财政分权有利于贫困减少吗？——来自分税制改革后的省际证据，本文主要内容关键词为：分税制论文,贫困论文,证据论文,财政论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号 F062 文献标识码 A
引言
Ahmads等(2006)认为，近25年来，超过75个国家已经尝试着将国家责任(responsibilities)下放给下级政府。同时，众多学者开始关注这些国家进行分权改革的原因以及分权改革的经济后果。那么，分权改革会改善贫困人口的生活状况吗？Treisman(2007)认为在西方民主社会存在如下共识：向自治的地方政府下放权力会产生许多重要收益。分权改革后，政府更加“贴近民众”，这使得地方政府犹如竞争性市场上的企业，为了争取“用脚投票”的选民或者投资者而相互竞争，而政府间的竞争确保了政府履行选民的代表性职责(representative accountability)。World Bank(2001)和Jutting等(2004)发现，分权改革有助于提高公众参与程度、增进公共部门责任感、改善政府治理水平，而这些都是影响贫困的重要因素。Faguet(2004)对玻利维亚的研究表明，分权改革后，地方政府显著地提高了教育、饮用水和卫生、水资源管理、农业等方面的投资，改善了穷人的生活状况①。
但是，Azfar等(2001)发现上述结论并不具备普遍性。Bird(1993)认为，只有当政府间的财政安排提供正确激励时，“贴近民众”的地方政府才能够更有效地提供公共服务。地方政府能力匮乏、分权的不充分和政府对市民缺乏责任感也是分权实践未能取得预期效果的重要原因(Johnson，2002)。Crook(2003)对非洲的案例研究发现，弱势群体虽然通过政治分权获得了一定的代表权，但由于问责机制的缺失，这些代表权并不能产生相应的亲贫式结果(pro-poor outcomes)。同时，在加纳的分权实践中，地方政府在教育和健康方面的基础设施投入有所增加，但这些对贫困减少的影响微乎其微(Crawford，2008)。Bardhan和Mookherjee(2005)认为，分权的体制提高了地方政府对本地居民整体福利的责任感，但地方精英可以通过政治影响力、“政治献金”的方式来换取公共服务的优先权。因此，公共支出可能会更偏向富人，并不利于贫困减少。
无论是规范分析还是经验研究，已有研究对分权和贫困之间的关系并没有达成一致性的结论。在不同国家的分权改革实践中，各国分权改革内容不尽相同、改革的背景也大相径庭，这造成了不同国家分权改革对贫困影响的机制和作用强度存在差异②。于是，无论是跨国研究还是案例研究，均难得出较为一致的结论。1994年中国政府进行了一场影响深远的财政制度变革——分税制改革。但是，分税制改革后所形成的财政制度对中国的贫困产生了怎样的影响呢？现有的财政制度安排是否有利于减少贫困呢？本文在探讨财政分权对贫困作用机制的基础上，利用中国分税制改革后的省际面板数据，从收入贫困和非收入贫困两个角度，对财政分权与贫困之间的关系进行检验。本文发现：就北京、上海和天津三个直辖市而言，财政分权程度的深化恶化了其贫困状况，而对于其他省份，财政分权程度的深化则有利于缓解贫困；增加亲贫式支出会降低农村贫困发生率，也会增加大部分省市的非收入贫困，财政分权程度很高的省份，亲贫式支出增加并不一定能改善非收入贫困状况。
