賴小妹，徐 明

（1.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 公共管理學(xué)院，武漢 430073；2.西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，成都 610000）

0 引言

近年來(lái)，我國(guó)的扶貧數(shù)據(jù)呈現(xiàn)出兩條走勢(shì)相反的曲線，一條是我國(guó)財(cái)政扶貧支出在逐年大幅增加，其中，中央財(cái)政專項(xiàng)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(shù)卻在逐年減少，由2011年的4329萬(wàn)降至2017年的1289萬(wàn)。這兩條曲線也折射出我國(guó)扶貧難度在不斷增加，且越是往后，脫貧難度越大，因?yàn)闃?gòu)成我國(guó)最后貧困壁壘的都是經(jīng)過多年努力仍難以根除的“頑疾”。此外，中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入“增長(zhǎng)速度換擋期、結(jié)構(gòu)調(diào)整陣痛期、前期刺激政策消化期‘三期'疊加”的新常態(tài)，經(jīng)濟(jì)的下行壓力與新增就業(yè)需求的張力、貧困人群失業(yè)和返貧風(fēng)險(xiǎn)加大，經(jīng)濟(jì)減速帶來(lái)的失業(yè)壓力會(huì)進(jìn)一步加大未來(lái)貧困人口的脫貧難度。

綜合國(guó)內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)[1-12]發(fā)現(xiàn)，以往的研究大多只關(guān)注財(cái)政扶貧支出或經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村貧困的直接影響，鮮少有學(xué)者從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的角度考察財(cái)政扶貧支出對(duì)農(nóng)村貧困的間接影響，而從兩個(gè)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(cái)政扶貧支出因素的基礎(chǔ)上才能考察出財(cái)政扶貧支出的真實(shí)效果，但最后又很難將財(cái)政扶貧支出的減貧效果從其他因素中區(qū)分開來(lái)，因此，大多學(xué)者都將財(cái)政扶貧支出與其他非扶貧支出因素置于同一個(gè)框架下進(jìn)行回歸分析，得出的結(jié)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(guó)財(cái)政扶貧資金減貧效果評(píng)估不太令人滿意的重要緣由。第三，扶貧是一個(gè)長(zhǎng)期過程，扶貧資金投放可能在短期內(nèi)無(wú)法立即凸顯，因此，僅從短期內(nèi)可能并不能反映其真實(shí)的減貧效果，而以往的研究基于數(shù)據(jù)限制等原因，大多都從短期內(nèi)進(jìn)行考察而忽略了財(cái)政扶貧支出的長(zhǎng)期減貧效果。第四，以往的研究大多關(guān)注總體財(cái)政扶貧投入，鮮少以中央財(cái)政扶貧資金投入為視角進(jìn)行研究。

基于此，本文以中央財(cái)政扶貧資金投入為視角，不僅考察我國(guó)中央財(cái)政扶貧支出對(duì)農(nóng)村貧困的直接影響，還從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的角度考察中央扶貧支出對(duì)農(nóng)村貧困的間接影響。同時(shí)，本文運(yùn)用VEC模型等方法將中央財(cái)政扶貧支出的減貧效果從眾多因素中區(qū)分出來(lái)進(jìn)行單獨(dú)評(píng)估，以期能有效評(píng)價(jià)我國(guó)中央扶貧資金發(fā)揮的真實(shí)減貧效果。此外，本文的主要目的在于通過考察我國(guó)中央財(cái)政扶貧資金投入的減貧效果，進(jìn)而分析我國(guó)自1986年成立專門的扶貧機(jī)構(gòu)開展大規(guī)模扶貧以來(lái)，我國(guó)政府扶貧開發(fā)政策的有效性。因此，本文運(yùn)用1986—2017年32年的數(shù)據(jù)，從長(zhǎng)期和短期分別考察我國(guó)中央財(cái)政扶貧支出的減貧效果，以期能為我國(guó)未來(lái)的扶貧開發(fā)政策提供理論參考。

