周 艷 侯石安 胡 聯

(1.安徽財經大學 財政與公共管理學院，安徽 蚌埠 233030； 2.中南財經政法大學 財政稅務學院，湖北 武漢 430073； 3.安徽財經大學 經濟學院，安徽 蚌埠 233030)

一、引言及相關文獻評述

貧困問題關系國家經濟發(fā)展、關乎社會政治穩(wěn)定。作為世界上最大的發(fā)展中國家，一直以來我國的貧困人口數量眾多，且多集中分布于農村地區(qū)。我國的扶貧減貧實踐以政府尤其是中央政府為主導，政府會依據各時期的農村貧困特點與致貧因素特征制定相應的政策。改革開放以來，我國的扶貧實踐歷經“體制改革推動扶貧”到“精準扶貧”的階段演進，依托財政專項扶貧投入這一重要手段，減貧進程得以強力推動，成效顯著，貧困發(fā)生率由改革開放之初的30.7%減少至3.1%*數據來源于國家統(tǒng)計局2017年國民經濟與社會發(fā)展統(tǒng)計公報。。然而，由于人口基數巨大，截至2017年末，我國仍有3046萬農村貧困人口。同時，相對貧困問題日益凸顯，返貧現象時有發(fā)生。因此，深入探究如何科學評判政府財政扶貧成效以及提高政府財政扶貧效率，顯得尤為必要和緊迫。

貧困一直以來都是發(fā)展經濟學研究的重要議題，Rosenstein-Rodan(1943)、Rostow(1959)、Hirschman(1958)通過考察資本與貧困的關系，提出了依托經濟增長的減貧理論，其為后續(xù)各國的產業(yè)化扶貧和市場化扶貧實踐奠定了重要的理論基礎?；诮洕鲩L減貧理論，近年來一些學者對于“經濟增長是減少貧困的必要條件”的觀點已基本達成共識(Ravallion et al.，2002；Karry，2006；Dollar et al.，2016；汪三貴，2008；李小云 等，2010；文雁兵，2015)。Arndt(2010)的研究發(fā)現，中國和越南在20世紀最后20年依托經濟的持續(xù)快速增長，實現了大幅減貧，而非洲地區(qū)則經歷了類似于“無貧困減緩”的經濟增長。傳統(tǒng)福利經濟學理論基于分配與貧困的關系指出，在保證國民經濟穩(wěn)定增長的前提下，國家可以通過調節(jié)收入分配，增加貧困群體收入份額進而實現社會經濟福利的提升。后續(xù)學者在福利經濟學理論的基礎之上，論證了增長收益分配的惡化會削減經濟增長的減貧效應(陳飛 等，2014；江克忠 等，2017)。舒爾茨的人力資本理論基于人力素質與貧困的關系，一方面肯定資本匱乏是限制經濟增長的關鍵因素，另一方面提出人力資本素質及積累是經濟增長的決定因素，主張?zhí)岣摺叭肆Α辟|量。在此基礎上，Agénor(2008)、程名望等(2014)、祝建華(2016)、馬文武等(2017)論證了培訓、教育及健康等不同形式的人力資本投入對于經濟增長以及農村減貧的積極效用。

財政政策作為重要的扶貧工具之一，其可以有效地緩解貧困狀況，提高貧困人口的生活水平(Gittell, 2010)。然而，不同國家財政政策的扶貧效果存在強弱差異。其中，減貧效果顯著的財政政策包括印度的農村就業(yè)保障計劃和農村私人轉移支付計劃(Lal et al.,2009)、菲律賓的非食品補助政策(Rivera et al.,2013)等；減貧效果較弱的如伊朗的農業(yè)支出政策等(Khaledi et al.,2008)。 國內關于財政扶貧的研究主要基于經濟增長、收入分配的宏觀框架，重點圍繞財政扶貧政策及其減貧效應、財政扶貧管理等主題展開。由于我國貧困問題集中表現為農村貧困，因而政府的農業(yè)投入，對于促進農村地區(qū)經濟發(fā)展、提高農民的市場參與能力和生產能力，進而提升減貧效應具有特殊意義。學者主要從農業(yè)科技三項費用、農業(yè)基建投入、水利投入、林業(yè)投入等普惠型支農政策視角，實證分析相應的減貧效應，研究結論證實促進農業(yè)發(fā)展對于減貧具有助推作用(章奇 等，2007；朱迎春，2013；鄒文杰 等，2015)。李實等(2016)的研究表明，我國農村的公共轉移收入雖具有一定的減貧效果，但同時也存在轉移收入水平低以及低保瞄準率低的問題。除針對農業(yè)農村普惠型政策的減貧效果進行分析外，學界對于自上世紀80年代確立并一直延用的財政專項扶貧政策也展開了大量研究，但結論存在一定程度的分歧。王藝明等(2016)采用反事實的政策效應評估方法，基于貴州、內蒙、甘肅及河北四省區(qū)各縣1978—2012年的樣本數據，分析了“八七計劃”對貧困縣的政策效應，研究表明，“八七計劃”的總體實施績效比較顯著，并且政策效應具有長期持續(xù)性，其中甘肅省的實施績效最為顯著且穩(wěn)定，貴州次之，內蒙古及河北最弱，但“八七計劃”實施初期的效應不顯著也體現了一定的政策滯后性。然而，朱乾宇(2004)、張全紅(2010)的研究均顯示，扶貧資金使用績效偏低。對于影響財政扶貧效應的因素，現有研究主要基于財政扶貧管理制度展開，一方面從資金分配、使用和監(jiān)督層面肯定了扶貧資金管理制度是相對健全的，另一方面指出存在資金使用范圍過窄、投入碎片化、管理多頭化以及制度配套措施有待完善等問題(王敏 等，2016)。

