謝宗棠

(西北民族大學 管理學院，甘肅 蘭州 730030)

自1978年改革開放以來，中國不僅在經(jīng)濟增長方面取得了舉世矚目的成就，同時在貧困減緩方面也取得了巨大成就。2019年2月28日公布的《2018年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》顯示，2018年年末農(nóng)村貧困人口為1660萬人[1]，相對于1978年年末的7.7億人，40年間共累計減少貧困人口7.53億人，平均每年減少貧困人口1884萬人；2018年農(nóng)村貧困發(fā)生率為1.70%[1]，相對于1978年的30.70%，40年間共累計下降29%，平均每年減少0.73個百分點。在中國實施的減貧政策中，民生財政政策不可忽視。近年來，以教育、醫(yī)療、社保和住房為代表的民生性財政支出總額增長較快，其占財政總支出的比重也明顯提高[2]。2002-2018年中國民生財政支出總額從4384.23億元上升到77978.61億元，提高了約17.79倍，同時民生財政支出占財政總支出的比重也從2002年的28.69%提高到2018年41.43%。這為貧困群體的生活水平提高和生活質(zhì)量改善發(fā)揮了重要作用，也為2020年如期脫貧和全面建成小康社會奠定了堅實的基礎(chǔ)。但是，目前大量貧困群體由于分布廣泛、所處地理位置偏僻等原因，扶貧工作難度仍較大，需要全社會和各級政府的通力合作。由于中國各省份間經(jīng)濟發(fā)展水平、資源稟賦水平和技術(shù)發(fā)展水平各異[3]，這種省份間的異質(zhì)性使得對傳統(tǒng)同質(zhì)性假設(shè)來研究民生財政支出與貧困減緩之間的空間關(guān)系提出了挑戰(zhàn)?；诖?，本文著眼于民生財政支出的減貧效應(yīng)，從空間異質(zhì)性的角度探究民生財政支出與貧困減緩之間是否存在非線性空間聯(lián)系？如果二者存在空間依存性和非線性關(guān)系特征，那么，民生財政支出對貧困減緩的作用機制又是如何實現(xiàn)的？這些問題的解決將為中國制定2020年脫貧攻堅完成后的減貧戰(zhàn)略和改善民生政策提供微觀基礎(chǔ)和科學依據(jù)。

在研究民生財政支出與貧困減緩的關(guān)系方面，國內(nèi)外研究一直存在兩種不同的觀點：一種觀點認為，民生財政支出的減貧效果顯著。Faguet認為政府不斷加大科技教育、醫(yī)療衛(wèi)生、財政支農(nóng)、飲用水管理等民生財政投入，有利于改善貧困群體的生活質(zhì)量，同時也起到了顯著的減貧效果[4]。林伯強利用20世紀90年代獲得的中國省級貧困數(shù)據(jù)建立聯(lián)立方程組模型，采用全息極大似然估計法對中國農(nóng)村公共支出對貧困減緩效應(yīng)進行了研究，結(jié)果表明，農(nóng)村教育、農(nóng)業(yè)研發(fā)和農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施等方面的公共投資減緩了貧困[5]。Granado等從民生財政支出的社會效用視角研究發(fā)現(xiàn)，隨著民生財政支出占總財政支出的比重增加，民生財政支出的規(guī)模性效應(yīng)顯著增強；此處，民生財政支出中的教育項目支出對貧困地區(qū)人力資本質(zhì)量的提升產(chǎn)生了積極影響，從而促進了貧困減緩[6]。劉窮志運用公共服務(wù)歸宿評測模型對2000-2004年中國政府公共服務(wù)是否惠及了貧困人口進行了研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，除了社會保障服務(wù)供應(yīng)不足外，文教科衛(wèi)和社會救濟等事關(guān)民生財政的服務(wù)更多地惠及了貧困人口，進而減緩了貧困[7]。王娟和張克中利用1994-2004年中國省級面板數(shù)據(jù)研究各項民生財政支出的減貧效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，基本建設(shè)支出、社會救濟支出和財政支農(nóng)支出對貧困減緩存在顯著的促進作用[8]。鄒文杰和馮琳潔構(gòu)建了空間面板模型，對1993-2013年中國財政支農(nóng)減貧效應(yīng)進行了檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，財政支農(nóng)的貧困減緩效應(yīng)顯著[9]。劉宏霞等利用西部11個省份的面板數(shù)據(jù)，采用門檻回歸模型分析了財政支農(nóng)對多維農(nóng)村貧困減緩的影響，研究發(fā)現(xiàn)，財政支農(nóng)對生活貧困和教育貧困減緩的促進作用在增強[10]。

