長與政府減貧行為

劉建民，歐陽玲，毛 軍

(1.湖南大學 經(jīng)濟與貿(mào)易學院，湖南 長沙 410079；2.湖南財政經(jīng)濟學院 財政金融學院，湖南 長沙 410205；3.海南師范大學 數(shù)學與統(tǒng)計學院，海南 ?？?571158)

一、引言

財政分權主要是按照“事權→財權→財力”在不同層級政府間實現(xiàn)財力均等化。改革開放初期，為適應市場經(jīng)濟改革和經(jīng)濟快速增長，我國采用提高地方政府財政收入自主權和“財政包干”的完全財政分權形式，極大地提高了地方政府發(fā)展經(jīng)濟的積極性。然而，地方經(jīng)濟發(fā)展帶動了財政收入的快速增長，使得地方政府財政收入規(guī)模遠遠高于中央政府財政收入規(guī)模，造成了我國區(qū)域經(jīng)濟的不均衡發(fā)展和財政收入分權程度的不斷提高。在此背景下，1994年開始實施分稅制改革的部分財政分權，我國確定了以流轉稅、所得稅等主要稅種為主的中央稅和中央地方共享稅，這使得財政收入分權程度有所下降。同時，改革開放后的我國貧困發(fā)生率也分為兩個階段。改革開放初期，我國經(jīng)濟發(fā)展水平較低且貧富差距較小，貧困發(fā)生率較高，財政分權和經(jīng)濟增長能夠有效地解決貧困問題，此時的貧困發(fā)生率以10%左右的速度快速下降。1994年開始，隨著地區(qū)經(jīng)濟增長和不斷增加的地區(qū)貧富差距，財政分權“不利于窮人”的經(jīng)濟增長性質呈現(xiàn)出來(圖1)，財政分權對貧困減少產(chǎn)生不利影響，貧困率下降處于停滯時期，此時的貧困發(fā)生率迅速下降到3%并穩(wěn)定下來。因此，研究財政分權改革和經(jīng)濟增長是否有利于減緩貧困具有重要意義。

財政分權被世界各國政府視為公共財政減貧的有效手段之一。財政分權改革后，地方政府為了在“用腳投票”中占據(jù)優(yōu)勢地位，在財政激勵作用中獲得收益而相互競爭[1]，而政府間的相互競爭以確保地方政府更加“貼近民眾”，能夠增進公共部門責任感、改善政府治理能力，提高社會治理的公眾參與程度，因而能夠提供更加有效的公共服務，擁有更高的責任心代表選民履行職責[2]。此外，財政分權改革后，地方政府增加了教育、衛(wèi)生和農(nóng)業(yè)等公共方面的財政投入，使得貧困居民的生活水平和收入水平得到一定程度的改善[3]。然而，政府官員通過“政治獻金”和政治影響力等方式獲得公共服務優(yōu)先權[4]。王韜和底偃鵬(2010)[5]研究發(fā)現(xiàn)，由于地方政府在減貧政策實施中會存在虛增成本和地下交易行為，地方政府容易偏向利益集團，從而使得公共支出結構不能產(chǎn)生親貧式結果，進而減貧效果有所下降[6-7]。此外，盡管財政分權并未賦予地方政府再分配職責，但是地方政府擁有再分配政策的參與權，進而會間接影響再分配政策的實施效果[8]。另一方面，財政分權加劇地方政府間的相互競爭意識，進而會扭曲公共支出結構，導致實現(xiàn)減貧目標的速度有所放緩[9-10]。同時，也有學者認為財政分權對減貧的作用具有局限性。不同轄區(qū)間財政分權對減貧效應存在差異性。Rowland(2001)[11]認為經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)較少的經(jīng)濟沖擊，財政分權通過增加親貧式支出的配置效率，有利于改善減貧項目的瞄準性，從而實現(xiàn)減貧目標；貧困地區(qū)較低的土地不均等程度和偏遠程度，更加依賴中央政府的轉移支付，無從獲得消費者效率[12]。儲德銀和趙飛(2013)[13]研究發(fā)現(xiàn)，財政分權與減少貧困間存在著外部因素的門檻效應。