綜上所述，已有文獻圍繞減貧理論、財政扶貧減貧等方面開展了大量卓有成效的研究，成果豐碩，為進一步探討財政專項扶貧的減貧成效及優(yōu)化建議等奠定了堅實的基礎。然而，現有研究也不可避免地存在諸多亟待改進或深入的地方，如：缺乏對財政扶貧的理論基礎以及減貧機理進行合理的理論闡釋；采用貧困發(fā)生率度量貧困，僅可以反映貧困廣度，而無法有效反映貧困深度和貧困強度。本文的貢獻可能體現在：一是，從財政專項扶貧政策的視角出發(fā)，實證分析其減貧效應，有別于現有大多研究基于整體財政支出視角的分析，能夠更為客觀準確地評價財政扶貧政策成效，并為財政扶貧政策的進一步完善提供數據支撐；二是，采用多個指標度量農村貧困及相應的減貧成效，佐證扶貧減貧的艱巨性。三是，豐富并完善了財政扶貧的相關理論基礎，為財政扶貧政策的制定與完善提供了一定的理論依據。

二、財政扶貧的減貧作用機理

“扶貧”是具有公共品屬性的逆市場調節(jié)行為，其旨在調節(jié)收入分配、維護社會公平，羅爾斯的社會福利論為政府承擔扶貧職責提供了重要的理論支撐。羅爾斯的社會福利函數為：W=min(U1,U2,…,Un)，其中，Un表示社會中某一個體所具有的效用。在僅考慮U1、U2的情況下，其曲線表示見圖1。

圖1羅爾斯的社會福利函數曲線

當W=min(U1,U2)時，福利水平是一條L型的曲線，垂直線段上點U2的運動表示此時的社會福利水平取決于U1的最低效用，U2的向上無限平移并不能使總效用增加；水平線段上點U1的運動表示此時的社會福利水平取決于U2的最低效用，在U2的最低水平上，U1的向右無限平移并不能使總效用增加。社會福利水平最大化的分配點處于L型的直角點。該函數的經濟學意義在于，社會中最低效用水平的個體或群體決定著整個社會的福利水平，社會福利最大化標準應該是使境況最糟的人的效用最大化，因為境況最糟的人的效用最小。其政策含義在于，社會政策應當采取最大化最小值的政策，也就是說，要使社會中最貧困的人群和最落后的地區(qū)實現效用最大化，以實現社會福利最大化。這為政府扶貧提供了理論支撐和方向。

