财政分权、经济增长与政府减贫行为

刘建民，欧阳玲，毛 军

(1.湖南大学 经济与贸易学院，湖南 长沙 410079；2.湖南财政经济学院 财政金融学院，湖南 长沙 410205；3.海南师范大学 数学与统计学院，海南 海口 571158)

一、引言

财政分权主要是按照“事权→财权→财力”在不同层级政府间实现财力均等化。改革开放初期，为适应市场经济改革和经济快速增长，我国采用提高地方政府财政收入自主权和“财政包干”的完全财政分权形式，极大地提高了地方政府发展经济的积极性。然而，地方经济发展带动了财政收入的快速增长，使得地方政府财政收入规模远远高于中央政府财政收入规模，造成了我国区域经济的不均衡发展和财政收入分权程度的不断提高。在此背景下，1994年开始实施分税制改革的部分财政分权，我国确定了以流转税、所得税等主要税种为主的中央税和中央地方共享税，这使得财政收入分权程度有所下降。同时，改革开放后的我国贫困发生率也分为两个阶段。改革开放初期，我国经济发展水平较低且贫富差距较小，贫困发生率较高，财政分权和经济增长能够有效地解决贫困问题，此时的贫困发生率以10%左右的速度快速下降。1994年开始，随着地区经济增长和不断增加的地区贫富差距，财政分权“不利于穷人”的经济增长性质呈现出来(图1)，财政分权对贫困减少产生不利影响，贫困率下降处于停滞时期，此时的贫困发生率迅速下降到3%并稳定下来。因此，研究财政分权改革和经济增长是否有利于减缓贫困具有重要意义。

财政分权被世界各国政府视为公共财政减贫的有效手段之一。财政分权改革后，地方政府为了在“用脚投票”中占据优势地位，在财政激励作用中获得收益而相互竞争[1]，而政府间的相互竞争以确保地方政府更加“贴近民众”，能够增进公共部门责任感、改善政府治理能力，提高社会治理的公众参与程度，因而能够提供更加有效的公共服务，拥有更高的责任心代表选民履行职责[2]。此外，财政分权改革后，地方政府增加了教育、卫生和农业等公共方面的财政投入，使得贫困居民的生活水平和收入水平得到一定程度的改善[3]。然而，政府官员通过“政治献金”和政治影响力等方式获得公共服务优先权[4]。王韬和底偃鹏(2010)[5]研究发现，由于地方政府在减贫政策实施中会存在虚增成本和地下交易行为，地方政府容易偏向利益集团，从而使得公共支出结构不能产生亲贫式结果，进而减贫效果有所下降[6-7]。此外，尽管财政分权并未赋予地方政府再分配职责，但是地方政府拥有再分配政策的参与权，进而会间接影响再分配政策的实施效果[8]。另一方面，财政分权加剧地方政府间的相互竞争意识，进而会扭曲公共支出结构，导致实现减贫目标的速度有所放缓[9-10]。同时，也有学者认为财政分权对减贫的作用具有局限性。不同辖区间财政分权对减贫效应存在差异性。Rowland(2001)[11]认为经济发达地区较少的经济冲击，财政分权通过增加亲贫式支出的配置效率，有利于改善减贫项目的瞄准性，从而实现减贫目标；贫困地区较低的土地不均等程度和偏远程度，更加依赖中央政府的转移支付，无从获得消费者效率[12]。储德银和赵飞(2013)[13]研究发现，财政分权与减少贫困间存在着外部因素的门槛效应。

图1 1978-2015年我国贫困情况

综上所述，现有文献对财政分权和经济增长是否有利于减缓贫困进行了分析，然而未能将空间因素纳入到实证分析当中。由于我国地区财政分权、经济增长与贫困程度存在较大差距，为了全面考察我国财政分权、经济增长与贫困之间所具有的空间溢出效应，本文基于我国2000-2015年的相关数据，采用极化指数对我国区域财政收入分权的地区差距进行分解；为了有效避免内生性问题，本文运用空间面板分位数计量模型实证检验财政分权对贫困减少的直接影响效应，财政分权通过经济增长的交互作用对贫困减少产生间接影响效应，以期揭示我国财政分权对贫困减少的空间非线性影响效应，为地方政府减少贫困提供全新视角。