圖1 1978-2015年我國貧困情況

綜上所述，現(xiàn)有文獻對財政分權和經(jīng)濟增長是否有利于減緩貧困進行了分析，然而未能將空間因素納入到實證分析當中。由于我國地區(qū)財政分權、經(jīng)濟增長與貧困程度存在較大差距，為了全面考察我國財政分權、經(jīng)濟增長與貧困之間所具有的空間溢出效應，本文基于我國2000-2015年的相關數(shù)據(jù)，采用極化指數(shù)對我國區(qū)域財政收入分權的地區(qū)差距進行分解；為了有效避免內(nèi)生性問題，本文運用空間面板分位數(shù)計量模型實證檢驗財政分權對貧困減少的直接影響效應，財政分權通過經(jīng)濟增長的交互作用對貧困減少產(chǎn)生間接影響效應，以期揭示我國財政分權對貧困減少的空間非線性影響效應，為地方政府減少貧困提供全新視角。

二、我國財政分權分布的空間極化程度及其趨勢

本文運用極化指數(shù)對我國財政收入分權的地區(qū)差異進行分析，將樣本分為高財政收入分權組和低財政收入分權組，構建我國財政收入分權地區(qū)分布極化的ER指數(shù)、EGR指數(shù)和LU指數(shù)，對我國財政收入分權地區(qū)分布的極化程度進行測度。ER指數(shù)測算公式如下：

(1)

其中，n為分組數(shù)；p為權重。xi和xj分別表示第i和j組的平均財政收入分權程度；pi和pj分別表示第i和j組樣本數(shù)占總樣本數(shù)的比值。參數(shù)K(>0)為起標準化作用的常數(shù)。α的取值范圍在0到1.6之間，本文選擇α=1.5進行測算分析。EGR指數(shù)測算公式如下：

[π-L(π)]}

(2)

其中，π為低財政收入分權組的樣本數(shù)占全體樣本數(shù)的比值，L(π)為低財政收入分權組的數(shù)值占總樣本財政收入分權數(shù)值的比值，π-L(π)表示組間差距。參數(shù)β(>0)衡量的是組內(nèi)聚合程度的敏感程度。LU指數(shù)測算公式如下：

(3)

其中，測算出的ER、EGR和LU數(shù)值越大，表示財政收入分權地區(qū)分布的極化程度越高；測算出的ER、EGR和LU數(shù)值越小，表示財政收入分權地區(qū)分布的極化程度越低。本文測算出2000-2015年我國財政收入分權地區(qū)分布極化的ER指數(shù)、EGR指數(shù)和LU指數(shù)(表1)。此外，本文還測算了財政收入分權的總體基尼系數(shù)、高財政收入分權組和低財政收入分權組的基尼系數(shù)，進而對財政收入分權地區(qū)分布的地區(qū)差距進行對比分析。

從地區(qū)分布極化程度的演變趨勢看，ER指數(shù)、EGR指數(shù)和LU指數(shù)所測度的財政收入分權的極化程度總體上呈現(xiàn)出下降趨勢。其中，2000-2006年，財政收入分權的極化指數(shù)呈現(xiàn)小幅上升；2007-2015年，財政收入分權的極化指數(shù)呈現(xiàn)下降態(tài)勢。同時，基尼系數(shù)與極化指數(shù)呈現(xiàn)出基本上一致的趨勢，這說明基尼系數(shù)是衡量極化程度的主要原因。財政收入分權分布總體地區(qū)差距的基尼系數(shù)在0.1到0.2之間，總體地區(qū)差距呈現(xiàn)出下降態(tài)勢，這說明我國財政收入分權的聚合程度在不斷增強。高財政收入分權組的基尼系數(shù)略高于低財政收入分權組的基尼系數(shù)。同時，地區(qū)組間差距的G總體指數(shù)呈現(xiàn)出下降趨勢，這表明地區(qū)高財政收入分權組和低財政收入分權組之間的差距有所減小，這導致財政收入分權地區(qū)分布的極化程度和基尼系數(shù)有所下降?？偠灾?，組間差距縮小與組內(nèi)聚合程度增強是我國財政收入分權的空間極化程度下降的主要來源，這說明我國分稅制改革后，中央政府與地方政府之間存在著財權與事權的逆向不對稱運動，中央政府在不斷提高財力集中度的過程中，增強了對地方政府的宏觀調控能力，同時中央政府將事權與支出職責層層向下分解，加劇了地方政府因財力與事權不匹配而產(chǎn)生的外在壓力。我國財政收入分權地區(qū)分布不斷下降的極化程度有利于緩解高低組之間差距程度，因此，急需區(qū)別對待不同地區(qū)的情況，制定具有針對性的財政收入分權政策，從而以最有程度保證財政收入分權在地區(qū)間的公平性。

