劉明慧 章潤(rùn)蘭

(東北財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)政稅務(wù)學(xué)院,遼寧 大連 116025)

一、引言與文獻(xiàn)述評(píng)

脫貧攻堅(jiān)是全面建成小康社會(huì)的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)農(nóng)村減貧取得了顯著的成效，農(nóng)村貧困人口從1978年的77039萬(wàn)人減少到2018年的1660萬(wàn)人，共減少75379萬(wàn)人，同期，農(nóng)村貧困發(fā)生率從97.5%下降到1.7%，減少了95.8個(gè)百分點(diǎn)[1]。隨著農(nóng)村扶貧的縱深推進(jìn)，貧困程度深、減貧成本高、脫貧難度大的特征也日益突出。為此，中央相繼出臺(tái)了《中國(guó)農(nóng)村扶貧開(kāi)發(fā)綱要(2011-2020年)》《中共中央國(guó)務(wù)院關(guān)于打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)的決定》《“十三五”脫貧攻堅(jiān)規(guī)劃》，2019年中央一號(hào)文件再次將“脫貧攻堅(jiān)”列為“一號(hào)硬任務(wù)”。資本的匱乏(包括物質(zhì)資本及人力資本的短缺)是貧困的根源所在，促進(jìn)資本的有效形成及積累是貧困治理的可行選項(xiàng)。財(cái)政支出與貧困治理目標(biāo)和運(yùn)行機(jī)制之間存在的內(nèi)洽性決定了財(cái)政支出形成的物質(zhì)資本和人力資本可以成為減貧的重要手段(劉明慧、侯雅楠，2017)[2]。實(shí)踐中，財(cái)政物質(zhì)資本支出和人力資本支出的減貧著眼點(diǎn)與具體用途各有側(cè)重，財(cái)政物質(zhì)資本支出主要立足于集中連片型貧困，通過(guò)增加農(nóng)業(yè)投入，興建水利和道路工程，推行生態(tài)環(huán)保項(xiàng)目，進(jìn)行開(kāi)發(fā)性生產(chǎn)建設(shè)等手段來(lái)實(shí)現(xiàn)區(qū)域內(nèi)減貧。而財(cái)政人力資本支出則著重于零星分散型貧困，通過(guò)精確甄別貧困戶(hù)致貧的原因，提高教育水平，改善健康狀況，進(jìn)行就業(yè)培訓(xùn)等方式實(shí)現(xiàn)貧困地區(qū)人力資本的積淀，在增強(qiáng)個(gè)人創(chuàng)收能力的基礎(chǔ)上達(dá)到減貧的效果。隨著脫貧攻堅(jiān)工作的逐步推進(jìn)，14個(gè)集中連片特困區(qū)域，以及分散在非貧困地區(qū)的零星貧困日益成為脫貧攻堅(jiān)的主要障礙。面對(duì)這種貧困格局，財(cái)政物質(zhì)資本支出和人力資本支出是否會(huì)產(chǎn)生減貧效應(yīng)？減貧效應(yīng)是否存在差異？相互之間是否存在關(guān)聯(lián)效應(yīng)？這種關(guān)聯(lián)效應(yīng)對(duì)貧困影響的程度和方向如何？對(duì)這些問(wèn)題的回應(yīng)既是基于傳統(tǒng)貧困理論所衍生的基本命題，也對(duì)調(diào)整和完善財(cái)政減貧支出結(jié)構(gòu)和實(shí)現(xiàn)精準(zhǔn)扶貧目標(biāo)具有重要的意義。

基于物質(zhì)資本與人力資本形成的財(cái)政支出渠道不同，學(xué)者們的研究主要聚焦于從不同的支出類(lèi)型進(jìn)行分析。在財(cái)政物質(zhì)資本支出減貧效應(yīng)方面，主要基于三類(lèi)財(cái)政支出加以研究。一是交通運(yùn)輸支出。Arma等(2018)[3]利用印度尼西亞2006-2015年的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析表明道路基礎(chǔ)設(shè)施支出對(duì)印度尼西亞減貧沒(méi)有顯著影響。Chotia等(2017)[4]基于印度1991-2015年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，運(yùn)用ARDL約束檢驗(yàn)方法，表明以交通運(yùn)輸為主成分的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)在短期和長(zhǎng)期內(nèi)都可以實(shí)現(xiàn)減貧；郭君平(2013)[5]認(rèn)為，交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對(duì)減貧的作用機(jī)制具有復(fù)雜性，既包括直接和間接作用，也包括正向和反向作用；李慧玲和徐妍(2016)[6]選取我國(guó)1988-2014年的省域面板數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)建PVAR數(shù)字模型，檢驗(yàn)得出公共交通投資對(duì)農(nóng)民收入存在正向沖擊效應(yīng)的結(jié)論。二是農(nóng)林水利支出。Udofia和Essang(2015)[7]運(yùn)用1980-2012年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)財(cái)政農(nóng)業(yè)支出與貧困之間存在關(guān)聯(lián)性，財(cái)政農(nóng)業(yè)支出的增加利于貧困的減少。高齊圣和王秋蘇(2019)[8]依據(jù)1995-2016年宏觀數(shù)據(jù)，運(yùn)用SVAR模型進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果顯示財(cái)政支農(nóng)支出可以通過(guò)“輸血式”和“造血式”雙重渠道實(shí)現(xiàn)減貧。王志濤和王艷杰(2012)[9]基于行為反應(yīng)模型，分析得出財(cái)政支農(nóng)投入反作用于農(nóng)民純收入的結(jié)論。陳鳴(2017)[10]基于我國(guó)1997-2014年省域面板數(shù)據(jù)，通過(guò)運(yùn)用多種方法檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，財(cái)政支農(nóng)支出的減貧效應(yīng)受制度環(huán)境影響。三是環(huán)境保護(hù)支出。Wang等(2017)[11]認(rèn)為，生態(tài)補(bǔ)償能產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)效益，窮人相較于富人從中獲益更多，有利于緩解貧困。吳樂(lè)等(2017)[12]運(yùn)用貴州省貧困縣調(diào)研數(shù)據(jù)，通過(guò)傾向得分匹配法分析發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前的生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)和方式對(duì)貧困戶(hù)的幫助并不明顯。