1 模型設(shè)定、指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.1 模型設(shè)定

由于傳統(tǒng)的結(jié)構(gòu)化經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型皆以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)，需嚴(yán)格區(qū)分外生變量和內(nèi)生變量，但是可能會(huì)因經(jīng)濟(jì)理論不完善或外生變量和內(nèi)生變量設(shè)定錯(cuò)誤而導(dǎo)致估計(jì)偏差。因此，為避免偽回歸現(xiàn)象的發(fā)生，本文采用不以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)的向量自回歸（VAR）模型來(lái)單獨(dú)估計(jì)財(cái)政扶貧支出、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與農(nóng)村貧困之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。因此，本文建立VAR模型，表達(dá)式為：

其中，Yt為k維內(nèi)生變量向量，Xt是d維外生變量向量，n是樣本個(gè)數(shù)，A1，A2···，Ap是k×k維待估系數(shù)矩陣，B是k×d維待估計(jì)系數(shù)矩陣，μt是k維擾動(dòng)向量，p為滯后階數(shù)。

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

建立VAR模型一般要求所有變量的原序列是平穩(wěn)序列，如果原序列非平穩(wěn)，則不適合建立VAR模型，對(duì)于具有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)時(shí)間序列，可以建立向量誤差修正（VEC）模型（被認(rèn)為是含有協(xié)整約束的VAR模型），其表達(dá)式為：

其中，ΔYt是k維一階差分內(nèi)生變量向量，ecmt-1是誤差修正項(xiàng)，反映變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，α是誤差修正項(xiàng)的系數(shù)向量，反映變量之間的均衡關(guān)系偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)時(shí)，將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的速度。Tt為解釋變量差分項(xiàng)的系數(shù)，反映各變量的短期波動(dòng)對(duì)被解釋變量的短期變化的影響。同時(shí)，不包含外生變量的VEC模型，其表達(dá)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(cái)政專項(xiàng)扶貧資金作為中央扶貧資金投入的代理變量，并用計(jì)算得出的人均中央財(cái)政專項(xiàng)扶貧資金進(jìn)行實(shí)際應(yīng)用。

（2）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（rgdp）。用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值表示，并采用人均GDP進(jìn)行實(shí)際應(yīng)用。

（3）農(nóng)村貧困指標(biāo)（pov）。以往學(xué)者們最常用的反映農(nóng)村貧困的衡量指標(biāo)主要有貧困發(fā)生率、貧困距，收入缺口率、Sen貧困指數(shù)和世界銀行標(biāo)準(zhǔn)FGT指數(shù)等，而這些衡量指標(biāo)均以貧困線為基準(zhǔn)，而我國(guó)的貧困線標(biāo)準(zhǔn)根據(jù)物價(jià)指數(shù)在逐年微調(diào)，并沒有長(zhǎng)期統(tǒng)一，因此，不適合用這些指標(biāo)衡量我國(guó)的農(nóng)村貧困程度。為此，國(guó)內(nèi)學(xué)者郭熙保和羅知（2008）[13]使用20%最低收入人群的平均收入來(lái)反映我國(guó)的農(nóng)村貧困程度；張冰和冉光和（2013）[14]采用人均消費(fèi)水平來(lái)衡量地區(qū)的貧困水平；郭魯芳和李如友（2016）[15]則用城鄉(xiāng)人均收入與人口比重乘積之來(lái)衡量我國(guó)總體的貧困水平。本文借鑒郭熙保等的做法，采用農(nóng)村20%最低收入人群的平均收入作為衡量我國(guó)農(nóng)村貧困程度的指標(biāo)，但由于數(shù)據(jù)的限制，農(nóng)村20%最低收入人群的平均收入的數(shù)據(jù)不全，于是本文用農(nóng)民人均純收入作為農(nóng)村20%最低收入人群的平均收入的替代指標(biāo)。為了驗(yàn)證其合理性，本文利用2002—2012年的數(shù)據(jù)，對(duì)農(nóng)民人均純收入分別與農(nóng)村和全國(guó)20%最低收入組人群的平均收入進(jìn)行相關(guān)分析，得到Pearson相關(guān)系數(shù)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(nóng)民人均純收入衡量我國(guó)農(nóng)村或全國(guó)的貧困程度均具有合理性。因此，本文使用農(nóng)民人均純收入作為衡量我國(guó)農(nóng)村貧困的替代指標(biāo)，指標(biāo)數(shù)值越高，說明我國(guó)農(nóng)村貧困水平越低。

