基于因子分析的湖南省貧困地區減貧效應實證研究

肖萍

[摘? ? 要] 在精準扶貧目標下，對扶貧區域的減貧效應具有較強的理論與政策意義。本文從經濟增長、財政支持、產業發展三個方面對湖南省貧困地區減貧效應進行定量分析。首先選取湖南省2005-2017年相關指標，利用因子分析對相關自變量進行降維，提取一個因子命為地區發展水平因子，用地區發展水平因子表述該地區經濟增長、財政支持和產業發展情況。其次選取貧困發生率作為減貧效應測度，構建地區發展水平因子與貧困發生率的指數回歸模型。最終得出地區發展水平對湖南省貧困地區減貧具有一定的效果。

[關鍵詞] 減貧效應;因子分析;指數模型;精準扶貧;貧困發生率

doi ： 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2019. 17. 063

[中圖分類號] F323? ? [文獻標識碼]? A? ? ? [文章編號]? 1673 - 0194（2019）17- 0160- 03

0? ? ? 引? ? 言

改革開放30年，國家對扶貧政策支持，無論是直接的扶貧資金支出和支援農村生產支出，還是通過公共設施建設，農林牧漁投資間接的支持，都會伴隨著農村貧困人口的快速減少。Park利用中國所有縣的數據分析發現，扶貧投入使人均收入逐年增加[1]。扶貧資金投入是實現幫扶貧困群體的主要方式之一，通過直接補助貧困群體或通過扶貧項目改善貧困群體，培育貧困群體的自我發展能力，實現貧困群體的脫貧。扶貧資金的投入是否公平與合理，效率是否最優，都會影響貧困地區的脫貧進度。但是，這并不必然表明財政支農投入增加與農村減貧之間存在因果關系。中國農村貧困產生的原因很多，國內外研究者對減貧效應的影響因素的研究主要集中在教育、產業、公共基礎設施、財政支出等幾個方面。說明導致農村貧困人口較少的因素很多，財政支農投入僅僅是其中的一個方面。

在特定的經濟環境和技術水平約束下，財政支農投入增長的農村減貧效應呈現邊際遞減規律。影響農業產出及其增長的相關指標有農業資本、財政支農投入、農業信貸和農戶的資本累計[2]。扶貧資金的投入效果也受地域的影響，改革開放以后，我國的貧困人口在絕對規模和相對規模上都是穩步下降的，貧困發生率基本穩定在一個很小的比率上，與此同時，財政扶貧資金是穩步增加的，扶貧資金在不斷增加的同時脫貧卻越來越困難了。農業投資對脫貧的影響較大，但總的趨勢是減弱的。胡紹雨考察不同途徑的財政農村投資來研究最優投資組合，發現財政教育投資對扶貧的效應最大。所有影響扶貧的因素中，對西部地區的貢獻率最大，其次是中部地區，最后是東部地區。也就是說，財政農業投資在貧困人口多、基礎薄弱的地區，對脫貧的效應顯著。當地區農村經濟達到一定程度后，財政農業投資的扶貧效應逐漸趨弱[3]。伍艷[4]選取2001-2010年省級面板數據進行回歸分析，貧困發生率對農村金融發展水平的彈性為負值，中國農村金融發展對貧困減少的作用明顯;不同區域的農村金融發展水平對貧困發生率影響不同。東部地區的彈性最大，其次為西部地區，中部地區農村金融發展的減貧效應弱。張全紅利用向量自回歸模型就中國的農村扶貧基金投入與貧困減少的長、短期關系和Granger因果關系進行了經驗研究。從短期來看，農村扶貧資金對農村貧困減少具有促進作用，但效果不顯著。從長期看扶貧資金抑制了農村貧困的減少，但這兩者之間不存在Granger因果關系;經濟增長與貧困之間的關系比較復雜，經濟增長在減少農村貧困人口的同時，加重了貧困深度指數和貧困強度指數[5]。郭宏寶研究了農村財政投資對脫貧遞減效應的關系，利用常微分公式得出財政農業項目投資對脫貧的貢獻率，促進農業生產的財政投資不僅可以提高農業GDP，而且會同時有助于脫貧[6]。張鳳華[7]采用“八七扶貧攻堅”期間和新世界“農村扶貧開發”兩個發展時期的省級面板數據，運用計量模型將產業結構、農業生產條件、農業扶貧與發展政策等關鍵性的中間變量進行回歸分析，得出經濟增長和收入不平等以及農業生產條件等因素對農村減貧的具有顯著影響。

根據以上的文獻可知，對于經濟增長與減貧的關系，大部分研究者共同的發現了經濟增長對脫貧并沒有直接的影響，而是通過經濟增長過程中收入不平等狀況的變化來影響減貧。如果經濟增長并沒有提高農村居民可支配收入，農村居民消費水平不高的話，經濟增長對減貧的效應是無效的。所以本文選取了GDP、農村居民可支配收入和農村居民消費水平三個指標來研究經濟增長對減貧的效應。