表1 中國財政收入分權地區(qū)分布的極化程度

注：按照基尼系數(shù)測度的極化程度，基尼系數(shù)高于0.5意味著出現(xiàn)極化現(xiàn)象。

圖2 中國財政收入分權地區(qū)差距的演變趨勢

圖3 中國財政收入分權地區(qū)分布的極化指數(shù)

三、經(jīng)驗分析

(一)計量模型設定

我國城鄉(xiāng)二元結構決定著貧困人口主要集中在農(nóng)村地區(qū)。農(nóng)村地區(qū)的基礎設施水平落后，且缺乏政府財政的社會保障支持。城鎮(zhèn)貧困人口的社會保障問題則得到了較好的解決。地方政府為吸引流動性要素而相互競爭，財政收入分權的提高意味著地方政府能夠提供更多的財力實施減貧工作；財政支出分權的提高意味著具有信息優(yōu)勢的地方政府在提供公共服務時，有效解決政府稅收、公共服務供給與居民偏好相匹配的問題，減貧工作更加符合轄區(qū)居民的偏好并更加具有效率。財政分權通過公共支出、稅收競爭以及公共就業(yè)對貧困減少的直接影響效應；財政分權還通過與經(jīng)濟增長的交互作用，進而對貧困減少產(chǎn)生間接影響效應。此外，由于我國地區(qū)財政分權、經(jīng)濟增長和居民貧困存在較大差距，為了全面考察我國財政分權、經(jīng)濟增長與貧困之間所具有的空間溢出效應，本文通過空間收斂模型和空間面板分位數(shù)模型進行實證研究。

1.σ收斂

(4)

2.絕對β收斂和空間絕對β收斂

由于我國各地區(qū)農(nóng)村貧困程度(ruralit)和城鎮(zhèn)貧困程度(cityit)表現(xiàn)出不同程度的波動，采用β收斂對結果進行穩(wěn)健性檢驗，絕對β收斂和空間滯后面板絕對β收斂檢驗模型設定如下：

ruralit/ruralit-1=α+βruralit-1+εit

(5)

cityit/cityit-1=α+βcityit-1+εit

(6)

ruralit/ruralit-1=α+βruralit-1+ρWruralit/

ruralit-1+εit

(7)

cityit/cityit-1=α+βcityit-1+ρWcityit/cityit-1+εit

(8)

3.條件β收斂和空間條件β收斂

條件β收斂是根據(jù)不同區(qū)域初始所存在的差異，各地區(qū)在收斂后的穩(wěn)態(tài)存在差異和發(fā)展趨勢。條件β收斂和空間條件β收斂模型設定如下：

(9)

(10)

(11)

(12)

4.空間面板分位數(shù)模型

面板分位數(shù)回歸是根據(jù)加權絕對殘差最小估計方法，考察因變量的條件均值分布受自變量的影響過程。為實證檢驗財政分權對貧困程度的空間溢出影響效應，空間面板分位數(shù)的固定效應模型設定如下：

Qyi(τ|αi，εt，Wyit，xit，Wxit)=αi+εt+ρτWyit+γτxit+ητWxit

(13)

