中央扶貧資金投入的減貧效應與益貧機制研究

賴小妹，徐 明

（1.中南財經政法大學 公共管理學院，武漢 430073；2.西南財經大學 經濟學院，成都 610000）

0 引言

近年來，我國的扶貧數據呈現出兩條走勢相反的曲線，一條是我國財政扶貧支出在逐年大幅增加，其中，中央財政專項扶貧資金由2010年的222億元增加到2017年的860.95億元，6年翻了近4倍；另一條是減貧人數卻在逐年減少，由2011年的4329萬降至2017年的1289萬。這兩條曲線也折射出我國扶貧難度在不斷增加，且越是往后，脫貧難度越大，因為構成我國最后貧困壁壘的都是經過多年努力仍難以根除的“頑疾”。此外，中國經濟發展進入“增長速度換擋期、結構調整陣痛期、前期刺激政策消化期‘三期'疊加”的新常態，經濟的下行壓力與新增就業需求的張力、貧困人群失業和返貧風險加大，經濟減速帶來的失業壓力會進一步加大未來貧困人口的脫貧難度。

綜合國內外相關文獻[1-12]發現，以往的研究大多只關注財政扶貧支出或經濟增長對農村貧困的直接影響，鮮少有學者從經濟增長的角度考察財政扶貧支出對農村貧困的間接影響，而從兩個視角一起研究的更是極少。其次，以往的研究由于研究方法等原因，只有控制了其他所有的非財政扶貧支出因素的基礎上才能考察出財政扶貧支出的真實效果，但最后又很難將財政扶貧支出的減貧效果從其他因素中區分開來，因此，大多學者都將財政扶貧支出與其他非扶貧支出因素置于同一個框架下進行回歸分析，得出的結論也在一定程度上受到其他非扶貧因素的影響，這也是為什么我國財政扶貧資金減貧效果評估不太令人滿意的重要緣由。第三，扶貧是一個長期過程，扶貧資金投放可能在短期內無法立即凸顯，因此，僅從短期內可能并不能反映其真實的減貧效果，而以往的研究基于數據限制等原因，大多都從短期內進行考察而忽略了財政扶貧支出的長期減貧效果。第四，以往的研究大多關注總體財政扶貧投入，鮮少以中央財政扶貧資金投入為視角進行研究。

基于此，本文以中央財政扶貧資金投入為視角，不僅考察我國中央財政扶貧支出對農村貧困的直接影響，還從經濟增長的角度考察中央扶貧支出對農村貧困的間接影響。同時，本文運用VEC模型等方法將中央財政扶貧支出的減貧效果從眾多因素中區分出來進行單獨評估，以期能有效評價我國中央扶貧資金發揮的真實減貧效果。此外，本文的主要目的在于通過考察我國中央財政扶貧資金投入的減貧效果，進而分析我國自1986年成立專門的扶貧機構開展大規模扶貧以來，我國政府扶貧開發政策的有效性。因此，本文運用1986—2017年32年的數據，從長期和短期分別考察我國中央財政扶貧支出的減貧效果，以期能為我國未來的扶貧開發政策提供理論參考。

1 模型設定、指標選取與數據來源

1.1 模型設定

由于傳統的結構化經濟計量模型皆以經濟理論為基礎，需嚴格區分外生變量和內生變量，但是可能會因經濟理論不完善或外生變量和內生變量設定錯誤而導致估計偏差。因此，為避免偽回歸現象的發生，本文采用不以經濟理論為基礎的向量自回歸（VAR）模型來單獨估計財政扶貧支出、經濟增長與農村貧困之間的動態關系。因此，本文建立VAR模型，表達式為：

其中，Yt為k維內生變量向量，Xt是d維外生變量向量，n是樣本個數，A1，A2···，Ap是k×k維待估系數矩陣，B是k×d維待估計系數矩陣，μt是k維擾動向量，p為滯后階數。