財政作為國家治理的基礎和重要支柱，是政府履行扶貧職責、實現貧困治理的重要工具。根據馬斯格雷夫對于財政職能的經典界定，公共財政具有資源配置、收入分配和經濟穩(wěn)定與發(fā)展三項基本職能，而這三項職能均體現了較強的減貧取向。(1)資源配置職能的減貧取向。對于貧困地區(qū)，政府可以依托財政投入手段，一方面大力實施農田建設、水土流失治理等，另一方面深入開展義務教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障、救災撫恤等。通過對這些公共品和服務等資源的優(yōu)化配置，緩解制約貧困地區(qū)經濟發(fā)展的基礎設施瓶頸，有效發(fā)揮減貧功能。(2)收入分配職能的減貧取向。通過向貧困地區(qū)增加教育、醫(yī)療衛(wèi)生等支出，滿足貧困人口享受基本公共服務的需求，并力求實現公共服務均等化目標，縮小人們之間的生活水平差距，同時從根本上預防和抑制新增貧困。對于農村極度貧困人口，實施兜底性政策保障，為其提供初等教育和初級醫(yī)療保健及養(yǎng)老服務，進而改善貧困人口福利，提高貧困人口抵御風險的能力，促進貧困人口收入的可持續(xù)增加，最終脫離貧困。(3)經濟穩(wěn)定與發(fā)展職能的減貧取向。財政的促進經濟社會發(fā)展職能與減貧是相輔相成的，只有經濟穩(wěn)定發(fā)展，才能減緩貧困，實現社會公平，進而提高經濟發(fā)展的質量。在促進經濟穩(wěn)定發(fā)展的過程中，經濟增長的“涓滴效應”會促進貧困人口的收入伴隨國民收入的增長而相應提高；貧困人口的基本生存得到保障，有利于形成收入提高與生態(tài)保護、資源節(jié)約的良性循環(huán)，從而實現貧困地區(qū)經濟、社會和生態(tài)的可持續(xù)發(fā)展。

財政專項扶貧直接作用于貧困群體，依托于扶貧項目的實施，通過擴大灌溉、道路、水利和電力通訊等農村基建投資，進一步增強了貧困地區(qū)的物質資本。一方面，通過消除制約農村貧困地區(qū)發(fā)展的瓶頸，降低農業(yè)投入成本，從而提高農業(yè)和非農業(yè)部門的生產率；另一方面，通過提高貧困地區(qū)的資本投入，直接形成對社會資源和要素的需求與配置，進而拉動社會投資和農民就業(yè)，增強貧困農民獲取收入的能力，實現脫貧致富。

三、實證設計

(一)模型設置

本文采用協(xié)整分析方法考察宏觀經濟層面的財政專項扶貧減貧效應。模型設定在借鑒呂瑋等(2008)的基礎上，引入了收入分配指標。所建立的農村貧困方程為：

H0=f(inc,dis,G)

(1)

其中：inc表示經濟增長，采用地區(qū)人均國內生產總值衡量，剔除人口因素影響；dis表示收入分配公平性，采用農村居民基尼系數衡量；G表示政府專項扶貧支出，主要包括以工代賑資金、財政貼息貸款和財政發(fā)展資金等。

該方程顯示了農村貧困的決定因素。H0表示貧困程度，本文采用貧困發(fā)生率(H)、貧困缺口率(PG)、加權貧困缺口率(FGT)三個指數測算貧困變化，分別反映貧困廣度、貧困深度和貧困強度。相應的計算公式分別為：

(2)

(3)

(4)

在上述公式中，z為貧困線，yi為第i個貧困人口的收入，N是總人口數，q是貧困人口數。H度量了收入低于貧困線的人口數量在總人口中所占比重，該指數最為簡單直觀，但卻無法度量貧困線下貧困人口的不同貧困程度；PG度量了貧困線以下貧困人口收入水平與貧困線標準收入間差距總和的平均值，表明貧困人口人均收入需要增加的數額以實現全部脫貧，該指數雖有助于了解貧困人口的總體貧困深度，但無法反映貧困人口內部的收入分布狀況；FGT指標，對于貧困程度更嚴重的貧困人口，賦予更高的衡量權重，反映了貧困人口內部收入分配狀況的改善或惡化。

(二)數據來源

本研究的樣本區(qū)間為1995—2015年，數據主要源自歷年的《中國財政年鑒》、《中國農村住戶調查年鑒》、《中國住戶調查年鑒》以及《中國農村貧困監(jiān)測報告》等。測量農村貧困的各個指標，先采用歷年全國農村人口人均純收入分組數據，計算Lorenz曲線的函數形式，再通過世界銀行貧困計算軟件POVCAL來獲取。其中，1995—2009年按照農村居民家庭人均純收入的20層次分組，并考慮家戶人口進行核算；2010—2015年按照農村居民家庭收入5等分分組，并考慮家戶人口進行核算。由于收入數據只有各組收入的上下限，沒有核算各組的平均收入值，為便于估計Lorenz曲線，本文借鑒章澤武(2007)的做法，將最高收入組的均值設定為該收入組下限的130%，而最低收入組的均值設定為該收入組上限的80%，其余收入組的均值設定為該收入組的中間值。

本文采用Lorenz曲線估計方法中使用最廣泛的GQ Lorenz曲線方法。GQ Lorenz曲線方程為：

L(1-L)=a(p2-L)+bL(p-1)+c(p-L)