隨著財(cái)政支出減貧研究領(lǐng)域的不斷擴(kuò)展，國(guó)內(nèi)外學(xué)者越來(lái)越關(guān)注財(cái)政人力資本支出的減貧效應(yīng)，相關(guān)的研究主要從三個(gè)維度展開(kāi)。一是教育支出。Rolleston(2011)[13]使用加納數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了教育、家庭福利及居民收入之間的內(nèi)在聯(lián)系，建議通過(guò)增加教育支出來(lái)實(shí)現(xiàn)減貧目標(biāo)。Jung等(2015)[14]采用美國(guó)南部16個(gè)州1420個(gè)縣的LISA統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)對(duì)持續(xù)貧困縣增加教育支出會(huì)產(chǎn)生顯著的減貧效應(yīng)。Grimm(2005)[15]運(yùn)用動(dòng)態(tài)微觀模擬模型，分析了科特迪瓦教育政策的分布效應(yīng)，表明只要教育回報(bào)率保持不變，即使最樂(lè)觀的教育政策也很難對(duì)貧困產(chǎn)生影響。龔維進(jìn)等(2018)[16]利用地級(jí)市面板數(shù)據(jù)，結(jié)合固定效應(yīng)模型檢驗(yàn)財(cái)政支出減貧效應(yīng)的結(jié)構(gòu)性差異，表明財(cái)政教育支出減貧效應(yīng)顯著。單德朋(2012)[17]利用西部地區(qū)2000-2010年省級(jí)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)，采用系統(tǒng)廣義距估計(jì)方法進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)研究，認(rèn)為教育質(zhì)量和平均受教育年限的權(quán)衡替代致使教育支出的減貧效應(yīng)不顯著。二是醫(yī)療衛(wèi)生支出。Asadullah等(2014)[18]利用孟加拉國(guó)1971-2010年數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)醫(yī)療公共支出的增收與減貧效應(yīng)顯著。Sommers(2013)[19]運(yùn)用反事實(shí)分析方法發(fā)現(xiàn)美國(guó)醫(yī)療補(bǔ)助計(jì)劃有利于減貧。鄒文杰(2014)[20]采用動(dòng)態(tài)空間面板模型和門(mén)檻面板模型，檢驗(yàn)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)均等化的減貧效應(yīng)，表明醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)均等化的減貧效應(yīng)存在門(mén)檻特征，減貧彈性隨著公共衛(wèi)生投入強(qiáng)度和醫(yī)療保障水平的提高而提高。三是科技文化支出。Mendola(2007)[21]對(duì)孟加拉國(guó)兩個(gè)農(nóng)村地區(qū)微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行傾向得分匹配分析，得出農(nóng)業(yè)技術(shù)支出利于減貧的結(jié)論。沈能和趙增耀(2012)[22]基于我國(guó)1998-2009年的省級(jí)面板數(shù)據(jù), 采用空間面板回歸方法研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)科研投入的減貧效應(yīng)明顯。王娟和張克中(2012)[23]采用聯(lián)立方程進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)科教文衛(wèi)支出的減貧效應(yīng)并不顯著。

綜上所述，已有的研究基于不同的財(cái)政支出類(lèi)型來(lái)闡析其減貧的效應(yīng)，這為該領(lǐng)域的研究提供了有益的啟發(fā)，但仍可從以下三個(gè)方面作進(jìn)一步的完善。第一，國(guó)內(nèi)外學(xué)者側(cè)重于從單一視角研究某項(xiàng)財(cái)政支出的減貧效應(yīng)，鮮少基于整體資本積累視角將財(cái)政支出進(jìn)行歸類(lèi)以探究其減貧效果。這會(huì)造成對(duì)財(cái)政支出減貧傳導(dǎo)機(jī)制的研究缺乏一定的深刻性，以及不能從優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)視角為財(cái)政減貧提出針對(duì)性較強(qiáng)的對(duì)策。本文嘗試以致貧因素為切入點(diǎn)，將財(cái)政支出歸類(lèi)為財(cái)政物質(zhì)資本支出與財(cái)政人力資本支出，比較探析這兩類(lèi)支出的減貧效應(yīng)差異，從而增強(qiáng)財(cái)政支出減貧的針對(duì)性與有效性。第二，既有文獻(xiàn)大多分開(kāi)研究財(cái)政物質(zhì)資本支出減貧效應(yīng)與財(cái)政人力資本支出減貧效應(yīng)，而對(duì)這兩類(lèi)財(cái)政支出減貧的關(guān)聯(lián)效應(yīng)研究較少。實(shí)際上作為人類(lèi)生存和發(fā)展的基本要素，物質(zhì)資本和人力資本之間存在著密切的相互影響和相互促進(jìn)關(guān)系，而將物質(zhì)資本和人力資本分開(kāi)會(huì)導(dǎo)致對(duì)財(cái)政支出減貧機(jī)制的研究缺乏一定程度的系統(tǒng)性?；诖?，本文在實(shí)證模型中引入財(cái)政物質(zhì)資本支出和人力資本支出的交互項(xiàng)，以檢驗(yàn)這兩類(lèi)財(cái)政支出減貧的關(guān)聯(lián)效應(yīng)，并對(duì)關(guān)聯(lián)效應(yīng)展開(kāi)進(jìn)一步的異質(zhì)性檢驗(yàn)，從而為精準(zhǔn)扶貧財(cái)政政策的制定提供合理的依據(jù)。第三，學(xué)界關(guān)于不同類(lèi)型財(cái)政支出的減貧效應(yīng)尚未形成共識(shí)，財(cái)政支出與減貧之間并非簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，可能存在更為復(fù)雜的非線性關(guān)系。為此，本文在理論分析的基礎(chǔ)上，在實(shí)證模型中引入財(cái)政物質(zhì)資本支出的平方項(xiàng)，以檢驗(yàn)其與貧困之間是否存在更為復(fù)雜的非線性關(guān)系，從而為該領(lǐng)域的實(shí)證分析提供有益的補(bǔ)充。