若不考慮外生變量的存在，則構建的VAR模型為非限制性向量自回歸（VAR）模型，表達式為：

建立VAR模型一般要求所有變量的原序列是平穩序列，如果原序列非平穩，則不適合建立VAR模型，對于具有協整關系的非平穩時間序列，可以建立向量誤差修正（VEC）模型（被認為是含有協整約束的VAR模型），其表達式為：

其中，ΔYt是k維一階差分內生變量向量，ecmt-1是誤差修正項，反映變量之間的長期均衡關系，α是誤差修正項的系數向量，反映變量之間的均衡關系偏離長期均衡狀態時，將其調整到均衡狀態的速度。Tt為解釋變量差分項的系數，反映各變量的短期波動對被解釋變量的短期變化的影響。同時，不包含外生變量的VEC模型，其表達式為：

1.2 變量選取

（1）中央扶貧資金投入（funds）。本文選取中央財政專項扶貧資金作為中央扶貧資金投入的代理變量，并用計算得出的人均中央財政專項扶貧資金進行實際應用。

（2）經濟增長（rgdp）。用國內生產總值表示，并采用人均GDP進行實際應用。

（3）農村貧困指標（pov）。以往學者們最常用的反映農村貧困的衡量指標主要有貧困發生率、貧困距，收入缺口率、Sen貧困指數和世界銀行標準FGT指數等，而這些衡量指標均以貧困線為基準，而我國的貧困線標準根據物價指數在逐年微調，并沒有長期統一，因此，不適合用這些指標衡量我國的農村貧困程度。為此，國內學者郭熙保和羅知（2008）[13]使用20%最低收入人群的平均收入來反映我國的農村貧困程度；張冰和冉光和（2013）[14]采用人均消費水平來衡量地區的貧困水平；郭魯芳和李如友（2016）[15]則用城鄉人均收入與人口比重乘積之來衡量我國總體的貧困水平。本文借鑒郭熙保等的做法，采用農村20%最低收入人群的平均收入作為衡量我國農村貧困程度的指標，但由于數據的限制，農村20%最低收入人群的平均收入的數據不全，于是本文用農民人均純收入作為農村20%最低收入人群的平均收入的替代指標。為了驗證其合理性，本文利用2002—2012年的數據，對農民人均純收入分別與農村和全國20%最低收入組人群的平均收入進行相關分析，得到Pearson相關系數分別為0.996和0.999，且均在1%的顯著性水平下顯著。因此，用農民人均純收入衡量我國農村或全國的貧困程度均具有合理性。因此，本文使用農民人均純收入作為衡量我國農村貧困的替代指標，指標數值越高，說明我國農村貧困水平越低。

1.3 數據來源及處理

本文使用我國1986—2017年的時間序列數據進行實證分析，其中，農民人均純收入、人均GDP和全國總人口數據均來源于各年的《中國統計年鑒》，中央財政扶貧資金數據來源于國家統計局官網、《中國農村貧困監測報告》、國家扶貧辦官網、人民日報等公開資料整理。為了消除價格因素的影響，各指標均以1986年為基期進行了平減，換算成實際值進行運用。同時，為了避免異方差和多重共線等影響，本文對各變量取自然對數后進行實證運用。

2 實證結果及分析

2.1 單位根檢驗

為了避免由于經濟時間序列的不平穩而導致的偽回歸現象出現，本文采用ADF單位根檢驗來確定變量的平穩性，具體檢驗結果見表1。lnfunds、lnrgdp和lnpov分別表示中央扶貧支出、經濟增長和農村貧困水平的自然對數，Dlnfunds、Dlnrgdp和Dlnpov則代表其一階差分。ADF單位根檢驗結果顯示，lnfunds、lnrgdp、lnpov均在5%臨界值的顯著性水平下滿足一階平穩條件，即lnfunds、lnrgdp、lnpov均為一階單整序列，達到了平穩性要求。