其中，a、b、c為待估計系數。

以2015年為例，運用農村人均可支配收入5等份分組數據，首先，換算出各收入組居民人口比例，結果見表1；然后，根據表1中p和L的數據，采用世界銀行POVCAL貧困計算軟件，運用OLS方法估計擬合GQ Lorenz曲線的系數，并計算相應的貧困指數，結果見表2。

依此方法，逐年核算，獲取1995—2015年貧困指數。為使數據更加線性化同時降低異方差的影響，本文對所有變量進行了對數化處理，分別記為ln H、ln PG、ln FGT、ln inc、ln dis和ln G。針對財政專項扶貧支出(G)，由于近5年官方并未發(fā)布各專項扶貧支出金額，考慮到數據可得性以及統(tǒng)計口徑的一致性，采用歷年財政年鑒中的專項扶貧總額進行衡量。

表1 2015年農村居民人均可支配收入分組數據及Lorenz曲線數據點

資源來源：根據《中國統(tǒng)計年鑒(2016)》相關數據整理并計算。

表2 GQ系數及2015年貧困指數估計結果

四、實證分析

(一)平穩(wěn)性檢驗

由于采用的是時間序列數據，經典回歸分析的最基本假設是時間序列的平穩(wěn)性，為確保回歸分析的有效性，避免出現偽回歸，需要先對時間序列數據進行平穩(wěn)性檢驗。

圖2相關指標的時序

由相關指標的時序圖(圖2)可見，ln H、ln PG、ln FGT、ln G、ln inc和ln dis均表現出隨時間變化而明顯上升和下降的趨勢，含有趨勢項和截距項，由此可基本判斷該時間序列具有非穩(wěn)定性。因此，為了后續(xù)的協(xié)整性檢驗，需要先對時間序列平穩(wěn)性進行單位根檢驗。

本文采用ADF(Augmented Dickey-Filler)檢驗方法，即通過比較實際值與臨界值的大小來檢驗時間序列的平穩(wěn)性，并確定其單整階數，結果見表3。

表3 變量序列的平穩(wěn)性檢驗

注：臨界值(5%)表示在顯著性水平5%下的臨界值；檢驗類型(c,t,k)中的c表示ADF檢驗中的截距項，t表示時間項，k表示滯后期數。

由表3可見，ln H、ln PG、ln FGT、ln G、ln inc和ln dis都存在一階差分平穩(wěn)，均為一階單整系列。根據協(xié)整關系的基本要求，只有同階平穩(wěn)的時間序列才可能產生協(xié)整關系，因而，接下來分別以lnH、ln PG、ln FGT與ln G、ln inc、ln dis進行協(xié)整檢驗。

(二)協(xié)整檢驗

檢驗變量間協(xié)整關系的方法主要有基于回歸系數的Johansen檢驗和基于回歸殘差的Engel-Granger兩步法協(xié)整檢驗。根據本文的模型形式，選擇適用于多變量的基于回歸系數的Johansen檢驗更合適。結果分別見表4、表5和表6。

表4的特征根跡統(tǒng)計量檢驗結果表明，ln H和ln G、ln inc、ln dis之間，分別在95%的置信水平下存在一個協(xié)整關系，說明財政扶貧與農村貧困發(fā)生率之間存在長期均衡關系。據此估計出貧困發(fā)生率標準化的協(xié)整方程式為：

ln Ht= -0.63ln Gt- 0.08ln inct+ 1.13ln dist+ecm1

(5)

(0.17161) (0.27261) (0.13291)

[3.67739] [0.28649] [-8.50395]

在式(5)中，ecm1為誤差修正項，圓括號所注數據為標準差，方括號所注數據為t值。從中可知，長期來看，財政扶貧和經濟增長對降低農村貧困發(fā)生率發(fā)揮著積極作用，而農村居民收入分配惡化會提高農村貧困發(fā)生率。具體而言，貧困發(fā)生率對財政扶貧支出的長期彈性為-0.63，表明從長遠來看，財政扶貧支出每增長1%，農村貧困發(fā)生率會下降0.63個百分點，并且統(tǒng)計意義顯著。同理，經濟增長對農村貧困發(fā)生率的長期彈性為-0.08，表明從長期看，人均國內生產總值每增長1%，農村貧困發(fā)生率會降低0.08個百分點，減貧效果較弱，這也在一定程度上說明，低收入群體所分享到的經濟增長效益較少。貧困發(fā)生率對收入分配的長期彈性為1.13，表明從長遠來看，收入分配差距每提高1%，農村貧困發(fā)生率將增加1.13個百分點，并且統(tǒng)計意義顯著。這也在一定程度上解釋了經濟增長的負向拉動強度較弱，因為收入分配狀況的惡化消減了經濟增長的減貧效應。