本文为分权对贫困影响的文献新增了来自中国的经验研究。本文利用中国的数据有效地消除了跨国研究中由于忽略各国具体分权改革的根本性差异所带来的偏误。Ahmad等(2006)认为，在分权改革实践中，财政分权、行政分权和政治分权几乎同时进行。不同形式的分权在分权实践中存在复杂的相互影响，中国的分税制改革主要强调对财政收入权限的调整，基本上不涉及事权的调整。因此，中国式的分权改革——分税制改革，为人们理解财政分权如何影响贫困提供了极好的政策试验。另外，本文为国内研究财政制度对支出结构影响的文献增添了来自贫困减少的视角。目前，国内研究财政分权的文献主要关注财政分权与经济增长之间的关系，而忽视了财政分权的其他经济结果。一国的财政制度安排势必会激励和制约政府的某些财政行为，对政府行为的这种制约会具体表现在政府公共支出的方向、规模以及支出效率上，并最终影响公共支出的经济结果（如乔宝云等，2005；傅勇和张晏，2007）。本文在现有研究的基础上，具体考察扭曲后的地方政府公共支出结构会对贫困减少产生怎样的影响，以及扭曲后的公共支出结构是否有利于贫困减少。
本文第一部分在对文献梳理的基础上，试图揭示财政分权与贫困之间的作用机制，阐述分税制改革可能会对中国减贫实践产生的影响；第二部分和第三部分则分别从收入贫困和非收入贫困的角度，对财政分权和贫困之间的关系进行验证；第四部分进行总结并提出相关政策建议。
一、财政分权与贫困减少的理论联系
财政分权不仅影响公共资源如何配置，也会影响公共资源被如何使用。因此，财政分权可能会改变地方政府公共支出行为，进而影响贫困状况。本文将从公共支出效率和公共支出优先次序两个方面来探讨财政分权和贫困减少之间的理论联系。
1.财政分权、公共支出效率与贫困
Oates(1999)认为，由于更贴近民众，地方政府会更加积极地应对选民的特殊偏好并总能找到新的、更好的方式来提供这些公共服务。具体而言，传统的财政分权文献认为，辖区的竞争(Tiehout，1956)、信息不对称(Hayek，1948)和偏好的同质性(Oates，1972)是提高公共支出效率的三个主要原因：①辖区竞争。Tiebout(1956)指出，在居民可以自由流动的情况下，居民通过“用脚投票”方式迫使地方政府为吸引流动性要素（居民）而相互竞争，最终能够有效解决政府税收、公共物品供给与居民偏好相匹配的问题；在Tiebout模型中，不同的公共物品供给水平和税收政策反映了地方政府的政策偏好，流动的居民选择与个人偏好相匹配的政策组合，并迁移至该地区。因此，均衡的结果是对公共物品需求较高的居民居住在税负水平较高的地方，而对公共物品需求较低的居民居住在税负水平较低的地方。在均衡时，居民偏好与公共物品供给水平的匹配提高了地方政府公共支出的效率。②信息不对称。相较于中央政府而言，地方政府能够更有效地掌握分散的地方性知识，同时，“贴近民众”的地方政府也面临着更大的政治压力。信息上的优势使公共支出更有效率，另外，政治压力解决了地方政府的激励问题，保证了公共支出效率的实现。③偏好的同质性。在财政分权的过程中，中央政府的部分支出责任下放给地方政府。地方政府在提供公共物品时，面对的是规模较小、偏好同质性程度较高的民众。因此，财政分权使得地方政府能够依据本地居民的特殊偏好，为其“量身定制”某些公共物品。Oates(1972)指出，在公共物品不具有溢出效应(spillovers)、不同地区居民偏好存在差异时，分权的体制更加有效，即所谓的分权定理(decentralization theorem)。
传统的财政分权理论强调财政分权会提高公共支出的效率，从而自然得出财政分权有利于贫困减少的推论。然而，这一结论并不一定正确。向穷人提供的援助实际上是一种再分配政策。在Tiebout模型中，要素的流动性限制了地方政府的再分配能力。对富人征收较高的税收来补贴穷人会导致富人向外迁移，而对穷人较高的补贴会使得更多的穷人迁移至本地，这最终会导致地方政府再分配政策所需的公共支出远远大于税收收入，进而限制再分配政策的实施。因此，依据“归属原则”(principle of subsidiary)，即某项公共物品应该由能够有效提供该物品的最低层次政府来提供，向穷人提供援助应该是中央政府的基本职能。在现实的经济中，减贫计划的资金筹集和管理主要依赖于地方政府（Brown和Oates，1987）③。因此，进行财政分权后，不同层级政府间的职能与支出责任的错配将会不利于贫困减少。