表1 ADF單位根檢驗結果

2.2 協整檢驗

本文利用Johansen協整檢驗來考察中央扶貧支出、經濟增長與農村貧困的長期穩定關系。由于Johansen協整檢驗是基于VAR模型進行的，協整檢驗之前必須先建立VAR模型，并確定其最優滯后階數。因此，在建立VAR模型之后，選擇不同滯后期進行檢驗，最后根據SC信息準則確定最優滯后階數（見表2）。表2顯示，三個VAR模型的最優滯后階數皆為2階，因此，協整檢驗的滯后階數均為1階。

表2 最優滯后階數的選擇

同時，表3（見下頁）的協整檢驗結果顯示，跡統計量均在1%的顯著性水平下認為lnpov和lnfunds、lnrgdp與lnfunds、lnpov與lnrgdp之間各存在一個協整關系，表明中央扶貧支出、經濟增長與農村貧困存在長期均衡關系。由協整方程可知，長期來看，lnpov與lnfunds、lnrgdp與lnfunds、lnpov與lnrgdp之間均呈顯著的正相關關系。同時，系數表明，中央扶貧支出每增加1個單位，農村貧困降低0.5602個單位，經濟增長也增加約0.4588個單位，而經濟增長每增加1個單位，農村貧困將降低0.9936個單位。這說明，長期來看，增加中央扶貧支出，不僅可以促進農民增收直接減貧，還可以通過促進經濟增長間接減貧，這與劉冬梅（2001）[11]的研究結論一致。由此也可以看出過去30多年里，我國中央扶貧支出和經濟增長對減少我國農村貧困起到了重要作用。

表3 協整檢驗結果

2.3 向量誤差修正（VEC）模型

在確定了中央扶貧支出、經濟增長與農村貧困之間的長期均衡關系后，基于上述Johansen協整檢驗，建立向量誤差修正（VEC）模型繼續考察變量之間的短期動態關系，具體結果見表4。

表4 誤差修正模型估計結果

在VEC模型中，VECM為誤差修正項，其系數反映變量之間的均衡關系偏離長期均衡狀態時，將其調整到均衡狀態的力度。三個VEC模型中的誤差修正項系數分別為-0.119、-0.209和-0.131，意味著三個VEC模型均存在反向修正機制，即當lnpov、lnrgdp短期波動偏離長期均衡狀態時，誤差修正模型將分別以-0.119、-0.209和-0.131的速度對其進行負向的調整，直至將其調整到均衡狀態。

差分項系數則反映了短期波動的影響。在lnpov與lnfunds之間，差分項滯后一期的系數表明，隨著財政扶貧支出的增加，會在短期內提高農村貧困水平，雖效果不顯著；而在lnpov與lnrgdp、lnrgdp與lnfunds之間，雖然短期內經濟增長可以有效降低農村貧困水平，但是中央扶貧支出卻不能有效促進經濟增長。以上均表明，在短期內，中央扶貧支出并沒有達到有效的直接或間接的減貧效果，這與張全紅（2010）[4]的研究結論相吻合。

短期內中央扶貧支出的減貧效果不顯著，可能與現實中我國扶貧資金管理存在薄弱環節有關，由于貧困地區的涉農資金使用管理短期內存在大量資金閑置、虛報冒領擠占挪用以及損失浪費等問題，使我國扶貧資金使用效率低下，并沒有真正惠及貧困戶，造成“低命中率”“高漏出量”“應扶未扶、扶富不扶窮”等問題存在。同時，由于獲取中央扶貧資金的機會不均等原因，使得徘徊在貧困線附近的人口快速脫貧后，余下的貧困人口由于享受不到中央扶貧資金帶來的效益而陷入了更加貧困的境地，此時還會進一步加劇收入分配不平等，導致惡性循環。這些都使得中央扶貧資金在短期內沒有發揮減貧作用。此外，經濟增長是一個動態的過程，具有一定的滯后效應，因此在短期內，增加中央扶貧支出無法立即實現顯著的經濟增長，從而使得中央扶貧支出在短期內也無法通過促進經濟增長而達到間接減貧的效果。