另一種觀點認為，民生財政支出的減貧效果不明顯。Bardhan和Mookherjee研究發(fā)現(xiàn)，財政分權(quán)可以在一定程度上提高政府在民生財政方面的投入，但由于“政治獻金”現(xiàn)象的存在，民生財政支出并沒有對貧困減緩產(chǎn)生作用[11]。Wu等分析了政府稅率和轉(zhuǎn)移性支出對城鄉(xiāng)收入差距和貧困減緩的影響，研究表明，政府稅率對縮小城鄉(xiāng)收入差距和減緩貧困效果不明顯[12]。張克中等從公共支出結(jié)構(gòu)和公共支出效率兩個視角對財政分權(quán)和貧困減緩之間的關(guān)系進行了實證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，中國分稅制改革以后，北京、天津、上海三個直轄市財政分權(quán)程度的增加進一步惡化了貧困狀況[13]。王志濤和王艷杰利用中國1991-2010年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)對政府公共支出與農(nóng)村貧困減緩之間的關(guān)系進行了實證考察，研究發(fā)現(xiàn)，政府醫(yī)療衛(wèi)生支出對農(nóng)村貧困減緩的促進作用顯著，政府支農(nóng)支出沒有達到減貧目的，而其他支出項目對農(nóng)村貧困減緩的影響顯著不同[14]。陳工和何鵬飛利用2007-2012年中國省級面板數(shù)據(jù)，采用動態(tài)面板模型估計了民生財政支出分權(quán)對城鄉(xiāng)收入差距的影響，研究表明，社會保障和醫(yī)療衛(wèi)生的分權(quán)進一步縮小了城鄉(xiāng)收入差距和減緩了貧困，而教育的分權(quán)卻進一步擴大了城鄉(xiāng)收入差距和抑制了貧困減緩[15]。龔維進等利用2007-2013年中國地級市面板數(shù)據(jù)，研究財政支出減貧效應(yīng)的結(jié)構(gòu)性差異，結(jié)果表明，財政支出中的醫(yī)療衛(wèi)生支出減貧效果不顯著[16]。

綜合現(xiàn)有國內(nèi)外研究現(xiàn)狀，可以得出以下評價：第一，由于各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平各異，使得傳統(tǒng)的空間同質(zhì)性假設(shè)在考察民生財政支出和貧困減緩的關(guān)系時存在一定缺陷；第二，以往在研究民生財政支出和貧困減緩之間的關(guān)系時往往從線性角度進行考察，而忽視了兩者間可能存在的非線性關(guān)系；第三，以往研究大多采用省級面板數(shù)據(jù)進行定量分析，很少引入空間面板模型和門檻面板模型進行實證分析?；诖?，本文構(gòu)建空間面板模型，以中國2002-2018年30個省級面板數(shù)據(jù)對民生財政支出與貧困減緩的空間效應(yīng)進行實證分析；同時，采用門檻面板模型對民生財政支出的貧困減緩效應(yīng)進行門檻檢驗，探討民生財政支出與貧困減緩之間的非線性關(guān)系，為深入探究民生財政支出的減貧效應(yīng)提供理論依據(jù)。

一、模型構(gòu)建與變量選取

1.模型構(gòu)建

為了檢驗民生財政支出與貧困減緩之間的關(guān)系，同時考慮到貧困減緩還受其他非民生財政因素的影響，本文引入城鎮(zhèn)化水平(urban)、對外開放程度(open)、城鄉(xiāng)收入差距(urgap)、經(jīng)濟發(fā)展水平(pgdp)、人均受教育水平(human)和金融發(fā)展水平(find)構(gòu)建計量經(jīng)濟模型如下：

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

(1)