2.财政分权、公共支出优先次序与贫困
在早期的研究中，财政竞争主要表现为税收竞争。Keen和Marchand(1997)开创性地将公共支出纳入财政竞争的分析框架中，并指出，除税收竞争外，地方政府还可以在一些影响企业选址的公共支出（如基础设施）上展开竞争，这导致非合作的地方政府在增进生产(production-enhancing)的公共物品上花费更多，最终会系统性扭曲公共支出结构。Kappeler和Valila(2008)对欧盟十个国家1990～2005年的经验分析发现，财政分权促进了基础设施、医疗和教育这些具有外溢性的生产性公共投资，但对公共投资中偏向消费的地区性公共投资，如住房、社会保护等并没有显著影响。因此，Kappeler和Valila(2008)认为，财政分权会降低具有再分配性质的公共投资占总公共投资的比重。
财政分权加剧地区间竞争的程度是财政分权扭曲公共支出结构的前提条件。那么，中国地区间是否存在竞争呢？正如Treisman(2007)所言，Tiebout模型需要一些苛刻的条件，如要素流动的完全性、充分信息等，而这些条件在现实中很难满足。但是，中国特殊的政治体制和官员治理模式确保了地方政府间的竞争行为。地方政府“为增长而竞争”（张军和周黎安，2008），官员的晋升“锦标赛”理论（周黎安，2007）等观点得到了学界普遍认可。虽然，“为增长而竞争”不是分税制改革的结果，但分税制改革后的财政体系加剧了地方政府间竞争的程度。已有的研究表明，中国地方政府“为增长而竞争”的行为，确实导致公共支出的安排偏向于生产性支出，如基础建设（张军等，2007），忽视社会服务性支出，如基础义务教育（乔宝云等，2005）。
公共支出结构的扭曲对中国减贫实践存在两个方面的影响：首先，社会服务性公共支出所占比重的减少将不利于减贫，具有再分配性质的公共服务占总支出比重的下降直接恶化了某些贫困人口的生活现状；其次，生产性支出的增加会促进经济增长，而经济增长所产生的“涓流效应”(trickle-down effect)有利于贫困减少。传统的理论认为，经济增长能自动地惠泽穷人，但经济增长只是减贫的必要而非充分条件，经济增长并不会自动地惠及穷人（Ravallion和Chen，2007）。万广华和张茵(2006)发现，收入分配不平等是近年来我国GDP高速增长的同时贫困减少速度却在下降的主要原因。因此，在中国被地区竞争所扭曲的公共支出结构可能不利于贫困减少。
在上述理论文献中，通常将公共支出抽象化，并没有具体区分不同类型公共支出在减贫效应上的差异性。具体而言，不同类型公共支出的减贫效应可能不尽相同。如Ravallion和Chen(2007)发现所有政府支出均是有利于减少贫困的，但地方政府公共支出的减贫效应要远高于中央政府。Mosley等(2004)将在已有研究和实践中被广泛认可、并具有普遍减贫效应的公共支出定义为亲贫式支出(Pro-Poor Spending，PPS)。基于以上分析，本文认为，财政分权通过增加地方政府亲贫式支出的配置效率来实现减贫目标；同时，财政分权加剧了地方政府间的竞争程度，而地区竞争会扭曲公共支出结构，这可能会阻碍其减贫目标的实现；最终，财政分权对贫困的影响取决于这两种效应孰大孰小。对贫困减少而言，亲贫式支出效率和公共支出结构的扭曲程度之间的权衡意味着存在一个适当的财政分权水平。当实际的财政分权水平高于适当的财政分权水平时，进一步的财政分权将恶化贫困状况；而当实际的财政分权水平低于适当的财政分权水平时，进一步的财政分权将有利于贫困减少。
二、财政分权与农村贫困发生率