2.4 Granger因果檢驗

上文確定了lnpov與lnfunds、lnpov與lnrgdp、lnrgdp與lnfunds之間的長期均衡與短期動態的關系，但并不能因此說明他們之間存在因果關系，所以接下來采用Granger因果檢驗方法進一步確定它們之間的因果關系。由于變量是協整序列，因此，在構建的VEC模型基礎上進行Granger因果檢驗。具體檢驗結果見表5。

表5 Granger因果檢驗結果

表5顯示，中央扶貧支出既不是農村貧困的Granger原因，也不是經濟增長的Granger原因。由此可見，長期以來，我國的中央扶貧支出由于支出結構、資金管理和使用等方面存在問題，并未成為減少我國農村貧困的主要途徑。這也能很好地解釋引言中提到的，為什么近年來我國中央扶貧支出逐年增加而減貧人數卻在逐年減少、扶貧數據呈現出兩條走勢相反的曲線的原因。同時，經濟增長和農村貧困則互為Granger因果關系，說明經濟增長始終是減少甚至消除我國農村貧困的主要推動力，而消除貧困也可以反過來促進經濟增長。

2.5 脈沖響應

基于VEC模型，本文繼續利用脈沖響應函數對各變量之間的互動關系進行分析，具體見下頁表6。表6顯示，給中央扶貧支出（lnfunds）一個單位的正向沖擊，將產生一個倒U型曲線，從第一期開始就對農村貧困指標（lnpov）產生一個正向的影響，隨后這個正向的影響逐漸遞增，并在第8期（0.077586）達到峰值，隨后緩慢下降并趨于穩定，最后沒有趨于0的跡象。這表明，中央扶貧支出對減少農村貧困存在較為長期的正向影響，這與上文分析一致。

同時，分別給中央扶貧支出（lnfunds）和經濟增長（lnrgdp）一個單位的正向沖擊，也將產生一個倒“U”型的曲線，也從第一期開始就分別對經濟增長（lnrgdp）和農村貧困水平（lnpov）產生一個正向影響，且隨后這個正向影響逐漸增加，并分別在第六期（0.055644）和第八期（0.064581）達到峰值，隨后緩慢下降，最后都平穩在不趨于0的位置。這表明中央扶貧支出對經濟增長存在較為長期的正向影響，而經濟增長對農村貧困減少也存在長期正向影響，同時，從系數值也可看出，中央扶貧支出可以在長期內通過促進經濟增長減少農村貧困，這也與前文結論吻合。

表6 脈沖響應函數

2.6 方差分解

接下來再利用基于VEC模型的方差分解，分別分析中央扶貧支出對農村貧困、中央扶貧支出對經濟增長、經濟增長對農村貧困的貢獻度，具體見表7。從表7可以看出，不管是農村貧困指標（lnpov）還是經濟增長（lnrgdp）的均方誤差都主要由他們自身的過去值貢獻的。就前10期的平均貢獻率而言，lnfunds對lnpov的貢獻率為31.13%；lnfunds對lnrgdp的貢獻度為33.72%；lnrgdp對lnpov的貢獻率為43.41%。這說明：

第一，我國農村貧困的改善主要依賴于農民自身收入的提高。可以說，在我國，由于城鄉二元經濟結構以及收入分配不均等問題存在，造成我國城鄉居民收入差距較大，其中農村人均收入較低，這是導致我國農村貧困最主要的原因。但是，其自身的貢獻度在隨著時間推移而逐漸減小。

第二，除了農民自身收入因素之外，中央扶貧支出對改善我國農村貧困的貢獻度也較大，為31.13%。在現實中，中央扶貧資金占我國農村扶貧資源的絕大部分，因此，中央扶貧資金在我國農村扶貧過程中起到了非常重要的作用。同時，中央扶貧支出對農村貧困的影響力還在逐年增大。

第三，經濟增長對改善農村貧困在10期內的平均貢獻率雖只有43.41%，但超過中央扶貧支出且隨時間推移還在逐漸遞增，在第10期甚至增加到了73.99%，這說明，相比中央扶貧支出，經濟增長對減少農村貧困的貢獻更大。