2.變量選取

(1)核心變量。貧困減緩(pov)：目前國內(nèi)外對于貧困減緩測度的指標包括人均消費水平、恩格爾系數(shù)、貧困發(fā)生率、FGT指數(shù)等?？紤]本研究的時間跨度和數(shù)據(jù)的可得性，本文借鑒Odhiambo[17]和崔艷娟和孫剛[18]對貧困減緩的設(shè)定，以人均消費水平作為各省份貧困減緩的代理變量，其測定標準為：pov=農(nóng)民人均消費水平支出×農(nóng)村人口比重+城鎮(zhèn)人均消費支出×城鎮(zhèn)人口比重，pov值越大說明貧困減緩效應(yīng)越明顯，反之則說明貧困減緩效應(yīng)較差。

民生財政支出(mscz)：本文借鑒洪源等[2]、李斌等[19]和劉俊英[20]對民生財政支出的設(shè)定方法，以各省份財政支出中的教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障和就業(yè)、以及住房保障4項支出總和作為各省份民生財政支出的代理變量。由于在樣本期間指標體系發(fā)生了變化，2002-2006年的民生財政支出為教育事業(yè)費、衛(wèi)生經(jīng)費、撫恤和社會福利救濟費、以及社會保障補助4項支出之和來表示；2007-2018年為教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障和就業(yè)，以及住房保障4項支出總和來表示。

(2)控制變量。本文選取了以下6個控制變量：①城鎮(zhèn)化水平(urban)，用各省份城鎮(zhèn)人口與總?cè)丝诘谋戎岛饬?；②對外開放程度(open)，用各省份進出口總額與GDP的比值衡量；③城鄉(xiāng)收入差距(urgap)，用各省份城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的比值衡量；④經(jīng)濟發(fā)展水平(pgdp)，用各省份人均GDP來衡量；⑤人均受教育水平(human)，用各省份人均受教育年限衡量，其衡量方法為(16×大專以上人數(shù)+12×高中人數(shù)+9×初中人數(shù)+6×小學人數(shù)+0×文盲人數(shù))/6歲及6歲以上人口；金融發(fā)展水平(find)，用各省份金融業(yè)增加值與GDP的比值衡量。

3.數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

鑒于“民生財政”一詞首次出現(xiàn)在2002年的政府工作報告中，本文實證部分選取的時間跨度為2002-2018年。同時在數(shù)據(jù)收集過程中發(fā)現(xiàn)西藏數(shù)據(jù)缺失較多，本文最終選取的省級行政單位共30個。文中所用的指標原始數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國金融年鑒》《中國財政年鑒》、以及各省區(qū)市的統(tǒng)計年鑒。上述各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果詳見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

二、民生財政支出減貧的計量分析

1.民生財政支出減貧的空間溢出

(1)空間相關(guān)性檢驗?，F(xiàn)有關(guān)于民生財政支出與貧困減緩關(guān)系的實證研究大多從傳統(tǒng)的時間序列或面板模型方法進行了考慮，對于可能存在的地理空間維度異質(zhì)性往往被忽視，為此，有必要使用空間面板模型將空間相關(guān)性納入民生財政支出與貧困減緩關(guān)系的實證研究中。本文采用全局Moran’s I指數(shù)法來檢證民生財政支出和貧困減緩之間是否存在空間自相關(guān)。其計算公式為：

(2)

(3)

(3)式中，為省會城市間經(jīng)緯度確定的空間距離。本文運用Moran’s I指數(shù)檢驗方法對30個省份2002-2018年的民生財政支出和貧困減緩進行空間自相關(guān)檢驗，結(jié)果見表2。貧困減緩的Moran’s I指數(shù)的正態(tài)統(tǒng)計量Z值在2002-2018年均大于1%水平的臨界值(1.96)；而民生財政支出Moran’sI指數(shù)的正態(tài)統(tǒng)計量Z值在2002年-2007年、2012年-2018年均大于5%水平的臨界值(1.65)。這說明貧困減緩和民生財政支出均存在明顯的空間自相關(guān)性，因此，有必要采用空間面板模型考察兩者間的空間溢出效應(yīng)。