其中，yit表示貧困程度，包括農(nóng)村貧困(ruralit)和城鎮(zhèn)貧困(cityit)。xit表示第i個地區(qū)第t年的影響變量，包括財政分權變量和控制變量。財政分權變量為財政收入分權和財政支出分權；控制變量包括經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結構、對外開放程度、城市化水平和技術進步水平。W為地理與經(jīng)濟權重的嵌套權重矩陣，參考張征宇和朱平芳(2010)[14]，Wn(φ)=(1-φ)Wd+φWe，Wn的取值在0到1之間。Wn越接近0，說明空間權重與地理距離因素越相關；Wn越接近1，說明空間權重與經(jīng)濟距離因素越相關。

(二)數(shù)據(jù)來源及變量說明

本文選取除港澳臺地區(qū)以外的全國31個省(市、自治區(qū))2000-2015年作為數(shù)據(jù)樣本，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村貧困檢測報告》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國財政年鑒》及各省統(tǒng)計年鑒。為了增強實證檢驗結果的可信度，所有變量均利用價格指數(shù)進行平減(2000=100)。為了消除異方差，對所有變量取自然對數(shù)，以進一步增加數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。此外，按照相關變量每年水平值計算數(shù)據(jù)中涉及到的比值?；跀?shù)據(jù)可得性，本文從收入角度對我國農(nóng)村貧困和城鎮(zhèn)貧困狀況進行測度。財政分權因素包括財政收入分權(FD-re)和財政支出分權(FD-ex)，財政收入分權(FD-re)=省級人均預算內(nèi)本級財政收入/(省級人均預算內(nèi)本級財政收入+中央人均預算內(nèi)本級財政收入)；財政支出分權(FD-ex)=省級人均預算內(nèi)本級財政支出/(省級人均預算內(nèi)本級財政支出+中央人均預算內(nèi)本級財政支出)。控制變量：用人均GDP來表示經(jīng)濟發(fā)展水平(pgdp)；用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來表示產(chǎn)業(yè)結構(industry)；用各地區(qū)進出口貿(mào)易總額占GDP的比值來表示對外開放程度(open)；用各地區(qū)城鎮(zhèn)人口占當?shù)乜側丝趤肀硎境鞘谢?urban)；用發(fā)明、實用新型和外觀設計三項專利的年授權數(shù)來表示技術進步水平(techno)。

(三)計量結果分析

本文測算了2000-2015年我國區(qū)域農(nóng)村貧困程度和城鎮(zhèn)貧困程度的σ收斂指數(shù)(圖4)?？傮w而言，我國區(qū)域農(nóng)村貧困程度和城鎮(zhèn)貧困程度的σ收斂指數(shù)整體上呈現(xiàn)出下降態(tài)勢。其中，2000-2006年σ系數(shù)值呈現(xiàn)出微弱的上升趨勢，在2006年分別達到最大值0.3931和0.2459。2006-2015年σ系數(shù)值隨時間推移而呈現(xiàn)出持續(xù)的下降趨勢。此外，農(nóng)村貧困程度的σ收斂指數(shù)要遠遠高于城鎮(zhèn)貧困程度的σ收斂指數(shù)。