1.3 數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

本文使用我國(guó)1986—2017年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，其中，農(nóng)民人均純收入、人均GDP和全國(guó)總?cè)丝跀?shù)據(jù)均來(lái)源于各年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，中央財(cái)政扶貧資金數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)、《中國(guó)農(nóng)村貧困監(jiān)測(cè)報(bào)告》、國(guó)家扶貧辦官網(wǎng)、人民日?qǐng)?bào)等公開資料整理。為了消除價(jià)格因素的影響，各指標(biāo)均以1986年為基期進(jìn)行了平減，換算成實(shí)際值進(jìn)行運(yùn)用。同時(shí)，為了避免異方差和多重共線等影響，本文對(duì)各變量取自然對(duì)數(shù)后進(jìn)行實(shí)證運(yùn)用。

2 實(shí)證結(jié)果及分析

2.1 單位根檢驗(yàn)

為了避免由于經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列的不平穩(wěn)而導(dǎo)致的偽回歸現(xiàn)象出現(xiàn)，本文采用ADF單位根檢驗(yàn)來(lái)確定變量的平穩(wěn)性，具體檢驗(yàn)結(jié)果見表1。lnfunds、lnrgdp和lnpov分別表示中央扶貧支出、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和農(nóng)村貧困水平的自然對(duì)數(shù)，Dlnfunds、Dlnrgdp和Dlnpov則代表其一階差分。ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)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(wěn)條件，即lnfunds、lnrgdp、lnpov均為一階單整序列，達(dá)到了平穩(wěn)性要求。

表1 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

本文利用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)考察中央扶貧支出、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與農(nóng)村貧困的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。由于Johansen協(xié)整檢驗(yàn)是基于VAR模型進(jìn)行的，協(xié)整檢驗(yàn)之前必須先建立VAR模型，并確定其最優(yōu)滯后階數(shù)。因此，在建立VAR模型之后，選擇不同滯后期進(jìn)行檢驗(yàn)，最后根據(jù)SC信息準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后階數(shù)（見表2）。表2顯示，三個(gè)VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)皆為2階，因此，協(xié)整檢驗(yàn)的滯后階數(shù)均為1階。

表2 最優(yōu)滯后階數(shù)的選擇

同時(shí)，表3（見下頁(yè)）的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示，跡統(tǒng)計(jì)量均在1%的顯著性水平下認(rèn)為lnpov和lnfunds、lnrgdp與lnfunds、lnpov與lnrgdp之間各存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，表明中央扶貧支出、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與農(nóng)村貧困存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。由協(xié)整方程可知，長(zhǎng)期來(lái)看，lnpov與lnfunds、lnrgdp與lnfunds、lnpov與lnrgdp之間均呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。同時(shí)，系數(shù)表明，中央扶貧支出每增加1個(gè)單位，農(nóng)村貧困降低0.5602個(gè)單位，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也增加約0.4588個(gè)單位，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)每增加1個(gè)單位，農(nóng)村貧困將降低0.9936個(gè)單位。這說明，長(zhǎng)期來(lái)看，增加中央扶貧支出，不僅可以促進(jìn)農(nóng)民增收直接減貧，還可以通過促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間接減貧，這與劉冬梅（2001）[11]的研究結(jié)論一致。由此也可以看出過去30多年里，我國(guó)中央扶貧支出和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)減少我國(guó)農(nóng)村貧困起到了重要作用。

表3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

2.3 向量誤差修正（VEC）模型

在確定了中央扶貧支出、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與農(nóng)村貧困之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系后，基于上述Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，建立向量誤差修正（VEC）模型繼續(xù)考察變量之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，具體結(jié)果見表4。