表2 2002-2018年中國民生財政支出和貧困減緩的Morans’I指數(shù)值

(2)空間面板模型的構(gòu)建。由于民生財政支出和貧困減緩都具有空間自相關(guān)的特征，而傳統(tǒng)回歸分析法沒有考慮到省份間的空間關(guān)聯(lián)性，本文選用了更為適合的空間面板模型。根據(jù)Anselin[21]、LeSage[22]和Elhorst[23]的經(jīng)典做法，空間面板模型主要包括空間滯后模型(SLM)、空間誤差模型(SEM)和空間杜賓模型(SDM)。

①空間滯后模型(SLM)為：

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

(4)

公式(4)式中，pwinpovit 為貧困減緩的空間滯后項，P為滯后項系數(shù)，測算鄰近省份對某省份貧困減緩空間溢出的方向，W為空間距離權(quán)重矩陣，Vi為地區(qū)固定效應(yīng)，rt為時間固定效應(yīng)，?it為隨機擾動項，且服從正態(tài)分布(下同)。

②空間誤差模型(SEM)為：

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

(5)

公式(5)式中，為λW?it空間誤差項，為λ空間誤差系數(shù)，μit為隨機擾動項，且服從正態(tài)分布。

③空間杜賓模型(SDM)為：

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分別表示各省份的民生財政支出、城鎮(zhèn)化水平、對外開放程度、城鄉(xiāng)收入差距、經(jīng)濟發(fā)展水平、人均受教育水平和金融發(fā)展水平的空間變量。

(3)空間面板模型估計結(jié)果。本文借助MatlabR2019a軟件和空間計量軟件包對空間滯后模型(SLM)、空間誤差模型(SEM)和空間杜賓模型(SDM)分別進行了估計，見表3。通過比較三個模型的擬合優(yōu)度(R2)、對數(shù)似然函數(shù)值(Log-likelihood)等統(tǒng)計量發(fā)現(xiàn)，空間杜賓模型(SDM)的擬合效果最好。因此，本文著重通過空間杜賓模型的估計結(jié)果對民生財政支出減貧效應(yīng)的空間溢出特征進行分析。由表3可知，空間滯后項系數(shù)為0.104 5，且在1%水平上顯著，說明貧困減緩在各省份之間存在較強的空間依存性，即某省份的貧困減緩與相鄰省份的貧困減緩往往具有一定的相互促進作用，這也反映了中國貧困人口存在顯著的分塊聚集和集中連片的特征。

表3 空間面板模型估計結(jié)果

根據(jù)空間杜賓模型(SDM)的估計結(jié)果，民生財政支出在1%的顯著性水平下對貧困減緩產(chǎn)生正向影響，其系數(shù)值為0.070 4，表明增加民生財政支出可以產(chǎn)生很好的減貧效果。通過增加教育、醫(yī)療、住房和社會保障等民生領(lǐng)域的資金投入，在一定程度上降低了中、低等收入群體的生活成本，間接增加了中、低等收入群體的可支配收入，從而使貧困群眾減少。從其他控制變量的回歸系數(shù)來看，城鎮(zhèn)化水平的回歸系數(shù)在1%水平上的顯著為正，說明城鎮(zhèn)化水平的進一步提高，不僅助推了農(nóng)村貧困群體向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，減少了農(nóng)村的貧困群體，而且也提高了貧困群體的收入水平，收入水平的提高將有利地促進了整體貧困減緩。對外開放程度的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明由于受國際金融危機影響，國外經(jīng)濟復蘇較為緩慢，導致外需低迷，使得大部分省份的商品出口量減少，進而減少對當?shù)貏趧恿Φ男枨罅?、減緩勞動力的就業(yè)和降低勞動力的收入水平，這在一定程度上抑制了貧困減緩。經(jīng)濟發(fā)展水平的回歸系數(shù)在1%水平上的顯著為正，說明經(jīng)濟發(fā)展水平的提高有利地促進了貧困減緩，可能的原因是貧困群體能夠從經(jīng)濟發(fā)展水平的提高中獲益，受惠于經(jīng)濟增長的“涓滴效應(yīng)”。人均受教育水平的回歸系數(shù)為正，但不顯著，說明人均受教育水平的提升有利于貧困群體獲得更多的外出就業(yè)機會，從而促進減緩貧困，但是，人均受教育水平較高的人力資本主要集中在城鎮(zhèn)，使得城鎮(zhèn)地區(qū)的勞動生產(chǎn)率得以提升，而對農(nóng)村勞動力的需求量卻有所減少，阻礙了農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)移，最終阻礙了貧困減緩。金融發(fā)展水平的回歸系數(shù)為0.025 2，且在1%的水平上顯著，這表明金融發(fā)展水平的提高有利地促進了貧困減緩，其可能的原因是中國金融市場結(jié)構(gòu)不斷完善，金融市場環(huán)境不斷改善，金融覆蓋面不斷提高，大量的信貸資金向貧困群體傾斜，這對于有利地解決“金融沙漠化”和提高貧困群體的福利水平起到了重要推動作用。城鄉(xiāng)收入差距的回歸系數(shù)為負并通過了1%顯著性檢驗，說明城鄉(xiāng)收入差距對貧困減緩產(chǎn)生了阻礙作用。