本文對我國區(qū)域農(nóng)村貧困程度和城鎮(zhèn)貧困程度進行絕對β收斂檢驗和空間絕對β收斂。分別運用地理權重矩陣、經(jīng)濟權重矩陣和混合權重矩陣對模型進行估計，研究發(fā)現(xiàn)回歸系數(shù)符號并無顯著差異，說明計量模型檢驗結果比較穩(wěn)健。表2給出了絕對β收斂檢驗和空間絕對β收斂檢驗的固定效應估計結果。由表2結果可知，回歸系數(shù)β顯著為負，說明我國農(nóng)村貧困程度和城鎮(zhèn)貧困程度的地區(qū)分布在整體上存在絕對β收斂和空間絕對β收斂，表明我國農(nóng)村貧困程度和城鎮(zhèn)貧困程度存在顯著的收斂趨勢。ρ為空間效應系數(shù)顯著為正，說明鄰區(qū)農(nóng)村貧困程度(或城鎮(zhèn)貧困程度)對本地區(qū)農(nóng)村貧困程度(或城鎮(zhèn)貧困程度)具有一定的影響作用，區(qū)域間農(nóng)村貧困程度(或城鎮(zhèn)貧困程度)存在空間依賴作用，空間距離對鄰近地區(qū)行為具有空間溢出效應。我國呈現(xiàn)政府公共服務的減貧工作具有地域性特征，地方政府通過公路等基礎性公共服務、信貸政策等經(jīng)濟性公共服務和教育、醫(yī)療等社會性公共服務在地區(qū)間進行關聯(lián)，從而實現(xiàn)減貧政策的總體效果。此外，農(nóng)村貧困程度的ρ系數(shù)值略高于城鎮(zhèn)貧困程度的ρ系數(shù)值，由于貧困人口間差異較小，地區(qū)間差異與地區(qū)貧困人口數(shù)量出現(xiàn)直接的相關關系。目前，我國農(nóng)村人口較多且大多從事與農(nóng)業(yè)相關的工作，農(nóng)村地區(qū)基礎設施落后、生產(chǎn)力低下和缺乏規(guī)模效應，國家貧困線標準嚴重低估現(xiàn)實中的農(nóng)村貧困狀況[15]。城鎮(zhèn)地區(qū)政府發(fā)揮區(qū)域信息優(yōu)勢、多樣性優(yōu)勢、規(guī)模優(yōu)勢和技術優(yōu)勢，貧困人口生產(chǎn)能力相對較強，能夠通過自身的努力從而脫離貧困，進而解決基本的生存需求和溫飽問題。這就造成了政府減貧的“貧困地區(qū)的惡性循環(huán)”和“富裕地區(qū)的良性循環(huán)”現(xiàn)象。

圖4 2000-2015年中國貧困的σ收斂指數(shù)

表2 絕對β收斂和空間絕對β收斂檢驗結果

注：*、**、***分別代表在10%、5%和1%的統(tǒng)計水平上顯著，括號內(nèi)為t值。下同。

本文對我國區(qū)域農(nóng)村貧困程度和城鎮(zhèn)貧困程度進行條件β收斂和空間條件β收斂(表3)。條件β收斂和空間條件β收斂是將控制變量引入到模型當中，檢驗農(nóng)村貧困程度和城鎮(zhèn)貧困程度的空間差異是否會隨著時間推移而逐漸縮小，各地區(qū)能否趨向于各自的穩(wěn)定值。為保證計量模型檢驗結果的穩(wěn)健性，分別用財政收入分權和財政支出分權對農(nóng)村貧困減少和城鎮(zhèn)貧困減少的地區(qū)分布進行實證檢驗。