表4 基于ln H的Johansen協(xié)整檢驗結果

表5中的特征根跡統(tǒng)計量和最大特征值檢驗結果表明，ln PG和ln G、ln inc、ln dis之間，分別在95%的置信水平下存在一個協(xié)整關系，說明財政扶貧與農村貧困缺口率之間存在長期均衡關系。據此估計出貧困缺口率標準化的協(xié)整方程式為：

ln PGt= 0.2ln Gt- 1.51ln inct+ 1.56ln dist+ecm2

(6)

(0.09729) (0.14764) (0.10372)

[2.05493] [-10.2326] [15.0941]

表5 基于ln PG的Johansen協(xié)整檢驗結果

表6中的特征根跡統(tǒng)計量和最大特征值檢驗結果表明，ln FGT和ln G、ln inc、ln dis之間，分別在95%的置信水平下存在一個協(xié)整關系，說明財政扶貧與加權貧困缺口率之間存在長期均衡關系。據此估計出加權貧困缺口率標準化的協(xié)整方程式為：

ln FGTt= 0.62ln Gt- 2.19ln inct+ 1.67ln dist+ecm3

(7)

(0.17512) (0.26568) (0.18421)

[3.53103] [-8.25245] [9.07902]

表6 基于ln FGT的Johansen協(xié)整檢驗結果

式(6)和式(7)表明，財政扶貧資金與貧困缺口率、加權貧困缺口率有正向關系，且系數在統(tǒng)計意義上顯著，這從側面說明我國政府的財政扶貧資金在改善貧困人口深度與強度狀況方面并沒有發(fā)揮積極作用。財政扶貧資金有助于貧困線附近貧困人口的脫貧，但對于遠離貧困線的深度貧困人口作用微弱。也就是說，財政專項并未發(fā)揮調節(jié)貧困線下貧困人口收入分配的功能，甚至在一定程度上導致剩余貧困人口貧困深度加深，使貧困人口的收入分配更不平等。這顯然有違財政扶貧的減貧初衷，意味著政府扶貧支出的投入路徑和輸入結構需要進一步優(yōu)化。

由式(6)和式(7)還可知，人均國民收入對貧困發(fā)生率和加權貧困發(fā)生率均具有反向作用，表明經濟增長是農村貧困人口狀況改善的長期主要原因，即“涓滴效應”明顯，統(tǒng)計意義上顯著。人均生產總值水平每提高1%，貧困深度減少1.51個百分點，貧困強度減少2.19個百分點。這說明農村經濟發(fā)展水平的提高，有助于改善遠離貧困線的貧困人口狀況以及貧困人口內部收入分配狀況，進而提升農村人口整體福利水平。

此外，式(6)和式(7)也清晰顯示，農村基尼系數對貧困發(fā)生率和加權貧困發(fā)生率具有正向作用，且統(tǒng)計意義顯著。農村基尼系數每提高1%，貧困深度將增加1.56個百分點，貧困強度將增加1.67個百分點，表明農村居民收入差距的拉大，會直接加劇農村的深度貧困，進一步惡化貧困人口內部收入分配狀況。

(三)向量誤差修正模型

根據向量誤差修正模型原理，在上述協(xié)整方程式的基礎上，同時結合本文研究的核心問題，建立了闡釋農村貧困指標變動影響因素的向量誤差修正模型，回歸結果見表7。

表7 貧困指標的向量誤差修正回歸結果

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著；括號內數據為標準誤。

由表7可知，貧困發(fā)生率的誤差修正項系數為-1.26，符合反向修正機制，說明當期貧困發(fā)生率偏離長期均衡值時，誤差修正項將以126%的調整力度對下期的農村貧困發(fā)生率做出反向修正，使其向長期均衡值收斂，而且這種修正力度較強。在短期調整中，滯后1期的財政扶貧支出對貧困發(fā)生率產生了向上拉動效應，影響系數為0.24，說明財政專項扶貧對農村貧困發(fā)生率的影響具有一定的時滯性，其支出效率有待提高。滯后1期的人均生產總值對貧困發(fā)生率產生向下拉動效應，其影響系數為2.93，且統(tǒng)計意義上顯著。