为了验证中国的财政分权是否有利于贫困减少，以及中国各省份的财政分权水平是否适当，本文采用回归分析中加入财政分权与亲贫式支出交叉项的方法，来检验中国减贫的实践过程中财政分权与贫困之间的关系。为了说明实证结论的稳健性，本文分别采用农村贫困发生率和人类发展指数(HDI)来分别度量收入贫困和非收入贫困。实证结果表明，采用不同的贫困指标对本文结论影响不大。
基于数据可得性和贫困发生率被广泛用于衡量贫困的事实，本文采用贫困发生率来测度各省的贫困状况。由于无法获得我国各省份历年的贫困发生率或者各省城市贫困发生率，只能利用各省农村贫困发生率数据。基于90%的贫困人口仍然在农村的中国国情④，本文将分析重点放在财政分权对我国农村贫困发生率的影响上。具体的实证模型设定如下：
其中，i和t分别表示省份和年份；POVERTY为农村贫困发生率。样本数据为27个省份、自治区或直辖市，1994～2004年的省级面板数据⑤。与张晏和龚六堂(2005)、沈坤荣和付文林(2005)的研究相一致，本文用财政支出指标来度量我国各省的财政分权程度，并在选取的四个财政分权指标中都剔除了人口因素。这四个指标分别为：
，人均地方预算内支出／人均中央预算内支出；
，人均地方预算内外支出／人均中央预算内外支出；
，人均地方预算内支出／人均全国预算内支出；
，人均地方预算内外支出／人均全国预算内外支出。
本文用各省农村亲贫式支出来衡量农村公共物品供给水平。由于在数据上缺乏相应的农村亲贫式支出指标，只能假定在某一个时间段内，各省的亲贫式支出中农村亲贫式支出所占的比重相对稳定⑥。此时，可以用全省的亲贫式支出来表征该省的农村亲贫式支出，同时为了降低回归的误差，对亲贫式支出取对数，即LPPS为人均亲贫式支出的对数。Gomanee等(2002)将基础教育、基本医疗、饮用水和公共卫生、农业研发和农村道路等四项公共支出视为亲贫式支出。结合中国的具体情境，本文将亲贫式支出定义为教育支出、医疗支出、抚恤和社会福利救济费支出以及农业支出四项支出的总和。另外，本文控制农村居民人均纯收入（KINC，以千元计）、农业产值占总产值的比重(AGRRATE)、非农就业人口比重(EMP)和农村人口比重(POP)等因素。
模型(1)的回归结果请见表1，其中1、3、5、7列与2、4、6、8列的区别在于后者含有财政分权与亲贫式支出的交叉项。从表1可以看出，在加入财政分权与亲贫式支出的交叉项之前，财政分权的系数并不显著。这表明财政分权对农村贫困发生率没有直接影响，即在控制亲贫式支出不变的情况下，财政分权的变动并不会导致农村贫困减少。在加入交叉项之后，财政分权系数变为显著，交叉项的系数显著为正。这验证了财政分权与农村贫困发生率之间的作用机制确如前文所言，主要是通过增加（或减少）亲贫式支出而实现的。在回归中加入交叉项之后，财政分权对贫困减少的边际效应取决于亲贫式支出水平。以为例，当亲贫式支出为样本均值6.714时，财政分权对贫困减少的边际效应为-0.006，即增加一个单位会导致农村贫困发生率下降0.6个百分点。由交叉项系数显著为正易知亲贫式支出水平存在一个临界值。当亲贫式支出小于该临界值时，财政分权将有利于农村贫困减少；相反，当亲贫式支出超过该临界值时，财政分权将不利于农村贫困减少。对而言，亲贫式支出的临界值约为7.57。根据样本数据可知，对北京、上海和天津三个直辖市而言，财政分权对贫困的边际效应总为正数，即进一步增加这三个直辖市的财政分权程度将会阻碍农村贫困的减少。在使用不同的财政分权指标时，这一结论均成立⑦。