表3給出了條件β收斂和空間條件β收斂的固定效應估計結果。由表3結果可知，回歸系數(shù)β顯著為負，說明我國農(nóng)村貧困程度和城鎮(zhèn)貧困程度的地區(qū)分布在整體上存在條件β收斂和空間條件β收斂。此外，財政收入分權對農(nóng)村貧困減少和城鎮(zhèn)貧困減少顯著為負。我國具有稅收管轄權與稅款支配權的特征，地方政府擁有稅收征收管理權和部分稅收優(yōu)惠減免權，不同層級政府間的職能與稅收責任的錯配將會不利于貧困減少；居民流動性促使地方間產(chǎn)生稅收競爭，這導致地方政府通過實行更低稅率或更多的稅收優(yōu)惠，通過不同的稅收制度累進性改變可支配收入的分配狀況，這會使得對高收入人群征收較高的稅收，而對低收入人群進行較高的補貼，進而導致窮人遷移到本地和富人向外遷移。此外，地方政府進行轄區(qū)競爭成為促進經(jīng)濟發(fā)展的常用手段[16]，稅收管理和監(jiān)督相對偏松以及發(fā)生“尋租腐敗”，這在一定程度上減弱了財政收入分權的減貧效果。財政支出分權對農(nóng)村貧困減少和城鎮(zhèn)貧困減少顯著為正。地方政府是農(nóng)村貧困和城鎮(zhèn)貧困的資金籌集和管理者，扶貧支出需要得到同級人民代表大會和上級政府批準，從而可以確保地方政府支出及時到位以實現(xiàn)減貧目標。此外，地方政府具有要素流動性的再分配能力，再分配政策所需的公共支出是由地方政府提供的“歸屬原則”，使得地方政府能夠在公共產(chǎn)品與公共服務的供給上做出符合帕累托效率的公共支出決策[17]。與促進地方經(jīng)濟快速增長的投資性支出相比，地方政府主要是以提供社會效應為主的財政支出，從而解決不同層級政府之間支出責任和相匹配的財權劃分問題。地方政府在稅收收入相對有限的情況下，基于政績考核壓力，實施向窮人或弱勢群體傾斜的公共就業(yè)政策，或者增加醫(yī)療衛(wèi)生、教育和新農(nóng)村建設等民生性支出[18]。因此，現(xiàn)階段我國財政支出分權在一定程度上能夠改變地方政府公共支出行為，進而可以產(chǎn)生減貧效果。經(jīng)濟發(fā)展水平對農(nóng)村貧困減少和城鎮(zhèn)貧困減少顯著為正。宏觀經(jīng)濟增長、宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定等因素是影響貧困減少的重要因素，在財政分權與貧困減少的關系作用中起到了傳導媒介作用。經(jīng)濟增長可為貧困人口創(chuàng)造更多、更好的就業(yè)和增收機會，從而政府更有能力去幫助低收入者等弱勢群體，能更好地根據(jù)消費者偏好提供公共產(chǎn)品和公共服務。貧困人口可以從經(jīng)濟增長“涓滴效應”中受益，經(jīng)濟增長所產(chǎn)生的“涓流效應”有利于貧困減少[19]。此外，地區(qū)經(jīng)濟增長具有收斂性，有助于縮小居民收入差距[20]。因此，經(jīng)濟快速增長是實現(xiàn)有效減貧途徑的外部重要條件。