表4 誤差修正模型估計(jì)結(jié)果

在VEC模型中，VECM為誤差修正項(xiàng)，其系數(shù)反映變量之間的均衡關(guān)系偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)時(shí)，將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的力度。三個(gè)VEC模型中的誤差修正項(xiàng)系數(shù)分別為-0.119、-0.209和-0.131，意味著三個(gè)VEC模型均存在反向修正機(jī)制，即當(dāng)lnpov、lnrgdp短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)時(shí)，誤差修正模型將分別以-0.119、-0.209和-0.131的速度對(duì)其進(jìn)行負(fù)向的調(diào)整，直至將其調(diào)整到均衡狀態(tài)。

差分項(xiàng)系數(shù)則反映了短期波動(dòng)的影響。在lnpov與lnfunds之間，差分項(xiàng)滯后一期的系數(shù)表明，隨著財(cái)政扶貧支出的增加，會(huì)在短期內(nèi)提高農(nóng)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(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可以有效降低農(nóng)村貧困水平，但是中央扶貧支出卻不能有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。以上均表明，在短期內(nèi)，中央扶貧支出并沒有達(dá)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(jié)論相吻合。

短期內(nèi)中央扶貧支出的減貧效果不顯著，可能與現(xiàn)實(shí)中我國(guó)扶貧資金管理存在薄弱環(huán)節(jié)有關(guān)，由于貧困地區(qū)的涉農(nóng)資金使用管理短期內(nèi)存在大量資金閑置、虛報(bào)冒領(lǐng)擠占挪用以及損失浪費(fèi)等問題，使我國(guó)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(yīng)扶未扶、扶富不扶窮”等問題存在。同時(shí)，由于獲取中央扶貧資金的機(jī)會(huì)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(lái)的效益而陷入了更加貧困的境地，此時(shí)還會(huì)進(jìn)一步加劇收入分配不平等，導(dǎo)致惡性循環(huán)。這些都使得中央扶貧資金在短期內(nèi)沒有發(fā)揮減貧作用。此外，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是一個(gè)動(dòng)態(tài)的過程，具有一定的滯后效應(yīng)，因此在短期內(nèi)，增加中央扶貧支出無(wú)法立即實(shí)現(xiàn)顯著的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，從而使得中央扶貧支出在短期內(nèi)也無(wú)法通過促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而達(dá)到間接減貧的效果。

2.4 Granger因果檢驗(yàn)

上文確定了lnpov與lnfunds、lnpov與lnrgdp、lnrgdp與lnfunds之間的長(zhǎng)期均衡與短期動(dòng)態(tài)的關(guān)系，但并不能因此說明他們之間存在因果關(guān)系，所以接下來(lái)采用Granger因果檢驗(yàn)方法進(jìn)一步確定它們之間的因果關(guān)系。由于變量是協(xié)整序列，因此，在構(gòu)建的VEC模型基礎(chǔ)上進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)。具體檢驗(yàn)結(jié)果見表5。

表5 Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

表5顯示，中央扶貧支出既不是農(nóng)村貧困的Granger原因，也不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因。由此可見，長(zhǎng)期以來(lái)，我國(guó)的中央扶貧支出由于支出結(jié)構(gòu)、資金管理和使用等方面存在問題，并未成為減少我國(guó)農(nóng)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(lái)我國(guó)中央扶貧支出逐年增加而減貧人數(shù)卻在逐年減少、扶貧數(shù)據(jù)呈現(xiàn)出兩條走勢(shì)相反的曲線的原因。同時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和農(nóng)村貧困則互為Granger因果關(guān)系，說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)始終是減少甚至消除我國(guó)農(nóng)村貧困的主要推動(dòng)力，而消除貧困也可以反過來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

2.5 脈沖響應(yīng)

基于VEC模型，本文繼續(xù)利用脈沖響應(yīng)函數(shù)對(duì)各變量之間的互動(dòng)關(guān)系進(jìn)行分析，具體見下頁(yè)表6。表6顯示，給中央扶貧支出（lnfunds）一個(gè)單位的正向沖擊，將產(chǎn)生一個(gè)倒U型曲線，從第一期開始就對(duì)農(nóng)村貧困指標(biāo)（lnpov）產(chǎn)生一個(gè)正向的影響，隨后這個(gè)正向的影響逐漸遞增，并在第8期（0.077586）達(dá)到峰值，隨后緩慢下降并趨于穩(wěn)定，最后沒有趨于0的跡象。這表明，中央扶貧支出對(duì)減少農(nóng)村貧困存在較為長(zhǎng)期的正向影響，這與上文分析一致。