此外，加入交叉项后，亲贫式支出的回归系数在数值上均增加了，这表明不考虑财政分权时亲贫式支出的减贫效应被低估了。根据样本数据计算，无论是否加入交叉项，亲贫式支出对贫困的边际效应始终为负。如在表1的第1列中，亲贫式支出每增加1%会导致贫困发生率下降11.6个百分点。而在第2列中，亲贫式支出对贫困的边际效率取决于财政分权的程度，通过简单计算可以发现，当的数值约为18.86时，亲贫式支出减贫效应为零。该数值远大于样本中的最大值，因此，在现阶段亲贫式支出仍是减少农村贫困的重要途径。在其他变量中，农村居民人均纯收入和农业产值占总产值的比重显著为负，非农就业人口比重和农村人口比重不显著。在其他条件不变的情况下，农村居民人均纯收入的增加无疑会从整体上改善农村居民的生活水平、减少贫困。同时，大部分农村人口从事着与农业相关的工作，农业产值占总产值比重的增加意味着农业从新增财富中分配了较多的份额，这将会改善农村人口的生活状况，有利于农村贫困减少。在表1中，非农业人口比重变量不显著，而非农就业一直被认为是减少农村贫困的一条重要途径。可能的解释是，当控制农村居民人均纯收入不变的情况下，非农业就业对农村贫困发生率影响不大。农村人口比重这一变量不显著的原因有二：一是贫困发生率是度量贫困的一个相对指标。一般认为，农村人口越多，那么贫困人口也就越多。但剔除了人口绝对量的影响之后，贫困发生率和农村人口比重之间可能并不存在正向关系；二是农村人口越多说明低收入人数越多，并不意味着贫困人口会越多。农村贫困人口可能只是农村低收入人群中的一小部分，同时，国家贫困线标准严重低估了现实中的贫困状况（汪三贵，2008）。
为了验证回归结果的稳健性，在回归方程(1)中分别加入时点固定效应(time-fixed effect)和地区虚拟变量⑧，具体回归结果汇总在表2中。在加入时点固定效应后，财政分权和亲贫式支出的交叉项的显著性水平有所下降，但仍然显著⑨。由于农村居民人均纯收入可能存在时间趋势，在加入时点固定效应后，KINC变得不显著。而在加入东部(EAST)和西部(WEST)地区的虚拟变量后，对表1中的回归结果没有实质上的改变。重要的是，在对时点固定效应和地区虚拟变量做联合检验时，它们均不显著。这表明在不同时点上和对于不同地区，财政分权对农村贫困发生率的影响并不存在显著差异。
三、财政分权与非收入贫困
上文中检验财政分权与农村贫困发生率之间的关系时，由于缺乏各省的农村亲贫式支出数据，假定农村亲贫式支出占全省亲贫式支出的比重在1994～2004年间不变，并使用各省亲贫式支出作为农村亲贫式支出的代理变量，这可能会导致表1中某些估计量存在偏误。因此，将从非收入贫困的角度检验理论模型中财政分权和贫困之间关系是否稳健。
贫困是一个多维度的概念，解决贫困不仅仅是简单地满足贫困人口最低的生存需要，同时需要为贫困人口提供基本的发展能力。鉴于一些研究如Lindaman和Thurmaier(2002)、Von Braun和Grote(2002)等用人类发展指数来测度一国非收入贫困状况，本文也使用各省的HDI来测度该省的贫困状况，建立如下实证模型：
其中，i和t分别表示省份和年份；HDI为我国各省人类发展指数；FD为财政分权指标，LPPS表示人均亲贫式支出的对数值，Y为一组控制变量。在分析财政分权和HDI的关系时，控制以下变量：人口死亡率（MORTALITY，以‰计）；GDP增长率(GROWTH)；综合入学率(SCHOOL)和15岁以上文盲、半文盲人口比率(ILLITERATE)。从联合国开发署报告中，能获得1995年、1997年、1999年和2003年四年我国各省份的HDI数据，在实证分析中本文采用固定效应的面板模型进行估计。同时，为了便于和上文分析进行对比，在HDI样本中同样也剔除了四川省、重庆市、山东省和西藏自治区的数据，仅包含27个省市的数据。