國家對減貧支持的作用主要從兩個途徑展開：第一，通過政府的財政直接轉移支付來提高農戶的收入，例如扶貧資金支出，支援農村生產支出等;第二，通過公共設施建設，農林牧漁投資間接的支持。所以本文選取了扶貧資金支出、支援農村生產支出、農林牧漁投資等指標代表政府扶貧支持對減貧的效應。

財政支農并不能使得脫貧可持續化，在利用國家“輸血”的同時，應該注重貧困地區自身的“造血”功能，通過自身產業發展來實現脫貧。本文選取旅游總收入指標和農林牧漁總產值指標代表地區產業發展狀況。

1? ? ? 變量選取

本文選取了湖南省2005-2017年相關指標。因變量P是農村貧困發生率。自變量包括了四個方面的影響因素：第一，GDP代表了湖南省經濟增長水平;第二，農村居民可支配收入和農村居民消費水平，體現了農村人口的購買水平;第三，扶貧資金支出，支援農村生產支出，農林牧漁投資，體現了政府對扶貧的政策性支持;第四，農林牧漁總產值，旅游總收入，體現了貧困地區自身依托產業結構脫貧。

2? ? ? 實證分析

多變量大樣本無疑會為扶貧效應研究提供豐富的信息，但是在大多數情況下，由于許多變量之前可能相關，增加了問題分析的復雜性，同時對分析帶來不便。如果分別分析每個指標，分析又可能是孤立的，無法綜合分析。盲目減少指標會損失很多信息，容易產生錯誤的結論。因此需要找到一個合理的方法，減少分析指標的同時，盡量減少原指標包含信息的損失，對所收集的資料做全面的分析。由于各變量存在一定的相關關系，因此有可能用較少的綜合指標，分別綜合存在與各變量中的各類信息，將研究變得更簡單。

提取方法：主成分分析。

表2對8個變量進行因子分析，選出能夠承載大部分變量作用的因子，當因子的方差累積貢獻率達到80%時，默認這些因子可以解釋大部分的因素，本文中的因子為1時，累積方差貢獻率達到94.28%，即一個因子解釋原始變量的94.28%的變異。所以選取一個因子，最后確定一個主成分（REGR factor 1），命名為地區發展指標（E），該指標包括了地區經濟增長、產業發展、農村居民收入、農村居民消費水平、政府財政支持等內容。

為了研究湖南省經濟發展對貧困減少的作用，選取經濟發展指標（E）和貧困發生率（P）做回歸分析，從散點圖可知兩變量近似服從指數分布，對其構建指數分布回歸模型。指數模型結果如表3、表4、表5所示。

ANOVA為方差分析結果：指數模型的F值為5.835，P值小于0.05，說明回歸方程具有統計意義。地區經濟發展水平影響減貧效應。

指數模型：貧困發生率與地區發展水平因子呈負相關，地區發展水平受地區經濟增長、政府財政支持、農村居民收入、農村居民消費水平、產業發展的影響。證明了地區發展水平在農村減貧中的重要地位。

3? ? ? 小? ? 結

本文利用2005-2017年的省級數據，選取了GDP、扶貧資金支出、支援農村生產支出、農村居民可支配收入、農村居民消費水平、農林牧漁投資、農林牧漁總產值、旅游業總收入這八個變量進行因子分析，提取一個因子代表地區發展水平，構造地區發展水平因子與貧困發生率的指數模型，

經濟增長并不能直接影響脫貧，而是通過收入不平等狀況的變化來影響減貧，光靠財政支農無法對脫貧的可持續性有幫助，財政支農并不能使得脫貧可持續化，在利用國家“輸血”的同時，應該注重貧困地區自身的“造血”功能，通過自身產業發展來實現脫貧。貧困人口大多集中在農村，農業發展水平直接決定了農村居民收入，依靠政府農林牧漁投資和自身發展農林牧漁可以增加農村居民收入，農村擁有自然資源稟賦的地區可以依托旅游特色業務來發展經濟。

主要參考文獻

[1]PARK A，WANG S. Chinas Poverty Statistics[J].China Economic Review，2001（ 12） ： 384-398.

[2]秦建軍，武拉平.財政支農投入的農村減貧效應研究——基于中國改革開放30年的考察[J].財貿研究，2011，22（3）：19-27.

[3]胡紹雨.財政投資對我國農村反貧困影響效應分析[J].農村經濟，2009（4）：85-88.

[4]伍艷.中國農村金融發展的減貧效應研究——基于全國和分區域的分析[J].西南民族大學學報：人文社科版，2012（7）：109-113.

[5]郭宏寶，仇偉杰.財政投資對農村脫貧效應的邊際遞減趨勢及對策[J].當代經濟科學，2005，27（5）：53-57.

[6]張全紅.中國農村扶貧資金投入與貧困減少的經驗分析[J].經濟評論，2010（2）：42-50.

[7]張鳳華，葉初升.經濟增長、產業結構與農村減貧——基于省際面板數據的實證分析[J].當代財經，2011（12）：14-21.