貧困缺口率和加權貧困缺口率的誤差修正項的系數分別為-0.01和-0.15，符合反向修正機制，說明當期貧困缺口率和加權貧困缺口率偏離長期均衡值時，誤差修正項將分別以1%和1.5%的調整力度對下期的貧困缺口率和加權貧困缺口率做出反向修正，使它們向長期均衡值收斂，但這種修正力度較弱，統(tǒng)計上也不顯著。在短期調整中，滯后1期的財政專項扶貧支出對貧困缺口率和加權貧困缺口率，均產生了向上拉動效應，雖然統(tǒng)計意義不顯著，但一定程度說明財政扶貧對于改善極度貧困人口狀況，調節(jié)貧困人口收入分配狀況，具有一定的時滯性，其支出效率有待提高。滯后1期的人均生產總值對貧困缺口率和加權貧困缺口率均產生向下拉動效應，且統(tǒng)計意義顯著，說明我國的經濟增長體現了益貧性，尤其是改善了距離貧困線較遠的貧困人口狀況，同時調節(jié)了貧困線以下人口的收入分配狀況。

(四)脈沖響應分析

為考察政府扶貧行為的長期動態(tài)效應，本文將在VEC模型基礎上進行脈沖響應分析和方差分解，主要考察專項扶貧等對農村貧困發(fā)生率的長期動態(tài)影響。

脈沖響應分析的目的在于研究在一個系統(tǒng)中，當某一擾動發(fā)生時，系統(tǒng)隨后的變動在多大程度上受擾動的影響。接下來，本文選取為期10年的響應期，考察農村貧困發(fā)生率對財政扶貧、農村經濟發(fā)展水平和農村收入分配的脈沖響應曲線，描述其沖擊的長期響應態(tài)勢。圖3是基于VEC模型的ln H脈沖響應圖，反映了我國農村貧困發(fā)生率對財政扶貧等經濟因素1個單位標準差的脈沖響應。

3.1 ln H對ln G的脈沖響應

3.2 ln H對ln inc的脈沖響應

3.3 ln H對ln dis的脈沖響應

3.4 ln H對ln H的脈沖響應

圖3.1顯示了農村貧困發(fā)生率對財政扶貧支出1個單位標準差沖擊的脈沖響應。對于財政扶貧的沖擊，農村貧困發(fā)生率的響應呈先減少后增加再減少的波動特點。具體時間軌跡為：在前3期內有小幅振動，但總體是負向拉動的；自第4期后，沖擊力度逐漸轉為正向拉動，拉動強度先遞增后減小；至第7期，沖擊力度又逐漸轉為負向拉動，呈現穩(wěn)定且漸強趨勢。長期來看，財政扶貧的增加對農村貧困發(fā)生率具有反向拉動效應，且這種拉動效應具有較長的持續(xù)性。圖3.2顯示了農村貧困發(fā)生率對農村經濟發(fā)展水平1個單位標準差沖擊的脈沖響應。農村貧困發(fā)生率對人均國內生產總值的脈沖響應總體呈負向拉動的特點。具體時間軌跡為：農村貧困發(fā)生率的瞬時和短期響應是負向波動。在人均國內生產總值增加當期，農村貧困發(fā)生率大幅下降；第2至4期呈小幅波動；第5期之后，沖擊力度逐漸趨于平穩(wěn)，并保持長期穩(wěn)定的負向拉動。從長期來看，經濟增長對農村貧困發(fā)生率有反向拉動效應，且這種效應具有較強的可持續(xù)性。圖3.3顯示了農村貧困發(fā)生率對農村居民收入分配1個單位標準差沖擊的脈沖響應。從中可以發(fā)現，長期來看，農村居民基尼系數對農村貧困發(fā)生率具有同向拉動效應，且這種效應具有較長的持續(xù)性。

(五)方差分解

方差分解通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻率，用于進一步評價不同結構沖擊的重要性。圖4是基于VEC模型的方差分解圖，反映了財政扶貧、經濟增長和收入分配對于促進農村貧困發(fā)生率降低的貢獻率。其中，橫軸表示滯后期間數，縱軸表示各變量對農村貧困發(fā)生率的貢獻率(%)。

4.1 基于VEC模型的ln H方差分解

4.2 基于VEC模型的ln G方差分解

4.3 基于VEC模型的ln inc方差分解

4.4 基于VEC模型的ln dis方差分解

由圖4.2，從近年數據的分析結果來看，我國財政扶貧支出對農村貧困發(fā)生率的貢獻率一直處于相對穩(wěn)定的水平，自第1期開始就維持在2%，表明我國財政專項扶貧支出對于農村貧困發(fā)生率的減少產生了積極穩(wěn)定的影響。然而，相對于經濟增長和收入分配，財政專項扶貧支出的貢獻率比重偏低。