同時(shí)，分別給中央扶貧支出（lnfunds）和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（lnrgdp）一個(gè)單位的正向沖擊，也將產(chǎn)生一個(gè)倒“U”型的曲線，也從第一期開始就分別對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（lnrgdp）和農(nóng)村貧困水平（lnpov）產(chǎn)生一個(gè)正向影響，且隨后這個(gè)正向影響逐漸增加，并分別在第六期（0.055644）和第八期（0.064581）達(dá)到峰值，隨后緩慢下降，最后都平穩(wěn)在不趨于0的位置。這表明中央扶貧支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在較為長(zhǎng)期的正向影響，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村貧困減少也存在長(zhǎng)期正向影響，同時(shí)，從系數(shù)值也可看出，中央扶貧支出可以在長(zhǎng)期內(nèi)通過促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)減少農(nóng)村貧困，這也與前文結(jié)論吻合。

表6 脈沖響應(yīng)函數(shù)

2.6 方差分解

接下來(lái)再利用基于VEC模型的方差分解，分別分析中央扶貧支出對(duì)農(nóng)村貧困、中央扶貧支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村貧困的貢獻(xiàn)度，具體見表7。從表7可以看出，不管是農(nóng)村貧困指標(biāo)（lnpov）還是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（lnrgdp）的均方誤差都主要由他們自身的過去值貢獻(xiàn)的。就前10期的平均貢獻(xiàn)率而言，lnfunds對(duì)lnpov的貢獻(xiàn)率為31.13%；lnfunds對(duì)lnrgdp的貢獻(xiàn)度為33.72%；lnrgdp對(duì)lnpov的貢獻(xiàn)率為43.41%。這說明：

第一，我國(guó)農(nóng)村貧困的改善主要依賴于農(nóng)民自身收入的提高?？梢哉f，在我國(guó)，由于城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)以及收入分配不均等問題存在，造成我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入差距較大，其中農(nóng)村人均收入較低，這是導(dǎo)致我國(guó)農(nóng)村貧困最主要的原因。但是，其自身的貢獻(xiàn)度在隨著時(shí)間推移而逐漸減小。

第二，除了農(nóng)民自身收入因素之外，中央扶貧支出對(duì)改善我國(guó)農(nóng)村貧困的貢獻(xiàn)度也較大，為31.13%。在現(xiàn)實(shí)中，中央扶貧資金占我國(guó)農(nóng)村扶貧資源的絕大部分，因此，中央扶貧資金在我國(guó)農(nóng)村扶貧過程中起到了非常重要的作用。同時(shí)，中央扶貧支出對(duì)農(nóng)村貧困的影響力還在逐年增大。

第三，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)改善農(nóng)村貧困在10期內(nèi)的平均貢獻(xiàn)率雖只有43.41%，但超過中央扶貧支出且隨時(shí)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(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)減少農(nóng)村貧困的貢獻(xiàn)更大。

第四，中央扶貧支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的平均貢獻(xiàn)率也達(dá)到了33.72%并在逐年遞增，說明中央扶貧支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也起到了重要作用。同時(shí)也進(jìn)一步說明，中央扶貧支出可以通過促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)而減輕農(nóng)村貧困。這再一次驗(yàn)證了上文的結(jié)論。

表7 方差分解 （單位：%）

3 結(jié)論與建議

本文運(yùn)用我國(guó)1986—2017年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了中央扶貧支出、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與農(nóng)村貧困的關(guān)系。結(jié)果表明，在長(zhǎng)期狀態(tài)中，中央扶貧支出不僅能直接有效地減少我國(guó)農(nóng)村貧困，還能通過促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間接有效地減輕農(nóng)村貧困；但在短期狀態(tài)內(nèi)，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(yàn)表明，中央扶貧支出既不是農(nóng)村貧困也不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因，說明長(zhǎng)期以來(lái)，我國(guó)中央扶貧資金由于在支出結(jié)構(gòu)、資金管理和使用等方面存在問題，并未成為我國(guó)用來(lái)減輕農(nóng)村貧困的主要途徑。而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和農(nóng)村貧困互為Granger因果關(guān)系，表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)始終是減少甚至消除我國(guó)農(nóng)村貧困的重要推動(dòng)力，并且貧困的減少能反過來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