二、我国财政分权分布的空间极化程度及其趋势

本文运用极化指数对我国财政收入分权的地区差异进行分析，将样本分为高财政收入分权组和低财政收入分权组，构建我国财政收入分权地区分布极化的ER指数、EGR指数和LU指数，对我国财政收入分权地区分布的极化程度进行测度。ER指数测算公式如下：

(1)

其中，n为分组数；p为权重。xi和xj分别表示第i和j组的平均财政收入分权程度；pi和pj分别表示第i和j组样本数占总样本数的比值。参数K(>0)为起标准化作用的常数。α的取值范围在0到1.6之间，本文选择α=1.5进行测算分析。EGR指数测算公式如下：

[π-L(π)]}

(2)

其中，π为低财政收入分权组的样本数占全体样本数的比值，L(π)为低财政收入分权组的数值占总样本财政收入分权数值的比值，π-L(π)表示组间差距。参数β(>0)衡量的是组内聚合程度的敏感程度。LU指数测算公式如下：

(3)

其中，测算出的ER、EGR和LU数值越大，表示财政收入分权地区分布的极化程度越高；测算出的ER、EGR和LU数值越小，表示财政收入分权地区分布的极化程度越低。本文测算出2000-2015年我国财政收入分权地区分布极化的ER指数、EGR指数和LU指数(表1)。此外，本文还测算了财政收入分权的总体基尼系数、高财政收入分权组和低财政收入分权组的基尼系数，进而对财政收入分权地区分布的地区差距进行对比分析。

从地区分布极化程度的演变趋势看，ER指数、EGR指数和LU指数所测度的财政收入分权的极化程度总体上呈现出下降趋势。其中，2000-2006年，财政收入分权的极化指数呈现小幅上升；2007-2015年，财政收入分权的极化指数呈现下降态势。同时，基尼系数与极化指数呈现出基本上一致的趋势，这说明基尼系数是衡量极化程度的主要原因。财政收入分权分布总体地区差距的基尼系数在0.1到0.2之间，总体地区差距呈现出下降态势，这说明我国财政收入分权的聚合程度在不断增强。高财政收入分权组的基尼系数略高于低财政收入分权组的基尼系数。同时，地区组间差距的G总体指数呈现出下降趋势，这表明地区高财政收入分权组和低财政收入分权组之间的差距有所减小，这导致财政收入分权地区分布的极化程度和基尼系数有所下降。总而言之，组间差距缩小与组内聚合程度增强是我国财政收入分权的空间极化程度下降的主要来源，这说明我国分税制改革后，中央政府与地方政府之间存在着财权与事权的逆向不对称运动，中央政府在不断提高财力集中度的过程中，增强了对地方政府的宏观调控能力，同时中央政府将事权与支出职责层层向下分解，加剧了地方政府因财力与事权不匹配而产生的外在压力。我国财政收入分权地区分布不断下降的极化程度有利于缓解高低组之间差距程度，因此，急需区别对待不同地区的情况，制定具有针对性的财政收入分权政策，从而以最有程度保证财政收入分权在地区间的公平性。

表1 中国财政收入分权地区分布的极化程度

注：按照基尼系数测度的极化程度，基尼系数高于0.5意味着出现极化现象。

图2 中国财政收入分权地区差距的演变趋势

图3 中国财政收入分权地区分布的极化指数

三、经验分析

(一)计量模型设定

我国城乡二元结构决定着贫困人口主要集中在农村地区。农村地区的基础设施水平落后，且缺乏政府财政的社会保障支持。城镇贫困人口的社会保障问题则得到了较好的解决。地方政府为吸引流动性要素而相互竞争，财政收入分权的提高意味着地方政府能够提供更多的财力实施减贫工作；财政支出分权的提高意味着具有信息优势的地方政府在提供公共服务时，有效解决政府税收、公共服务供给与居民偏好相匹配的问题，减贫工作更加符合辖区居民的偏好并更加具有效率。财政分权通过公共支出、税收竞争以及公共就业对贫困减少的直接影响效应；财政分权还通过与经济增长的交互作用，进而对贫困减少产生间接影响效应。此外，由于我国地区财政分权、经济增长和居民贫困存在较大差距，为了全面考察我国财政分权、经济增长与贫困之间所具有的空间溢出效应，本文通过空间收敛模型和空间面板分位数模型进行实证研究。