圖4還反映了ln inc和ln dis對ln H的貢獻率。根據圖4.3所示，人均國內生產總值對農村貧困發(fā)生率的貢獻率較高，從第1期到第3期急速增加，達到峰值，約36%；自第4期以后，穩(wěn)定在27%左右。長期來看，經濟增長可以有效降低農村貧困發(fā)生率，促進人均生產總值增長。圖4.4顯示，農村居民收入分配對農村貧困發(fā)生率的貢獻率也處于相對穩(wěn)定的水平，自第5期之后一直維持在5%左右，表明收入分配狀況的改善對于農村貧困發(fā)生率的減少產生了積極作用。

脈沖響應分析和方差分解結果顯示了財政專項扶貧、經濟增長、收入分配等對于農村貧困發(fā)生率的長期動態(tài)影響，各指標每一個結構沖擊對減少農村貧困發(fā)生率的具體貢獻見表8。從中可見，財政專項扶貧對于農村減貧產生了積極穩(wěn)定的影響，自第1期開始就維持在2%左右，但相對經濟增長和收入分配，貢獻度偏低，這再次印證了向量誤差修正模型的結果，即貧困發(fā)生率長期均衡值收斂，但在短期調整中，財政專項扶貧的減貧效應具有一定時滯性，支出效率有待提高。

表8 相關變量對ln H方差分解的貢獻率(%)

五、結論與政策建議

本文運用1995—2015年間我國農村居民收入分組序列數據，采用向量誤差修正模型及在此基礎上的脈沖響應分析和方差分解，考察了財政專項扶貧對緩解農村貧困的影響。結果表明：財政扶貧支出每增長1%，農村貧困發(fā)生率會下降0.63個百分點，具有顯著的負向拉動作用，并且具有持續(xù)穩(wěn)定性，說明財政扶貧對于農村減貧發(fā)揮了積極作用，促進了農村貧困人口的持續(xù)下降；從貧困深度和貧困強度角度來看，財政扶貧對于遠離貧困線的深度貧困人口的調節(jié)作用微弱，調節(jié)貧困線以下的農村貧困人口的收入分配功能有待提高；經濟增長是我國農村減貧的重要動力，人均國內生產總值提高1%，貧困深度指標減少1.51個百分點，貧困強度指標減少2.19個百分點，且統(tǒng)計意義顯著，說明經濟發(fā)展水平的提高，有助于改善遠離貧困線的深度貧困狀況以及貧困線下的貧困人口內部收入分配狀況，提升農村人口整體福利水平；隨著基尼系數的擴大，農村貧困發(fā)生率增加，貧困深度和貧困強度加劇，且統(tǒng)計意義顯著。

財政專項對貧困深度和貧困強度的調節(jié)作用相對較弱，本文認為，原因一方面可能與財政專項扶貧的資金規(guī)模及結構存在直接關系。其中，財政發(fā)展資金主要用于農村社區(qū)綜合發(fā)展項目，并不能直接影響深度貧困農民的收支分配和生活水平；財政貼息貸款項目具有一定的市場風險，因而申請且可以獲取的主體一般為農村龍頭企業(yè)、富裕農戶及貧困戶中的較易脫貧者；以工代賑資金，所有貧困農民都可以通過參加生產性基礎設施建設，獲取勞務報酬，這可以有效改善深度貧困農民的收入水平。因而，在財政專項扶貧構成中，以工代賑資金具有直接改善深度貧困人口收入水平和調節(jié)貧困人口內部收入分配的功能。然而，自實施以工代賑以來，其資金規(guī)模一直較小，直到1994年之后才穩(wěn)定在40億元左右，較之我國較大的貧困人口基數，投入規(guī)模顯著不足。另一方面，現行扶貧投入管理制度也是導致減貧效應尚待提高的重要原因。分項投入、多頭管理是我國扶貧投入和管理機制的最典型特征，這種安排雖有利于鼓勵各部門積極參與扶貧，但卻會引發(fā)條塊分割、相互扯皮等一系列問題。此外，扶貧資金的使用也難以形成有效合力，不僅在層層流轉傳遞過程極易造成損耗，而且還難以施加有效監(jiān)督。