二、理論分析與命題假設(shè)

(一)財(cái)政物質(zhì)資本支出與減貧

物質(zhì)資本是指長(zhǎng)期存在的生產(chǎn)物資形式，包括生產(chǎn)資料、基礎(chǔ)設(shè)施等。財(cái)政物質(zhì)資本支出通過(guò)生產(chǎn)物資存量的變化，直接和間接對(duì)減貧產(chǎn)生影響。從直接影響來(lái)看，一方面，財(cái)政物質(zhì)資本支出(如農(nóng)林水利、交通運(yùn)輸?shù)?能夠?qū)崿F(xiàn)區(qū)域內(nèi)居民的物質(zhì)資本積累，直接提高財(cái)富水平，改善生產(chǎn)和生活狀況，進(jìn)而減少貧困；另一方面，財(cái)政物質(zhì)資本支出的“輸血”功能通常要強(qiáng)于“造血”功能，容易使被受益人群形成“等、靠、要”的懶惰心理，不利于激發(fā)其自我脫貧的動(dòng)力(汪三貴，1994)[24]。在間接影響方面，財(cái)政物質(zhì)資本支出需借助經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入調(diào)節(jié)的傳導(dǎo)機(jī)制發(fā)揮減貧作用。一方面，財(cái)政物質(zhì)資本支出能夠帶動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)又通過(guò)增加就業(yè)、促進(jìn)資本形成等途徑夯實(shí)居民增收的基礎(chǔ)(Dollar和Kraay，2002)[25]；另一方面，根據(jù)庫(kù)茲涅茨關(guān)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展與收入差距變化關(guān)系的倒U曲線假說(shuō)，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于早期階段時(shí)，伴隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，收入差距將逐漸擴(kuò)大，使得經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成果很難惠及貧困者。此外，財(cái)政物質(zhì)資本支出對(duì)于貧困對(duì)象識(shí)別及瞄準(zhǔn)的精度相對(duì)較低，易產(chǎn)生“精英俘獲”現(xiàn)象，進(jìn)一步加大收入差距。因此，財(cái)政物質(zhì)資本支出也可能通過(guò)拉大收入差距的中介機(jī)制阻礙減貧。

從上述分析結(jié)果可以看出，在直接作用機(jī)制下，財(cái)政物質(zhì)資本支出既能增加居民財(cái)富水平從而正向促進(jìn)減貧，又可通過(guò)降低自我脫貧動(dòng)力反向抑制減貧。在間接作用機(jī)制下，一方面，財(cái)政物質(zhì)資本支出借助于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“涓滴效應(yīng)”緩解貧困；另一方面，財(cái)政物質(zhì)資本支出導(dǎo)致收入差距拉大會(huì)阻礙減貧?？梢?jiàn)，財(cái)政物質(zhì)資本支出對(duì)貧困的影響并非簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，可能存在相對(duì)復(fù)雜的非線性關(guān)系。而財(cái)政物質(zhì)資本支出水平的高低是決定非線性關(guān)系存在的關(guān)鍵因素，其基本邏輯在于，當(dāng)財(cái)政物質(zhì)資本支出低于某一“門(mén)檻值”時(shí)，物質(zhì)資本積累的程度有限，此時(shí)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平位于庫(kù)茲涅茨倒“U”型曲線的左側(cè)，收入差距擴(kuò)大帶來(lái)的減貧負(fù)效應(yīng)會(huì)沖抵經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)的減貧正效應(yīng)，因而無(wú)法有效減貧；當(dāng)財(cái)政物質(zhì)資本支出達(dá)到“門(mén)檻值”后，物質(zhì)資本的長(zhǎng)期積累將促使居民增收能力不斷提高，且收入差距的逐步縮小會(huì)進(jìn)一步強(qiáng)化經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的利貧效應(yīng)，進(jìn)而使減貧效果得以充分體現(xiàn)。因此，本文提出假設(shè)1：

H1：財(cái)政物質(zhì)資本支出與貧困水平之間存在倒“U”型關(guān)系。當(dāng)財(cái)政物質(zhì)資本支出強(qiáng)度位于較低水平時(shí)，支出強(qiáng)度的增加劇貧困的發(fā)生；當(dāng)財(cái)政物質(zhì)資本支出強(qiáng)度突破“門(mén)檻值”時(shí)，其減貧效應(yīng)才得以顯現(xiàn)。

(二)財(cái)政人力資本支出與減貧

隨著對(duì)財(cái)政支出減貧理論研究及實(shí)踐探索的不斷深入，越來(lái)越多的學(xué)者認(rèn)識(shí)到貧困的根源不僅在于宏觀物質(zhì)資本的缺失，而且更歸因于微觀人力資本的匱乏(和立道等，2018)[26]。人力資本是體現(xiàn)在勞動(dòng)者身上的資本，集中表現(xiàn)為勞動(dòng)者的知識(shí)技能、文化技術(shù)、健康狀況與經(jīng)驗(yàn)等。對(duì)于貧困群體而言，人力資本的短缺是致貧的實(shí)質(zhì)性因素(Sen，1999)[27]，加強(qiáng)財(cái)政教育、健康、醫(yī)療等方面的支出，有利于貧困群體形成人力資本積累。