(4)空間溢出效應(yīng)分析。由表3可知，從空間杜賓模型(SDM)的空間滯后項系數(shù)來看，當鄰近省份貧困減緩1%，可引起本省份貧困減緩0.104 5%，從而產(chǎn)生了一定的空間溢出效應(yīng)，由此說明不考慮空間依存性而分析民生財政支出的減貧效應(yīng)會存在一定的偏差。從民生財政支出對貧困減緩的直接影響來看，民生財政支出對貧困減緩的直接效應(yīng)系數(shù)為0.068 2，且在1%的水平上顯著，反映出民生財政支出投入的增加在長期對貧困減緩具有較強的直接促進作用。從空間溢出效應(yīng)來看，民生財政支出對貧困減緩效應(yīng)的溢出效應(yīng)系數(shù)為0.117 6，且在1%的水平上顯著，反映出一個省份的教育、醫(yī)療、住房和社會保障等民生財政支出不僅使本省的貧困群體受益，同時，在空間上也使相鄰省份的貧困群體享受到其帶來的益處。因此，擁有相鄰省份的數(shù)量越多，貧困群體從相鄰省份的民生財政支出中獲得的正外部效應(yīng)性就越強，這也說明民生財政支出具有顯著的空間溢出特征。

2.民生財政支出減貧的門檻特征

(1)門檻面板模型構(gòu)建。在不同的民生財政支出區(qū)間范圍內(nèi)，其減貧彈性是否具有差異性？接下來本文探究不同條件下的民生財政支出水平對貧困減緩是否會產(chǎn)生不同作用?；诖?，本文根據(jù)Hansen[24]提出的門檻面板模型思路，對民生財政支出與貧困減緩之間可能存在的非線性關(guān)系進行研究。設(shè)多重門檻面板模型為：

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

(7)

式中，lnpovit和Inmsczit分別表示被解釋變量(貧困減緩)和核心解釋變量(民生財政支出)，Init為一系列對貧困減緩具有顯著影響的控制變量，包括城鎮(zhèn)化水平、對外開放程度、城鄉(xiāng)收入差距、人均受教育水平和金融發(fā)展水平。θ為各控制變量相應(yīng)的系數(shù)向量，Inpgdpit為門檻變量，文中為經(jīng)濟發(fā)展水平，r表示特定的門檻值，I(·)為一個指標函數(shù)，μi表示個體效應(yīng)，εit～iid(0,δ2)為隨機擾動項。

(2)門檻效應(yīng)檢驗。本文首先對模型的門檻效應(yīng)進行了檢驗，以經(jīng)濟發(fā)展水平作為民生財政支出的門檻變量，依次在單一門檻、雙重門檻和三重門檻下對回歸模型(7)進行門檻效應(yīng)檢驗。根據(jù)F統(tǒng)計量和Bootstrap方法得到的P值可知，單一門檻和雙重門檻效應(yīng)均顯著，見表4。在雙重門檻模型中，門檻估計值分別為10.569 4和11.481 3，見表5，這表明在經(jīng)濟發(fā)展水平的不同階段，民生財政支出與貧困減緩的非線性關(guān)系得到驗證。