1.σ收敛

(4)

2.绝对β收敛和空间绝对β收敛

由于我国各地区农村贫困程度(ruralit)和城镇贫困程度(cityit)表现出不同程度的波动，采用β收敛对结果进行稳健性检验，绝对β收敛和空间滞后面板绝对β收敛检验模型设定如下：

ruralit/ruralit-1=α+βruralit-1+εit

(5)

cityit/cityit-1=α+βcityit-1+εit

(6)

ruralit/ruralit-1=α+βruralit-1+ρWruralit/

ruralit-1+εit

(7)

cityit/cityit-1=α+βcityit-1+ρWcityit/cityit-1+εit

(8)

3.条件β收敛和空间条件β收敛

条件β收敛是根据不同区域初始所存在的差异，各地区在收敛后的稳态存在差异和发展趋势。条件β收敛和空间条件β收敛模型设定如下：

(9)

(10)

(11)

(12)

4.空间面板分位数模型

面板分位数回归是根据加权绝对残差最小估计方法，考察因变量的条件均值分布受自变量的影响过程。为实证检验财政分权对贫困程度的空间溢出影响效应，空间面板分位数的固定效应模型设定如下：

Qyi(τ|αi，εt，Wyit，xit，Wxit)=αi+εt+ρτWyit+γτxit+ητWxit

(13)

其中，yit表示贫困程度，包括农村贫困(ruralit)和城镇贫困(cityit)。xit表示第i个地区第t年的影响变量，包括财政分权变量和控制变量。财政分权变量为财政收入分权和财政支出分权；控制变量包括经济发展水平、产业结构、对外开放程度、城市化水平和技术进步水平。W为地理与经济权重的嵌套权重矩阵，参考张征宇和朱平芳(2010)[14]，Wn(φ)=(1-φ)Wd+φWe，Wn的取值在0到1之间。Wn越接近0，说明空间权重与地理距离因素越相关；Wn越接近1，说明空间权重与经济距离因素越相关。

(二)数据来源及变量说明

本文选取除港澳台地区以外的全国31个省(市、自治区)2000-2015年作为数据样本，数据来源于《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》《中国农村贫困检测报告》《中国科技统计年鉴》《中国财政年鉴》及各省统计年鉴。为了增强实证检验结果的可信度，所有变量均利用价格指数进行平减(2000=100)。为了消除异方差，对所有变量取自然对数，以进一步增加数据的平稳性。此外，按照相关变量每年水平值计算数据中涉及到的比值。基于数据可得性，本文从收入角度对我国农村贫困和城镇贫困状况进行测度。财政分权因素包括财政收入分权(FD-re)和财政支出分权(FD-ex)，财政收入分权(FD-re)=省级人均预算内本级财政收入/(省级人均预算内本级财政收入+中央人均预算内本级财政收入)；财政支出分权(FD-ex)=省级人均预算内本级财政支出/(省级人均预算内本级财政支出+中央人均预算内本级财政支出)。控制变量：用人均GDP来表示经济发展水平(pgdp)；用第二产业产值占地区生产总值的比值来表示产业结构(industry)；用各地区进出口贸易总额占GDP的比值来表示对外开放程度(open)；用各地区城镇人口占当地总人口来表示城市化水平(urban)；用发明、实用新型和外观设计三项专利的年授权数来表示技术进步水平(techno)。

(三)计量结果分析

本文测算了2000-2015年我国区域农村贫困程度和城镇贫困程度的σ收敛指数(图4)。总体而言，我国区域农村贫困程度和城镇贫困程度的σ收敛指数整体上呈现出下降态势。其中，2000-2006年σ系数值呈现出微弱的上升趋势，在2006年分别达到最大值0.3931和0.2459。2006-2015年σ系数值随时间推移而呈现出持续的下降趋势。此外，农村贫困程度的σ收敛指数要远远高于城镇贫困程度的σ收敛指数。