模型(2)的回归结果见表3。其中，第9、11、13和15列不含有财政分权和亲贫式支出的交叉项，而在第10、12、14和16列中加入了财政分权和亲贫式支出的交叉项。从表3可以看到，在加入交叉项之前，财政分权的系数并不显著，这表明财政分权对HDI不存在直接影响。在加入交叉项之后，财政分权的系数显著为正，交叉项系数显著为负，这也证实了财政分权对HDI的作用主要是通过亲贫式支出而实现的。由交叉项系数显著为负易知，亲贫式支出存在一个临界值。当亲贫式支出超过该临界值时，财政分权程度的增加将会降低HDI的数值；反之，当亲贫式支出低于该临界值时，财政分权程度的增加会增加HDI的数值。通过简单计算发现，对、、和而言，人均亲贫式支出的对数值分别取值为7.47、7.75、7.43和6.73时，财政分权对HDI的边际效用为零。当人均亲贫式支出的对数值大于7.75时，财政分权程度的增加会降低HDI的数值，而在样本中仅北京、上海和天津三个直辖市的人均亲贫式支出的对数值大于7.5。也就是说，就北京、上海和天津三个直辖市而言，财政分权程度的增加将不利于改善当地非收入贫困状况，这一结论与上文的发现相一致。
在亲贫式支出对贫困的边际效应上，非收入贫困的回归结果与上文中财政分权对农村贫困影响有所不同。例如，现实中上海市的财政分权高于临界水平（即亲贫式支出对HDI边际效应为零），这意味着对于上海市而言，仅仅增加人均亲贫式支出的对数值并不会使得该省HDI指数上升。这与上文中任何地区亲贫式支出的增加都会降低农村贫困发生率的结论似乎存在矛盾。造成这一情况的原因：一是在2005年之前，相对于城市而言，农村亲贫式支出水平是严重不足的。增加农村亲贫式支出对农村贫困发生率的边际效应，会远大于增加城市亲贫式支出对城市贫困状况的边际效应，也即亲贫式支出对农村贫困的边际效应大于其对总体贫困的边际效应。因此，增加亲贫式支出均会降低农村贫困发生率；二是以国家贫困线度量的贫困发生率严重低估了农村贫困程度，用HDI指数对贫困程度进行度量则不涉及贫困线标准设定的问题。汪三贵(2008)指出，按照1天2美元的贫困线和消费支出估计，中国的贫困人口将成倍增加。因此，在回归中使用贫困发生率来反映贫困状况，可能会高估亲贫式支出的减贫效应。在控制变量中，人口死亡率每下降0.1个百分点，大概会使HDI指数提高0.022。文盲、半文盲人口比率每降低1个百分点会使得HDI指数提高0.007，综合入学率每增加1个百分点会使得HDI指数下降约0.002，GDP增长率每增加1个百分点会使得HDI增加0.23左右。
为了验证回归结果的稳健性，在回归方程(2)中也分别考虑时点固定效应(timefixed effect)和地区虚拟变量，具体结果汇总在表4中。在考虑到时点固定效应后，主要回归结果与表3中并无明显差异。由于GDP增长率和综合入学率可能具有时间趋势，在加入时点固定效应后，GDP增长率和综合入学率的系数均变得不显著。但是，时点固定效应并没有通过联合检验。在加入东部(EAST)和西部(WEST)地区的虚拟变量后，我们发现财政分权的减贫效应在不同地区间具有一定的差异性。
四、结论与政策建议
本文从公共支出效率和公共支出结构两个角度，论述了财政分权和贫困减少之间的理论联系。一方面，财政分权通过增加地方政府亲贫式支出的配置效率来实现减贫目标；另一方面，财政分权加剧了地方政府间的竞争程度，而地区竞争会扭曲公共支出结构，这会阻碍减贫目标的实现。因此，财政分权对贫困减少的影响取决于这两种效应的加总。在实证分析中，本文利用我国省际数据分别从收入贫困和非收入贫困两个角度对财政分权和贫困之间的关系进行检验。实证结果表明：就北京、上海和天津三个直辖市而言，财政分权程度的增加恶化了贫困状况，而其他省份财政分权程度的增加则有利于缓解贫困。此外，增加亲贫式支出会降低农村贫困发生率，也会提高大部分省市的人类发展指数。因此，增加亲贫式支出是减少贫困，特别是农村地区贫困的重要手段。但是，在财政分权程度很高的省份，亲贫式支出的增加并不一定能改善非收入贫困状况。