通常情況下，財(cái)政人力資本支出可以通過(guò)“內(nèi)部效應(yīng)”和“外部效應(yīng)”雙重維度作用于減貧。就內(nèi)部效應(yīng)而言，財(cái)政人力資本支出通過(guò)提高居民自身的生產(chǎn)效率而對(duì)減貧產(chǎn)生最終影響，具體表現(xiàn)為財(cái)政教育、科技、醫(yī)療衛(wèi)生方面的財(cái)政支出減貧效應(yīng)。首先，財(cái)政教育和科技支出能對(duì)貧困人口進(jìn)行“扶智”和“扶志”，促使其不斷更新觀念并開(kāi)闊視野，開(kāi)發(fā)創(chuàng)新性思維，有意識(shí)地通過(guò)分工勞動(dòng)和專(zhuān)業(yè)化生產(chǎn)提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，增加市場(chǎng)回報(bào)以擁有脫離貧困的機(jī)會(huì)(楊俊、黃瀟，2010)[28]。其次，健康是其他形式人力資本的載體，健康沖擊會(huì)迫使勞動(dòng)者降低生產(chǎn)效率，損害創(chuàng)收能力(高夢(mèng)滔、姚洋，2006)[29]，財(cái)政醫(yī)療衛(wèi)生支出為居民提供健康保障，從而可以延長(zhǎng)其有效工作時(shí)間，并使其承擔(dān)較大的工作強(qiáng)度，通過(guò)生產(chǎn)效率的不斷提高保障收入的不斷增加，最終對(duì)減貧產(chǎn)生促進(jìn)作用(涂冰倩等，2018)[30]。外部效應(yīng)是指財(cái)政人力資本支出通過(guò)影響其他要素生產(chǎn)效率而對(duì)減貧形成最終影響。財(cái)政人力資本支出可提升居民人力資本累積水平，而人力資本可以在經(jīng)濟(jì)體內(nèi)傳遞，能夠促進(jìn)人力資本載體合理配置各項(xiàng)資源，人盡其能，最終帶來(lái)收益的增加以減少貧困(張車(chē)偉，2006)[31]?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)2：

H2:財(cái)政人力資本支出不僅能有效減貧，而且能帶動(dòng)并促進(jìn)財(cái)政物質(zhì)資本支出減貧。

三、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來(lái)源

(一)計(jì)量模型的設(shè)定

本文將財(cái)政支出區(qū)分為財(cái)政物質(zhì)資本支出，財(cái)政人力資本支出以及其他支出，重點(diǎn)研究財(cái)政物質(zhì)資本支出和財(cái)政人力資本支出的減貧效應(yīng)。基于已有的研究成果，將貧困作為被解釋變量，財(cái)政物質(zhì)資本支出、財(cái)政人力資本支出作為解釋變量，據(jù)此構(gòu)建回歸模型：

Hit=β0+β1MEit+β2HEit+β3URit+β4INSit+β5ROit+β6FDit+β7CAit+μit

(1)

考慮到假設(shè)1中財(cái)政物質(zhì)資本支出與減貧之間可能存在倒“U”型關(guān)系，為檢驗(yàn)這種非線性關(guān)系，引入財(cái)政物質(zhì)資本支出的一次項(xiàng)和平方項(xiàng)，模型構(gòu)建如下：

(2)

根據(jù)假設(shè)2，財(cái)政人力資本支出有利于促進(jìn)財(cái)政物質(zhì)資本支出減貧，為了驗(yàn)證這一假說(shuō)，借鑒Bowen(2012)[32]的研究方法，構(gòu)造財(cái)政物質(zhì)資本與人力資本支出的交互項(xiàng)以檢驗(yàn)變量間的關(guān)聯(lián)效應(yīng)，模型形式如式(3)所示：

Hit=β0+β1MEit+β2HEit+β3MEit×HEit+β4URit+β5INSit+β6ROit+β7FDit+β8CAit+μit

(3)

式中，i表示省份(i=1,2,......31)，t代表時(shí)間。H用于衡量貧困水平，反映財(cái)政物質(zhì)資本支出和財(cái)政人力資本支出的減貧效應(yīng)；ME為財(cái)政物質(zhì)資本支出指標(biāo)；HE為財(cái)政人力資本支出指標(biāo)；UR為城鎮(zhèn)化水平指標(biāo)；INS為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)；RO為開(kāi)放程度指標(biāo)；FD為財(cái)政分權(quán)指標(biāo)；CA為自然稟賦指標(biāo)；μ為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

財(cái)政物質(zhì)資本支出和人力資本支出會(huì)形成區(qū)域內(nèi)物質(zhì)資本和人力資本的積累，增強(qiáng)居民脫貧致富的能力，降低貧困發(fā)生率；反過(guò)來(lái)，較低的貧困發(fā)生率意味著較強(qiáng)的納稅能力，也為進(jìn)行更大規(guī)模的財(cái)政物質(zhì)資本支出和人力資本支出提供了空間，所以貧困發(fā)生率和財(cái)政物質(zhì)資本支出、人力資本支出之間存在逆向因果關(guān)系，易產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題。選取合適工具變量是解決內(nèi)生性問(wèn)題的基本做法，本文借鑒Blundell和Bond(1998)[33]的做法，使用滯后變量作為弱工具變量來(lái)解決內(nèi)生性問(wèn)題，即采用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)(SYS-GMM)方法進(jìn)行實(shí)證分析，以獲得無(wú)偏一致估計(jì)量。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源及變量選取

本文以省域作為考察對(duì)象，考慮到我國(guó)目前仍使用“2010年標(biāo)準(zhǔn)”作為識(shí)別絕對(duì)貧困的基準(zhǔn)線，選取2010-2017年31個(gè)省的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本。原始數(shù)據(jù)皆來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村貧困監(jiān)測(cè)報(bào)告》及各省統(tǒng)計(jì)年鑒。同時(shí)，基于數(shù)據(jù)準(zhǔn)確性和可比性的考量，以2010年為基期，利用居民消費(fèi)指數(shù)對(duì)所有貨幣量指標(biāo)進(jìn)行平減。相關(guān)變量說(shuō)明如下：

1.被解釋變量為貧困發(fā)生率(H)。衡量貧困的指標(biāo)，主要包括貧困發(fā)生率、貧困人口和消費(fèi)(收入)水平三類(lèi)。本文借鑒儲(chǔ)德銀和趙飛[34](2013)的做法，采用省級(jí)層面的貧困發(fā)生率作為評(píng)價(jià)貧困水平的指標(biāo)，這一指標(biāo)通過(guò)計(jì)算各31省低于貧困基準(zhǔn)線的人口占總?cè)丝诘谋戎氐贸?，該比值越大，則貧困程度越高，反之亦然。