參數(shù)估計是對整個樣本分布上的平均水平分析，而無法揭示參數(shù)在樣本分布不同分位點上的變化路徑，參數(shù)估計值的不顯著有可能因為在高中低分位數(shù)上正負相抵而造成的。因此，文章采用空間面板數(shù)據(jù)對不同分位點上進行估計，表4給出了φ=0，0.2，0.4，0.8，1下所得到的回歸系數(shù)、t統(tǒng)計量和擬合優(yōu)度。由表4結果可知，在不同空間權重下，模型的回歸系數(shù)值、t統(tǒng)計量與擬合優(yōu)度均呈現(xiàn)出穩(wěn)定性。當Wn=0(地理權重)時，空間效應系數(shù)(ρ)顯著為正；隨著Wn逐漸增大(趨向經(jīng)濟權重)，空間效應系數(shù)(ρ)顯著且有所增加。農(nóng)村貧困程度和城鎮(zhèn)貧困程度的空間溢出作用機制，地區(qū)農(nóng)村貧困程度和城鎮(zhèn)貧困程度即會受到地理上相鄰地區(qū)的影響，也受到與區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展水平接近地區(qū)的影響，且經(jīng)濟影響作用大于地理影響作用。

表3 條件β收斂和空間條件β收斂檢驗結果

注：此處的空間權重為地理與經(jīng)濟權重的嵌套權重矩陣。

財政收入分權集群(WFD-re)對農(nóng)村貧困減少產(chǎn)生顯著的負向作用。分稅制改革后，中央政府擁有收入來源相對穩(wěn)定的稅種，地方政府擁有稅源分散、征管難度大和收入來源不穩(wěn)定的中小稅種。官員晉升錦標的行政考核機制，加劇了地方政府間稅收競爭的內(nèi)在動力。地方政府為了保護自身稅基或從其他轄區(qū)吸引稅收流入，會通過實行較為優(yōu)惠的稅收政策或者較低的稅率，從而吸引流動性資源流入到本轄區(qū)。此外，考慮到人口的流動性，政策洼地加劇了經(jīng)濟發(fā)達地貧困人口的流動性要高于經(jīng)濟落后地區(qū)，從而使得經(jīng)濟落后地區(qū)陷入更加貧困的惡性循環(huán)，這在很大程度上削弱了財政收入分權集群的實際效果及其農(nóng)村減貧效應[21]。財政支出分權集群(WFD-ex)對城鎮(zhèn)貧困減少產(chǎn)生顯著的負向作用。目前，我國正處于改革轉型期，不確定性因素加大了地方政府財政支出的剛性需求；而財政支出分權扭曲了公共支出結構和加劇地區(qū)間競爭程度，導致地方政府在公共支出方面，忽視社會服務性支出而偏向于生產(chǎn)性支出。此外，當公共服務對地區(qū)差異不敏感時，政府提供的公共服務規(guī)模、技術優(yōu)勢與貧困居民實際需求出現(xiàn)偏差，地方政府公共支出決策降低轄區(qū)內(nèi)公共產(chǎn)品與公共服務的供需匹配性，導致公共服務的效率降低。經(jīng)濟集聚(Wpgdp)對農(nóng)村貧困減少和城鎮(zhèn)貧困減少產(chǎn)生顯著的負向作用?！袄S坦假說”認為在“錦標競賽”和“晉升競賽”的雙重作用下，理性的政府官員為了追求自身權力最大化，地方政府是以經(jīng)濟快速增長為主要目標[22]，而這種權力通常通過官員自身控制的預算規(guī)模大小來反映，地區(qū)間經(jīng)濟競爭通常會降低地方政府規(guī)模，從而削弱地方政府實施大規(guī)模減貧計劃的能力[23]。經(jīng)濟快速增長往往伴隨著地區(qū)間經(jīng)濟不均衡增長和收入分配差距的擴大，而正是地區(qū)間經(jīng)濟不均衡增長和收入差距擴大，導致貧困居民無法真正從經(jīng)濟增長中獲益。經(jīng)濟增長“不利于窮人”特性的傳遞機制，是近年來我國貧困減緩的主要原因，從而產(chǎn)生不利于政府減貧的實施效果。

四、結論與啟示

1994年分稅制改革以來，財政收入分權的向上集中與財政支出分權責任向下分解的逆向不對稱運動，加劇了地方政府因財力與事權不匹配的財政困境。為了緩解扶貧工作的財政缺口，地方政府通過相互競爭而獲得更多的扶貧資金。本文基于我國2000-2015年的相關數(shù)據(jù)，采用極化指數(shù)對我國區(qū)域財政收入分權的地區(qū)差距進行分解；其次，建立空間面板分位數(shù)計量模型實證考察我國財政分權對貧困減少的影響效應和通過經(jīng)濟增長相互作用對貧困減少產(chǎn)生間接影響效應。研究結果發(fā)現(xiàn)：(1)總體地區(qū)差距呈現(xiàn)出下降態(tài)勢，這說明我國財政收入分權的聚合程度在不斷增強。組間差距縮小與組內(nèi)聚合程度增強是我國財政收入分權的空間極化程度下降的主要來源。(2)采用空間面板分位數(shù)計量模型研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村貧困和城鎮(zhèn)貧困存在空間依賴作用，且農(nóng)村貧困的空間相關系數(shù)略高于城鎮(zhèn)貧困的空間相關系數(shù)；財政收入分權對農(nóng)村貧困減少和城鎮(zhèn)貧困減少產(chǎn)生了顯著的負向作用，財政支出分權對農(nóng)村貧困減少和城鎮(zhèn)貧困減少產(chǎn)生了顯著的正向作用，經(jīng)濟發(fā)展水平對農(nóng)村貧困減少和城鎮(zhèn)貧困減少具有顯著的正向作用；財政收入分權集群對農(nóng)村貧困減少產(chǎn)生了顯著的負向作用，財政支出分權集群對城鎮(zhèn)貧困減少產(chǎn)生了顯著的負向作用，經(jīng)濟集聚對農(nóng)村貧困減少和城鎮(zhèn)貧困減少產(chǎn)生了顯著的負向作用。因此，促進我國反貧困工作的關鍵點在于需要考慮空間因素下財政分權政策的合理制定與實施。