在政策层面上，适度的财政分权有利于减少贫困。但在一些财政分权程度高的省市，进一步的财政分权反而会恶化贫困状况。出现这种现象的原因在于地方政府常常在财政激励下为了经济增长忽视百姓所关注的民生问题。同时，缺乏一种强有力的外部机制来约束地方政府这种“重生产、轻福利”的行为。因此，如何在现有的制度框架内，矫正财政分权所产生的负面影响将是未来财政制度调整和变革的重点。此外，在财政分权的同时，适当的政治分权和行政分权将会提高公众参与，增强公共部门责任感，改善政府治理水平，缓解财政分权带来的不利影响。持续地减贫要求建立和完善“自下而上”的民意表达机制，让民众的现实诉求能迅速有效地向上传递，并依靠民众的“呼声”来约束地方政府行为。最后，在一些财政分权程度高的省份出现了仅仅增加亲贫式支出并不一定会改善非收入贫困状况，这意味着我国今后的扶贫工作急需调整现有的减贫思路和减贫政策。
注释：
①目前有两种对分权的分类：其一是将分权区分为行政分权(administrative decentralization)、政治分权(political decentralization)和财政分权(fiscal decentralization)；其二是将分权划分为向职能部门的分权(deconcentration)，向地方政府的授权(delegation)和权力下放(devolution).
②Shah和Thompson(2004)对不同国家进行分权改革的原因总结如下：东欧和前苏联国家的分权改革是政治经济转型的一部分；拉丁美洲的分权改革是民主化进程的一部分；南非、斯里兰卡和印度尼西亚是为了应对种族冲突；智利、乌干达和科特迪瓦共和国则是为了增进基本公共服务的供给。中国进行分税制改革的目的在于提高“两个比重”，即中央财政收入占总财政收入的比重和财政收入占GDP的比重。
③1997年8月1日开始执行的《国家扶贫资金管理办法》中作出如下规定：省、自治区、直辖市向国家重点扶持贫困县投入的扶贫资金，根据本地区的经济发展水平和财政状况，应当达到占国家扶贫资金总量的30%～50%。国家下达的各项扶贫资金，全部由省、自治区、直辖市人民政府统一安排使用，由同级扶贫开发工作协调领导机构具体负责，组织各有关部门规划和实施项目，并督促各项资金及时、足额到位。
④世界银行的研究表明，即使不包括农民工在内，90%的贫困人口仍然在农村。参见世界银行：《从贫困地区到贫困人群：中国扶贫议程的演进》，2009年3月。
⑤绝大部分省份的贫困发生率数据可以直接从相关年鉴中获得，极少数省份的贫困发生率数据是通过povcal软件计算而来。由于数据缺失，在样本中剔除了山东、四川、重庆和西藏的数据。1994年的分税制改革对我国财政制度设计进行重大调整，因此样本起始点设为1994年。数据来自《新中国五十五年统计资料汇编》、历年的《中国财政年鉴》和《中国人口统计年鉴》。
⑥2005年开始的“社会主义新农村建设”会导致农村亲贫式支出占该省总公共支出的比重发生实质性改变，因此，本文样本截止年份为2004年。
⑦在用不同指标度量财政分权时，财政分权程度的增加不利于贫困减少的省份略有变动。如当财政分权指标为时，财政分权程度的增加不利于贫困减少的省市为北京、天津、内蒙古、辽宁、上海、浙江、广东、青海、宁夏和新疆；当财政分权指标为和时，财政分权程度的增加不利于贫困减少的省市为北京、上海和天津；当财政分权指标为时，财政分权程度的增加不利于贫困减少的省市为北京和上海。
⑧参照张晏和龚六堂(2005)，本文中东部包括北京、天津、上海、浙江、江苏、福建、广东、辽宁和河北9个省市，中部包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北和湖南8省，西部包括内蒙古、江西、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、新疆和宁夏9个省区。
⑨虽然在表2中和均不显著，但是需要说明的是表2中的显著性检验均是双侧检验。若检验
时，和的系数均在10%的显著性水平上显著。
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