2.核心解釋變量為財(cái)政物質(zhì)資本支出(ME)和財(cái)政人力資本支出(HE)。參考已有文獻(xiàn)(郭慶旺、賈俊雪，2006)[35]，將地方財(cái)政一般預(yù)算支出中的農(nóng)林水事務(wù)支出、交通運(yùn)輸支出、城鄉(xiāng)社區(qū)事務(wù)支出和環(huán)境保護(hù)支出界定為財(cái)政物質(zhì)資本支出，將教育支出、科學(xué)技術(shù)支出、文化體育與傳媒支出和醫(yī)療衛(wèi)生支出歸為財(cái)政人力資本支出，財(cái)政物質(zhì)資本支出和財(cái)政人力資本支出均使用各項(xiàng)支出加總額除以地方財(cái)政一般預(yù)算支出總額的相對(duì)強(qiáng)度指標(biāo)來(lái)衡量。

3.控制變量。(1)城鎮(zhèn)化水平(UR)用各省城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒嚷蕘?lái)衡量；(2)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(INS)用第三產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來(lái)界定；(3)地區(qū)開(kāi)放程度(RO)采用發(fā)改委公布的31個(gè)省對(duì)外開(kāi)放指數(shù)來(lái)測(cè)度；(4)各省財(cái)政分權(quán)水平(FD)：用省本級(jí)人均財(cái)政支出/(省本級(jí)人均財(cái)政支出+中央政府本級(jí)人均財(cái)政支出)來(lái)衡量；(5)農(nóng)作物總播種面積(CA)使用各省人均農(nóng)作物播種面積來(lái)度量，并進(jìn)行對(duì)數(shù)處理以控制各地區(qū)自然稟賦的差異。主要變量設(shè)置及統(tǒng)計(jì)性描述分析如表1所示。

表1 主要變量設(shè)置及統(tǒng)計(jì)性描述分析

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

表2給出了運(yùn)用SYS-GMM方法進(jìn)行全面板數(shù)據(jù)回歸的實(shí)證結(jié)果，表中AR(2)和Sargan檢驗(yàn)的P值均通過(guò)了假設(shè)檢驗(yàn)，表明SYS-GMM回歸結(jié)果不存在二階自相關(guān)，且所有的工具變量皆有效，不存在過(guò)度識(shí)別問(wèn)題。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

從財(cái)政人力資本支出來(lái)看，模型(1)中財(cái)政人力資本支出的回歸系數(shù)為-0.1076，在1%置信水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明財(cái)政人力資本的積累能有效降低貧困發(fā)生率，具體表現(xiàn)為支出強(qiáng)度每增加1%，平均會(huì)促使貧困發(fā)生率降低0.1076%。為進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)2，在模型(1)的基礎(chǔ)上引入財(cái)政物質(zhì)資本支出和財(cái)政人力資本支出的交互項(xiàng)，回歸分析結(jié)果如表2中模型(3)所示。交互項(xiàng)回歸系數(shù)在1%置信水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明財(cái)政物質(zhì)資本與人力資本支出存在減貧關(guān)聯(lián)效應(yīng)，也就是說(shuō)財(cái)政人力資本支出對(duì)財(cái)政物質(zhì)資本支出的減貧效應(yīng)發(fā)揮一定的作用。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，交互項(xiàng)回歸系數(shù)為0.0142，符號(hào)為正，這反映整體上財(cái)政人力資本支出抑制了財(cái)政物質(zhì)資本支出的減貧效果，而這與預(yù)期結(jié)果相違背。

控制變量與減貧的關(guān)系表現(xiàn)在：(1)城鎮(zhèn)化水平的提高有助于減少貧困發(fā)生率，但并未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；(2)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化能顯著降低貧困發(fā)生率；(3)地區(qū)開(kāi)放程度越高，越不利于區(qū)域減貧；(4)財(cái)政分權(quán)程度的提高有利于降低貧困發(fā)生率；(5)人均農(nóng)作物播種面積越多越有利于區(qū)域脫貧致富。

(二)異質(zhì)性分析

異質(zhì)性一般用于描述一系列研究中效應(yīng)量的變異程度?？紤]到表2的實(shí)證分析建立在全面板回歸的基礎(chǔ)上，并未加以區(qū)分進(jìn)行分樣本檢驗(yàn)，這可能是導(dǎo)致基準(zhǔn)模型中交互項(xiàng)回歸系數(shù)符號(hào)與預(yù)期結(jié)果相違背的原因所在，故有必要從財(cái)政人力資本支出結(jié)構(gòu)異質(zhì)性和貧困類(lèi)型異質(zhì)性?xún)蓚€(gè)層面深入考察財(cái)政物質(zhì)資本支出與人力資本支出減貧的關(guān)聯(lián)效應(yīng)。