表4 門檻效應(yīng)檢驗

表5 門檻值估計結(jié)果

(3)門檻模型估計結(jié)果。由表6的門檻模型估計結(jié)果可知，對于貧困減緩而言，當經(jīng)濟發(fā)展水平(lnpgdp)低于第一門檻值10.569 4時，民生財政支出對貧困減緩的影響為正，彈性系數(shù)為0.325 6；當經(jīng)濟發(fā)展水平(lnpgdp)介于10.569 4和11.481 3之間時，民生財政支出對貧困減緩的影響效應(yīng)有所提高，彈性系數(shù)增至為0.348 3；最后，當經(jīng)濟發(fā)展水平(lnpgdp)跨越11.481 3這一門檻值時，民生財政支出對貧困減緩的促進效應(yīng)進一步提高，彈性系數(shù)增至為0.370 1。其主要原因是，近年來中國中央政府對城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的教育、醫(yī)療、住房和社會保障等民生財政支出力度增加，與此同時，在義務(wù)教育、城鄉(xiāng)醫(yī)保補助、保障性安居工程、扶貧資金等方面“提標擴圍”，使得民生財政支出在貧困減緩方面發(fā)揮了最大效益。從其他控制變量的減貧效應(yīng)來看，外開放程度和城鄉(xiāng)收入差距抑制了貧困減緩，城鎮(zhèn)化水平、人均受教育水平和金融發(fā)展水平有利地促進了貧困減緩，這與上文的分析結(jié)論一致。

表6 門檻回歸結(jié)果

三、結(jié)論與啟示

本文選取2002-2018年中國30個省(市、自治區(qū))的面板數(shù)據(jù)為樣本，采用空間面板模型和門檻面板模型，實證分析了民生財政支出對貧困減緩的空間溢出效應(yīng)和門檻效應(yīng)。研究結(jié)果表明：第一，空間杜賓模型(SDM)估計結(jié)果顯示，空間滯后項系數(shù)為0.104 5，且在1%水平上顯著，說明貧困減緩在各省份之間存在較強的空間依存性，即某省份的貧困減緩與相鄰省份的貧困減緩往往具有一定的相互促進作用；民生財政支出對貧困減緩的直接效應(yīng)系數(shù)為0.068 2，且在1%的水平上顯著，反映出民生財政支出投入的增加在長期對貧困減緩具有較強的直接促進作用，民生財政支出對貧困減緩效應(yīng)的溢出效應(yīng)系數(shù)為0.117 6，且在1%的水平上顯著，反映出一個省份的教育、醫(yī)療、住房和社會保障等民生財政支出不僅使本省的貧困群體受益，同時，在空間上也使相鄰省份的貧困群體享受到其帶來的益處。第二，面板門檻模型估計結(jié)果顯示，在以經(jīng)濟發(fā)展水平為門檻變量，兩個門檻值(=10.569 4，=11.481 3)劃分的三個不同的區(qū)間內(nèi)，民生財政支出對貧困減緩的促進作用進一步提高。

基于上述研究結(jié)果，本文得出如下政策啟示：第一，各級政府應(yīng)持續(xù)加大民生財政支出的投入力度，充分發(fā)揮民生財政支出的減貧作用，逐步降低中國貧困群體的數(shù)量，同時，在全國應(yīng)進一步加大民生財政支出的投入總量。第二，由于民生財政支出具有空間外溢性，中央政府有必要加大對民生財政支出輻射力較強的省份投入，以彌補這些省份由于民生財政支出空間外溢而造成的損失，進而保證其正外部性的效果得以持續(xù)發(fā)揮。第三，鑒于民生財政支出對貧困減緩的促進效應(yīng)進一步提高，各級政府應(yīng)在加大民生財政支出投入力度的基礎(chǔ)上進一步優(yōu)化民生財政資金結(jié)構(gòu)，通過在義務(wù)教育、城鄉(xiāng)醫(yī)保補助、保障性安居工程、扶貧資金等方面全方位的“提標”，確保民生財政資金在貧困減緩上發(fā)揮最大效益。