第四，中央扶貧支出對經濟增長的平均貢獻率也達到了33.72%并在逐年遞增，說明中央扶貧支出對經濟增長也起到了重要作用。同時也進一步說明，中央扶貧支出可以通過促進經濟增長進而減輕農村貧困。這再一次驗證了上文的結論。

表7 方差分解 （單位：%）

3 結論與建議

本文運用我國1986—2017年的時間序列數據，實證分析了中央扶貧支出、經濟增長與農村貧困的關系。結果表明，在長期狀態中，中央扶貧支出不僅能直接有效地減少我國農村貧困，還能通過促進經濟增長間接有效地減輕農村貧困；但在短期狀態內，中央扶貧支出的直接與間接減貧效果均不顯著。

Granger因果檢驗表明，中央扶貧支出既不是農村貧困也不是經濟增長的Granger原因，說明長期以來，我國中央扶貧資金由于在支出結構、資金管理和使用等方面存在問題，并未成為我國用來減輕農村貧困的主要途徑。而經濟增長和農村貧困互為Granger因果關系，表明經濟增長始終是減少甚至消除我國農村貧困的重要推動力，并且貧困的減少能反過來促進經濟增長。

同時，脈沖響應和方差分解也支持了上述結論，表明中央扶貧支出對緩解農村貧困存在較為長期的正向影響，而且貢獻率較大并在逐年遞增。以上結論均表明，中央扶貧資金投入用來作為減輕我國農村貧困的重要手段具有合理性。

基于此，為了更快地實現全面建成小康社會的目標，本文提出如下益貧機制建議：

（1）擴大中央財政扶貧支出規模，完善扶貧資金管理制度。在推進精準扶貧的大背景下，進一步強化我國財政對貧困地區的資金扶持，加大扶貧資金與支農資金的整合力度；同時完善扶貧資金管理制度，強化制度約束，提高扶貧資金的瞄準率與使用效率，發揮各種扶貧資金的合力減貧效應，打牢減貧基礎，確保減貧效果。

（2）優化中央財政扶貧支出結構，提高減貧支出效益。調整中央扶貧支出的重點投向，首先，加強貧困地區的基礎設施建設投入，既提高貧困地區民生福祉，又能使貧困人口參與基礎設施建設而增收。其次，重點增加對貧困地區教育、醫療等公共服務領域的扶貧投入，“扶貧先扶智”，通過加強對教育、培訓的投入，提高貧困人口的技術和人力資本積累，提高其主動脫貧的能力；同時通過對貧困人口的教育和醫療的直接補貼，使貧困人口能更好地享受教育和醫療服務，避免因教致貧、因病致貧和因病返貧的現象發生。第三，強化產業扶貧投入，發展貧困地區特色產業，不僅提高貧困地區綜合競爭力，吸納農村剩余勞動力就業，以產業帶動貧困地區整體脫貧，還能促進貧困地區經濟的發展進一步減貧。

（3）轉變經濟增長模式，實現“益貧式”經濟增長。在我國轉變經濟增長模式的背景下，注重“增長中的再分配”，優化我國的收入分配格局，減少收入分配不公平，逐步實現更利于窮人脫貧的“益貧式”經濟增長模式。以此促進初次分配領域的公平與效率統一的同時，還能提高窮人參與經濟增長過程的機會，從單純的受助者變成經濟增長的推動者，促進更多的貧困人口從經濟增長中獲益。實現以經濟增長消除貧困，貧困消除反過來帶動經濟增長，形成良性循環。

（4）推廣“參與式”扶貧模式，讓貧困人民直接參與扶貧項目的整個過程。這樣不僅能提高扶貧資金的瞄準率，還能有效減少扶貧資金的滲漏，提高扶貧資金的使用效率和效益，還能激發貧困群體的主體意識和脫貧致富的積極性，激勵貧困人口自覺減貧，從根源上杜絕貧困的發生。