1.結(jié)構(gòu)異質(zhì)性分析

健康和教育是人力資本的核心部分，改善居民健康狀況，提升居民教育水平是實(shí)現(xiàn)人口脫貧的有效途徑。由此本文將財(cái)政人力資本支出細(xì)分為財(cái)政人力健康資本支出和財(cái)政人力能力資本支出(2)教育、科學(xué)技術(shù)、文化體育與傳媒支出共同構(gòu)成“科教興國(guó)”的核心部分，根本目的在于提高居民個(gè)人能力，而醫(yī)療衛(wèi)生支出主要用于提高居民健康水平，支出目的和用途存在差異，因此，將教育、科學(xué)技術(shù)、文化體育與傳媒支出統(tǒng)稱(chēng)為財(cái)政人力能力資本支出(HCE)，將醫(yī)療衛(wèi)生支出命名為財(cái)政人力健康資本支出(HHE)，均用支出額除以地方財(cái)政一般預(yù)算支出總額的相對(duì)指標(biāo)來(lái)衡量。，以檢驗(yàn)不同類(lèi)型財(cái)政人力資本支出與財(cái)政物質(zhì)資本支出減貧關(guān)聯(lián)效應(yīng)的差異性?；貧w結(jié)果如表3所示。對(duì)比模型(1)的回歸結(jié)果可知，財(cái)政物質(zhì)資本支出始終對(duì)貧困發(fā)生率產(chǎn)生正向拉升作用(組1回歸系數(shù)雖為正，但未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn))，原因在于財(cái)政物質(zhì)資本支出強(qiáng)度均未跨越“門(mén)檻值”。對(duì)比不同財(cái)政人力資本支出類(lèi)型的回歸系數(shù)發(fā)現(xiàn)，財(cái)政人力能力資本支出和財(cái)政人力健康資本支出的減貧系數(shù)分別為-0.0820和-0.2422，呈現(xiàn)出顯著的減貧效應(yīng)，但財(cái)政人力健康資本支出減貧的邊際效應(yīng)更大。分析表3中模型(2)的回歸結(jié)果可知，財(cái)政人力能力資本支出與財(cái)政物質(zhì)資本支出交互項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為正，表明產(chǎn)生了抑制減貧的關(guān)聯(lián)效應(yīng)；而財(cái)政人力健康資本支出與財(cái)政物質(zhì)資本支出交互項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明形成了促進(jìn)減貧的關(guān)聯(lián)效應(yīng)。

表3 財(cái)政人力資本支出分項(xiàng)目回歸結(jié)果

從財(cái)政物質(zhì)資本支出與人力資本支出的減貧關(guān)聯(lián)效應(yīng)結(jié)構(gòu)異質(zhì)性檢驗(yàn)來(lái)看，財(cái)政人力健康資本支出比其他形式的人力資本支出更有利于促進(jìn)財(cái)政物質(zhì)資本支出減貧。其基本邏輯可以從健康和能力的差異性來(lái)體現(xiàn)：其一，縱觀各國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展史，無(wú)論美國(guó)的補(bǔ)充營(yíng)養(yǎng)協(xié)助計(jì)劃，還是日本的營(yíng)養(yǎng)午餐加奶計(jì)劃，無(wú)一不證明居民良好的健康狀況是一國(guó)經(jīng)濟(jì)騰飛的人力資本基礎(chǔ)。我國(guó)的貧困問(wèn)題集中表現(xiàn)為農(nóng)民貧困，而疾病和傷殘是農(nóng)村人口致貧的重要因素，據(jù)民政部調(diào)研數(shù)據(jù)顯示，因病致貧人口占農(nóng)村貧困人口總數(shù)的40%以上。相對(duì)于非農(nóng)人口，農(nóng)民獲得收入更依賴(lài)于個(gè)人體力和身體狀況，健康的體魄意味著更長(zhǎng)的工作時(shí)間和更少的醫(yī)療支出，并為收入的增長(zhǎng)創(chuàng)造可能性。此外，外出務(wù)工是農(nóng)民創(chuàng)收的重要途徑，而健康狀況是決定其能否外出的基本前提，通常情況下健康水平越高則外出務(wù)工的概率越大，而務(wù)工收入高于務(wù)農(nóng)收入也會(huì)帶來(lái)收入水平的大幅提升。所以，對(duì)于貧困人口而言，健康投入不僅能增強(qiáng)自身創(chuàng)收能力，而且也能擁有獲得更高收入的機(jī)會(huì)，從而對(duì)縮小收入差距產(chǎn)生正向激勵(lì)作用。其二，從能力(包含教育、科技、文化水平)的視角看，一方面，貧困地區(qū)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)育程度較低，勞動(dòng)專(zhuān)業(yè)化分工相對(duì)不足，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)依然是獲取收入的主要途徑，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)學(xué)歷、技能、文化水平等個(gè)人能力的要求較低；另一方面，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后的貧困地區(qū)，政治資本往往比個(gè)人能力更容易成為獲得經(jīng)濟(jì)收益的來(lái)源渠道。由此可見(jiàn)，受限于貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，教育、科技、文化水平等個(gè)人能力的增收效果不明顯，進(jìn)而對(duì)縮小收入差距和減貧的作用也比較有限。這一結(jié)論也與一些學(xué)者的研究相吻合(程名望等，2014)[36]。

2.貧困類(lèi)型異質(zhì)性分析

考慮到財(cái)政物質(zhì)資本支出和人力資本支出的關(guān)聯(lián)效應(yīng)受不同減貧類(lèi)型差異的影響，集中連片型貧困區(qū)的貧困人口多，貧困發(fā)生率較低，零星分散型貧困區(qū)的貧困人口零星分布，貧困發(fā)生率較高，本文按照貧困發(fā)生率高低將全國(guó)31個(gè)省分成兩組(3)將各省年均貧困發(fā)生率從低到高排序。第一組為零星分散型貧困組，貧困發(fā)生率較低，包括：北京、天津、河北、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、山東、湖北、廣東、重慶；其余16個(gè)省、市、自治區(qū)為集中連片型貧困組，貧困發(fā)生率較高。，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果如表4所示。從模型(1)中可以看出，無(wú)論對(duì)于哪一種貧困類(lèi)型，財(cái)政物質(zhì)資本支出與貧困發(fā)生率之間始終表現(xiàn)為正向變動(dòng)關(guān)系，財(cái)政物質(zhì)資本支出強(qiáng)度的加大帶來(lái)了貧困程度的上升；相反，財(cái)政人力資本支出與貧困發(fā)生率之間存在反向變動(dòng)關(guān)系，貧困發(fā)生率會(huì)隨著財(cái)政人力資本支出強(qiáng)度的上升而下降。從回歸系數(shù)大小來(lái)看，兩類(lèi)財(cái)政支出對(duì)于集中連片型貧困組的作用均顯著大于零星分散型貧困組。在模型(2)中，財(cái)政物質(zhì)資本支出和人力資本支出的關(guān)聯(lián)效應(yīng)在零星分散型貧困組中呈現(xiàn)出抑制減貧的影響，而在集中連片型貧困組中則顯現(xiàn)出顯著促進(jìn)減貧的效果，其主要原因可以作如下解釋?zhuān)?/p>