為進一步提高財政扶貧減貧效果，本文提出以下政策建議：

第一，加大政府扶貧投入規(guī)模。理論研究和各國實踐都證實，外源資本投入的規(guī)模和力度對于貧困地區(qū)的發(fā)展具有重要的決定作用，在當前乃至今后的相當長一段時期，農村扶貧資金的來源主體仍是政府。中央政府早在2001年就已明確提出要在2020年“基本消除絕對貧困現象”，為此，中央財政逐年增加專項扶貧資金投入規(guī)模，2016年達到662億元，比2015年增長43.4%。根據國家統(tǒng)計局統(tǒng)計公報，2017年國內生產總值827122億元，比上年增長6.9%；全國財政收入172567億元，比上年增長7.4%，其中，中央財政收入81119億元，比上年增長7.1%。顯然，加大財政專項扶貧投入規(guī)模，建立扶貧資金投入穩(wěn)定增長機制具備現實可行性。為此，建議參照國家財政性教育經費支出占GDP比重達到4%，規(guī)定扶貧投入占同期GDP或財政收入的既定比重；或以教育附加費的計征作為參照對象，征收一定比例的扶貧附加費，以此實現財政扶貧資金的持續(xù)穩(wěn)定增長。與此同時，要充分調動和提高地方政府扶貧能動性和能力，通過財政體制改革，一方面賦予地方政府更多的收入支配權，另一方面加大對貧困地區(qū)的轉移支付力度，并充分發(fā)揮貧困縣統(tǒng)籌整合使用資金的主體地位。在投入規(guī)模既定的情況下，增加以工代賑項目投入比重。

第二，完善財政扶貧投入管理制度。建議成立國家開發(fā)署或扶貧總署來統(tǒng)籌實施扶貧計劃，打破扶貧辦主管扶貧決策和監(jiān)督、其他相關機構主管資金配置的“雙軌制”管理體制，將扶貧決策和扶貧資金配置權統(tǒng)一劃歸扶貧總署，實現扶貧資金管理權責的集中化和一體化。鑒于當前各渠道的政府扶貧投入和支農投資，絕大多數都要落實在縣一級政府進行組織實施，因而，應充分發(fā)揮縣級政府在資金整合中的優(yōu)勢。在現實操作中，由于涉農資金整合涉及財政、農業(yè)、林業(yè)、發(fā)改委等多個部門的利益格局調整，建議在縣一級成立由政府主要領導擔任負責人的扶貧和支農資金整合協(xié)調領導小組，而相關利益部門的主要領導作為協(xié)調領導小組成員，縣級政府的扶貧機構集中扶貧決策權和資金配置權，改變扶貧項目資金平均分配所導致的項目資金不匹配、重點不突出、到戶率不高等局面。強化財政扶貧投入的績效考核，在優(yōu)化政府內外監(jiān)督評價主體建設的基礎上，進一步完善績效評價指標體系：一是增加項目產出類指標并賦予科學權重，以便將扶貧投入與產出進行匹配分析；二是增加對項目相關性、可持續(xù)性及貧困人口滿意度的考評指標。在資金預算過程中，要高度重視對扶貧規(guī)劃制定和扶貧資金分配等的監(jiān)督；在資金使用過程中，要進一步強化對貧困項目實施目標以及貧困主體受益狀況等的監(jiān)督。從長遠看，可以將財政扶貧項目和資金管理中發(fā)生的管理費納入財政預算，進而從制度上杜絕扶貧管理部門挪用扶貧事業(yè)管理費，以提高財政扶貧投入使用效率。

第三，堅持開發(fā)式扶貧方針，實施精準扶貧戰(zhàn)略。基于宏觀視角，經濟增長是農村減貧的重要動力，因此，在保證經濟中高速增長的同時，需持續(xù)深化供給側結構性改革，提高經濟增長質量?；谥杏^視角，農村地區(qū)經濟增長的重要依托在于發(fā)展農業(yè)，因此，支農投入需持續(xù)并不斷擴大規(guī)模?；谖⒂^視角，貧困地區(qū)經濟增長的源動力在于貧困人口的自身發(fā)展能力，因此，在強調政府及社會扶幫功能的同時，應有序引導貧困地區(qū)和貧困人口逐步了解并走向市場，通過市場為貧困農戶創(chuàng)造機遇。為此，首先，通過加強教育和技能培訓等手段，提高貧困農民的人力資本水平，培養(yǎng)貧困農民的市場適應能力；其次，鼓勵和支持貧困地區(qū)農民按照自愿互利原則組建農民合作組織，提高自身組織能力和自我管理水平，為貧困農民平等參與市場競爭創(chuàng)造條件，增強其抵御市場風險的能力；最后，完善農村農貿市場體系，優(yōu)化貧困農村的市場環(huán)境，發(fā)揮當地的資源優(yōu)勢。值得一提的是，在促進經濟增長的過程中，還需注重收入分配的公平性，從制度設計入手，通過縮小貧富差距緩解乃至消除絕對貧困。