表4 空間面板分位數(shù)回歸結果

注：由于篇幅問題，本文未將控制變量的計量結果進行展示，如需可向筆者索要。

第一，逐步降低財政收入分權程度，積極構建與完善地方稅體系。人口流動性將會制約地方政府減貧的能力，稅收收入的“歸屬原則”使得在稅率相同的情況下，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的財政收入越高，地方政府可以提供更好的公共服務，貧困率水平越低。然而，貧困地區(qū)的地方政府財政收入有限，通過減少其他公共服務水平和提高稅負，使得居民會不斷向經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)遷移，地方政府的財政資源再分配政策失效，從而陷入更加貧困的惡性循環(huán)。因此，構建以中央政府確定統(tǒng)一的納稅標準，地方政府擁有獨立的財政收入權力，逐步建立以財產(chǎn)稅為主體稅種的地方稅體系，將一些零星稅種的開征權賦予地方政府，從而促進地方政府減貧工作的推進。

第二，優(yōu)化政府支出結構，強化中央政府轉移支付對地方政府扶貧工作的激勵和約束作用。政府減貧工作主要是根據(jù)貧困地區(qū)和貧困人口的實際情況，通過基本醫(yī)療、基本教育和基本養(yǎng)老等保障性公共支出對缺乏生存能力的貧困人口進行直接補助，保證貧困人口基本的生存需求；此外，通過優(yōu)化轉移支付結構和資金分配方法，建立針對貧困地區(qū)和貧困群體的財政救助體系，政府根據(jù)貧困地區(qū)和貧困群體產(chǎn)生的原因和具體情況，提供針對性的科技推廣、信息咨詢和信貸政策等公共服務來解決貧困人口的發(fā)展問題，從而增強貧困人口綜合生產(chǎn)能力，使得地方政府能夠更加有效的減少貧困?？傊?，我國政府公共服務的減貧工作呈現(xiàn)出具有地域性特征，地方政府通過基礎性公共服務、經(jīng)濟性公共服務和社會性公共服務在地區(qū)間進行關聯(lián)，從而實現(xiàn)減貧政策的總體效果。

第三，在加快經(jīng)濟發(fā)展的同時改革政府扶貧工作考核機制。政府要通過財政分權、提高地方政府公共服務效率和加大對貧困群體的轉移支付力度徹底解決我國貧困問題是遠遠不夠的。“授之以魚不如授之以漁”的扶貧工作理念，促進經(jīng)濟快速增長與持續(xù)提高貧困居民收入水平是最為有效的途徑。此外，由于貧困具有顯著的遞延效應，我國目前“重生產(chǎn)、輕福利”行為使得地方政府缺乏來自外部機制約束，政府減貧工作需要提高公眾參與度，需要讓貧困人群的真實需求得到解決，并依靠“自下而上”的扶貧工作機制來約束地方政府行為，增強公共部門責任感，提高政府扶貧工作水平。

第四，積極推動城鄉(xiāng)發(fā)展一體化，發(fā)揮各級政府間聯(lián)動的減貧作用。促進空間聯(lián)動的區(qū)域發(fā)展政策形成合力，通過建立新型城鎮(zhèn)化建設，在城鄉(xiāng)之間實現(xiàn)基本公共服務均等化來助推區(qū)域扶貧工作，有效發(fā)揮政策體系在我國減貧方面的整體作用。由于貧困人口基本生存需求的個體間差異較小，中央政府提供公共服務時具有規(guī)模優(yōu)勢和技術優(yōu)勢。然而，各地區(qū)貧困原因和公共服務需求的地區(qū)差異，需要根據(jù)本地區(qū)的實際情況進行具體分析，地方政府提供公共服務時具有信息優(yōu)勢和多樣性優(yōu)勢。因此，根據(jù)公共服務的性質進行權衡，應該由中央政府和地方政府分別解決貧困人群的生存需求和發(fā)展需求，從而能夠有效緩解我國地區(qū)貧困程度。