表4 按照貧困類(lèi)型分組的回歸結(jié)果

首先，零星分散型貧困主要位于東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，集中連片型貧困則集中于中、西部經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)。中、西部地區(qū)因自然資源稟賦較差，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)較為單一，加之資本積累的不充分，從而成為貧困高發(fā)的集中區(qū)域。自20世紀(jì)80年代以來(lái)，中央在發(fā)展特色產(chǎn)業(yè)和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)、興修水利、建設(shè)交通等基礎(chǔ)設(shè)施等方面給予中、西部地區(qū)多項(xiàng)優(yōu)惠政策。但中、西部地區(qū)總體上并未跨過(guò)“門(mén)檻值”，位于倒“U”型曲線左側(cè)較高位置。這在模型(1)中反映為集中連片型貧困組的財(cái)政物質(zhì)資本支出回歸系數(shù)值大于零星分散型貧困組的財(cái)政物質(zhì)資本支出回歸系數(shù)。

其次，東部地區(qū)歷經(jīng)40多年的發(fā)展，積累了充足的人力資本，而中、西部地區(qū)受技術(shù)轉(zhuǎn)移和人才流失等因素的影響，人力資本積累程度遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于東部地區(qū)，出現(xiàn)同一單位人力資本支出在中、西部地區(qū)產(chǎn)生的邊際效應(yīng)會(huì)超過(guò)東部地區(qū)(邊際生產(chǎn)率遞減規(guī)律)的情形。故模型(1)中，集中連片型貧困組的財(cái)政人力資本支出減貧回歸系數(shù)的絕對(duì)值大于零星分散型貧困組的財(cái)政人力資本支出減貧回歸系數(shù)的絕對(duì)值，表明集中連片貧困區(qū)域的財(cái)政人力資本支出將在更大程度上提高居民的創(chuàng)收能力，進(jìn)而帶來(lái)貧困程度的大幅下降。同時(shí)，隨著中、西地區(qū)的財(cái)政人力資本支出的不斷增長(zhǎng)，貧困人口接受知識(shí)、把握技術(shù)的能力將不斷增強(qiáng)，“駕馭”物質(zhì)資本的水平也會(huì)相應(yīng)提高，使得知識(shí)、技術(shù)進(jìn)步等內(nèi)生于人力資本，進(jìn)而與財(cái)政物質(zhì)資本支出相互促進(jìn)融合以促使生產(chǎn)率的提高，從而帶來(lái)收入水平的提高。相反，東部省份憑借其優(yōu)越的自然環(huán)境、地理位置、領(lǐng)先的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、相對(duì)完善的基礎(chǔ)設(shè)施體系和市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制，在資源流入特別是吸引人才方面具有優(yōu)勢(shì)，長(zhǎng)期的資源流入產(chǎn)生資本過(guò)剩和人才擁擠現(xiàn)象時(shí)，更多的財(cái)政人力資本支出反而會(huì)造成人才閑置和資源總產(chǎn)出效益損失，從而解釋了零星分散型貧困組中財(cái)政物質(zhì)資本支出和人力資本支出交互項(xiàng)系數(shù)為正所表現(xiàn)出抑制減貧關(guān)聯(lián)效應(yīng)的現(xiàn)象。

(三)穩(wěn)健性分析

1.倒“U”型關(guān)系穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文利用Stata14.0統(tǒng)計(jì)軟件，結(jié)合Hansen(1999)[37]、Lind和Mehlum(2007)[38]兩種方法進(jìn)行倒“U”型關(guān)系的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表5描述了Hansen方法的檢驗(yàn)結(jié)果，雙重和三重門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)F值統(tǒng)計(jì)量所對(duì)應(yīng)的P值均大于0.1，單一門(mén)檻檢驗(yàn)P值小于0.1，表明不存在多重門(mén)檻效應(yīng)。在此基礎(chǔ)上，再進(jìn)行雙重門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果仍顯示只存在單一門(mén)檻(4)限于篇幅原因，本文未報(bào)告此部分結(jié)果，留存?zhèn)渌?。，說(shuō)明財(cái)政物質(zhì)資本支出與貧困發(fā)生率之間并非簡(jiǎn)單線性關(guān)系。

表5 門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

本文同時(shí)借鑒Lind & Mehlum的方法，進(jìn)一步檢驗(yàn)非線性關(guān)系的具體形式。如表6所示：檢驗(yàn)結(jié)果并不拒絕原假設(shè)，且Slope在區(qū)間的取值為負(fù)，所以可以判定財(cái)政物質(zhì)資本支出強(qiáng)度與貧困發(fā)生率之間存在倒“U”型非線性關(guān)系。

表6 倒“U”型關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

2.改變參數(shù)估計(jì)方法。為了避免出現(xiàn)內(nèi)生性問(wèn)題，本文選取差分廣義矩估計(jì)(DIF-GMM)作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)的方法，回歸結(jié)果如表7所示。模型(1)-(3)的AR(1)統(tǒng)計(jì)量的P值均小于0.05，AR(2)統(tǒng)計(jì)量的P值均大于0.1，意味著DIF-GMM回歸結(jié)果不存在二階自相關(guān)，Sargan檢驗(yàn)結(jié)果表明，所有的工具變量皆有效，不存在過(guò)度識(shí)別問(wèn)題。從基準(zhǔn)回歸的結(jié)果可以看出，財(cái)政物質(zhì)資本支出的回歸系數(shù)顯著為正，二次項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，財(cái)政物質(zhì)資本支出與貧困發(fā)生率之間存在倒“U”型關(guān)系；財(cái)政人力資本支出的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，財(cái)政人力資本支出的減貧作用較強(qiáng)；財(cái)政物質(zhì)資本與人力資本支出交互項(xiàng)系數(shù)的符號(hào)為正，表明在財(cái)政物質(zhì)資本支出減貧的機(jī)制中，財(cái)政人力資本支出對(duì)減貧具有抑制作用。