同時(shí)，脈沖響應(yīng)和方差分解也支持了上述結(jié)論，表明中央扶貧支出對(duì)緩解農(nóng)村貧困存在較為長(zhǎng)期的正向影響，而且貢獻(xiàn)率較大并在逐年遞增。以上結(jié)論均表明，中央扶貧資金投入用來(lái)作為減輕我國(guó)農(nóng)村貧困的重要手段具有合理性。

基于此，為了更快地實(shí)現(xiàn)全面建成小康社會(huì)的目標(biāo)，本文提出如下益貧機(jī)制建議：

（1）擴(kuò)大中央財(cái)政扶貧支出規(guī)模，完善扶貧資金管理制度。在推進(jìn)精準(zhǔn)扶貧的大背景下，進(jìn)一步強(qiáng)化我國(guó)財(cái)政對(duì)貧困地區(qū)的資金扶持，加大扶貧資金與支農(nóng)資金的整合力度；同時(shí)完善扶貧資金管理制度，強(qiáng)化制度約束，提高扶貧資金的瞄準(zhǔn)率與使用效率，發(fā)揮各種扶貧資金的合力減貧效應(yīng)，打牢減貧基礎(chǔ)，確保減貧效果。

（2）優(yōu)化中央財(cái)政扶貧支出結(jié)構(gòu)，提高減貧支出效益。調(diào)整中央扶貧支出的重點(diǎn)投向，首先，加強(qiáng)貧困地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投入，既提高貧困地區(qū)民生福祉，又能使貧困人口參與基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)而增收。其次，重點(diǎn)增加對(duì)貧困地區(qū)教育、醫(yī)療等公共服務(wù)領(lǐng)域的扶貧投入，“扶貧先扶智”，通過加強(qiáng)對(duì)教育、培訓(xùn)的投入，提高貧困人口的技術(shù)和人力資本積累，提高其主動(dòng)脫貧的能力；同時(shí)通過對(duì)貧困人口的教育和醫(yī)療的直接補(bǔ)貼，使貧困人口能更好地享受教育和醫(yī)療服務(wù)，避免因教致貧、因病致貧和因病返貧的現(xiàn)象發(fā)生。第三，強(qiáng)化產(chǎn)業(yè)扶貧投入，發(fā)展貧困地區(qū)特色產(chǎn)業(yè)，不僅提高貧困地區(qū)綜合競(jìng)爭(zhēng)力，吸納農(nóng)村剩余勞動(dòng)力就業(yè)，以產(chǎn)業(yè)帶動(dòng)貧困地區(qū)整體脫貧，還能促進(jìn)貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展進(jìn)一步減貧。

（3）轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式，實(shí)現(xiàn)“益貧式”經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。在我國(guó)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式的背景下，注重“增長(zhǎng)中的再分配”，優(yōu)化我國(guó)的收入分配格局，減少收入分配不公平，逐步實(shí)現(xiàn)更利于窮人脫貧的“益貧式”經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式。以此促進(jìn)初次分配領(lǐng)域的公平與效率統(tǒng)一的同時(shí)，還能提高窮人參與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過程的機(jī)會(huì)，從單純的受助者變成經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)者，促進(jìn)更多的貧困人口從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中獲益。實(shí)現(xiàn)以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)消除貧困，貧困消除反過來(lái)帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，形成良性循環(huán)。

（4）推廣“參與式”扶貧模式，讓貧困人民直接參與扶貧項(xiàng)目的整個(gè)過程。這樣不僅能提高扶貧資金的瞄準(zhǔn)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(fā)貧困群體的主體意識(shí)和脫貧致富的積極性，激勵(lì)貧困人口自覺減貧，從根源上杜絕貧困的發(fā)生。