表7 基準(zhǔn)回歸穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、結(jié)論與啟示

本文利用我國(guó)31個(gè)省2010-2017年面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)財(cái)政物質(zhì)資本支出與人力資本支出的減貧效應(yīng)，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步檢驗(yàn)了財(cái)政物質(zhì)資本支出與貧困發(fā)生率的非線性關(guān)系以及財(cái)政物質(zhì)資本支出與人力資本支出減貧的關(guān)聯(lián)效應(yīng)?？紤]到貧困類(lèi)型差異和財(cái)政人力資本支出結(jié)構(gòu)差異對(duì)關(guān)聯(lián)效應(yīng)結(jié)果的影響，進(jìn)行了異質(zhì)性檢驗(yàn)，研究結(jié)論如下：

第一，基準(zhǔn)回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，財(cái)政物質(zhì)資本支出與貧困發(fā)生率之間存在倒“U”型非線性關(guān)系，當(dāng)財(cái)政物質(zhì)資本支出強(qiáng)度較低時(shí)，貧困發(fā)生率會(huì)持續(xù)攀升，當(dāng)財(cái)政物質(zhì)資本支出強(qiáng)度超過(guò)特定“門(mén)檻值”時(shí)，其減貧效果才得以顯現(xiàn)；財(cái)政人力資本支出表現(xiàn)出顯著的減貧效應(yīng)，貧困發(fā)生率隨著財(cái)政人力資本支出強(qiáng)度的增加而下降。

第二，全面板回歸結(jié)果表明，財(cái)政物質(zhì)資本與人力資本支出對(duì)減貧存在顯著的關(guān)聯(lián)效應(yīng)，具體表現(xiàn)為財(cái)政人力資本支出抑制了財(cái)政物質(zhì)資本支出的減貧效應(yīng)。本文進(jìn)一步從財(cái)政人力資本支出結(jié)構(gòu)異質(zhì)性和貧困類(lèi)型異質(zhì)性的層面，深入分析財(cái)政物質(zhì)資本支出與人力資本支出減貧的關(guān)聯(lián)效應(yīng)。通過(guò)貧困類(lèi)型異質(zhì)性的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在集中連片型貧困組中，財(cái)政人力資本支出減貧效應(yīng)更為顯著，且通過(guò)與財(cái)政物質(zhì)資本支出相互關(guān)聯(lián)強(qiáng)化了減貧效應(yīng)。而在零星分散型貧困組中，財(cái)政人力資本支出減貧的邊際作用較小，以至于不能有效地發(fā)揮其與財(cái)政物質(zhì)資本支出的協(xié)同減貧效應(yīng)。通過(guò)財(cái)政人力資本支出結(jié)構(gòu)異質(zhì)性的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，以醫(yī)療衛(wèi)生為核心的財(cái)政人力健康資本支出減貧的邊際效應(yīng)較大，使得財(cái)政人力健康資本支出與財(cái)政物質(zhì)資本支出促進(jìn)減貧的關(guān)聯(lián)效應(yīng)顯著；而以教育、科技和文化為核心的財(cái)政人力能力資本支出減貧的邊際效應(yīng)較小，致使財(cái)政人力能力資本支出與財(cái)政物質(zhì)資本支出呈現(xiàn)出抑制減貧的關(guān)聯(lián)效應(yīng)。

上述實(shí)證結(jié)果的政策含義在于：第一，在提高財(cái)政物質(zhì)資本支出強(qiáng)度的同時(shí)，應(yīng)著眼于提升財(cái)政支出的公平性，應(yīng)進(jìn)一步加大財(cái)政物質(zhì)資本支出規(guī)模，使其盡快跨過(guò)減貧“門(mén)檻值”。與此同時(shí)，財(cái)政物質(zhì)資本支出能帶動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，增加居民收入，但無(wú)法有效改善收入不平等狀況，尤其當(dāng)支出強(qiáng)度較低時(shí)，甚至?xí)笫杖氩罹喽觿∝毨?。因而在提高?cái)政物質(zhì)資本支出強(qiáng)度的同時(shí)，必須充分兼顧縮小收入差距，通過(guò)優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)確保實(shí)現(xiàn)益貧式增長(zhǎng)，切實(shí)使經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果惠及所有人群。第二，加大集中連片型貧困地區(qū)財(cái)政人力資本支出力度。從貧困類(lèi)型異質(zhì)性檢驗(yàn)可知，財(cái)政人力資本支出在集中連片型貧困組中所產(chǎn)生的邊際減貧效應(yīng)更強(qiáng)，且更有利于促進(jìn)財(cái)政物質(zhì)資本支出減貧?；诖耍瑧?yīng)秉承“精準(zhǔn)扶貧”的理念，精準(zhǔn)識(shí)別與瞄準(zhǔn)集中連片型貧困區(qū)域，在擴(kuò)大財(cái)政物質(zhì)資本支出規(guī)模的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步增強(qiáng)財(cái)政人力資本支出的力度，保障實(shí)現(xiàn)充分的人力資本積累，進(jìn)而有效發(fā)揮其與財(cái)政物質(zhì)資本支出的協(xié)同減貧作用。第三，精確減貧應(yīng)著力于提升貧困居民的健康水平。盡管能力(教育、科技、文化)支出與健康支出均具有增收減貧的效果，但財(cái)政人力健康資本支出減貧的邊際效應(yīng)大于其他形式財(cái)政人力資本支出的減貧效應(yīng)，有助于提高貧困居民對(duì)物質(zhì)資本的使用效率，并且可與財(cái)政物質(zhì)資本支出形成相互協(xié)同的減貧關(guān)聯(lián)效應(yīng)。鑒于此，財(cái)政減貧支出政策的調(diào)整應(yīng)以提升居民健康水平為著力點(diǎn)，通過(guò)完善醫(yī)療保險(xiǎn)制度，提高基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的供求匹配度，切實(shí)發(fā)揮財(cái)政人力資本支出在減貧中的功效。