本文对我国区域农村贫困程度和城镇贫困程度进行绝对β收敛检验和空间绝对β收敛。分别运用地理权重矩阵、经济权重矩阵和混合权重矩阵对模型进行估计，研究发现回归系数符号并无显著差异，说明计量模型检验结果比较稳健。表2给出了绝对β收敛检验和空间绝对β收敛检验的固定效应估计结果。由表2结果可知，回归系数β显著为负，说明我国农村贫困程度和城镇贫困程度的地区分布在整体上存在绝对β收敛和空间绝对β收敛，表明我国农村贫困程度和城镇贫困程度存在显著的收敛趋势。ρ为空间效应系数显著为正，说明邻区农村贫困程度(或城镇贫困程度)对本地区农村贫困程度(或城镇贫困程度)具有一定的影响作用，区域间农村贫困程度(或城镇贫困程度)存在空间依赖作用，空间距离对邻近地区行为具有空间溢出效应。我国呈现政府公共服务的减贫工作具有地域性特征，地方政府通过公路等基础性公共服务、信贷政策等经济性公共服务和教育、医疗等社会性公共服务在地区间进行关联，从而实现减贫政策的总体效果。此外，农村贫困程度的ρ系数值略高于城镇贫困程度的ρ系数值，由于贫困人口间差异较小，地区间差异与地区贫困人口数量出现直接的相关关系。目前，我国农村人口较多且大多从事与农业相关的工作，农村地区基础设施落后、生产力低下和缺乏规模效应，国家贫困线标准严重低估现实中的农村贫困状况[15]。城镇地区政府发挥区域信息优势、多样性优势、规模优势和技术优势，贫困人口生产能力相对较强，能够通过自身的努力从而脱离贫困，进而解决基本的生存需求和温饱问题。这就造成了政府减贫的“贫困地区的恶性循环”和“富裕地区的良性循环”现象。

图4 2000-2015年中国贫困的σ收敛指数

表2 绝对β收敛和空间绝对β收敛检验结果

注：*、**、***分别代表在10%、5%和1%的统计水平上显著，括号内为t值。下同。

本文对我国区域农村贫困程度和城镇贫困程度进行条件β收敛和空间条件β收敛(表3)。条件β收敛和空间条件β收敛是将控制变量引入到模型当中，检验农村贫困程度和城镇贫困程度的空间差异是否会随着时间推移而逐渐缩小，各地区能否趋向于各自的稳定值。为保证计量模型检验结果的稳健性，分别用财政收入分权和财政支出分权对农村贫困减少和城镇贫困减少的地区分布进行实证检验。表3给出了条件β收敛和空间条件β收敛的固定效应估计结果。由表3结果可知，回归系数β显著为负，说明我国农村贫困程度和城镇贫困程度的地区分布在整体上存在条件β收敛和空间条件β收敛。此外，财政收入分权对农村贫困减少和城镇贫困减少显著为负。我国具有税收管辖权与税款支配权的特征，地方政府拥有税收征收管理权和部分税收优惠减免权，不同层级政府间的职能与税收责任的错配将会不利于贫困减少；居民流动性促使地方间产生税收竞争，这导致地方政府通过实行更低税率或更多的税收优惠，通过不同的税收制度累进性改变可支配收入的分配状况，这会使得对高收入人群征收较高的税收，而对低收入人群进行较高的补贴，进而导致穷人迁移到本地和富人向外迁移。此外，地方政府进行辖区竞争成为促进经济发展的常用手段[16]，税收管理和监督相对偏松以及发生“寻租腐败”，这在一定程度上减弱了财政收入分权的减贫效果。财政支出分权对农村贫困减少和城镇贫困减少显著为正。地方政府是农村贫困和城镇贫困的资金筹集和管理者，扶贫支出需要得到同级人民代表大会和上级政府批准，从而可以确保地方政府支出及时到位以实现减贫目标。此外，地方政府具有要素流动性的再分配能力，再分配政策所需的公共支出是由地方政府提供的“归属原则”，使得地方政府能够在公共产品与公共服务的供给上做出符合帕累托效率的公共支出决策[17]。与促进地方经济快速增长的投资性支出相比，地方政府主要是以提供社会效应为主的财政支出，从而解决不同层级政府之间支出责任和相匹配的财权划分问题。地方政府在税收收入相对有限的情况下，基于政绩考核压力，实施向穷人或弱势群体倾斜的公共就业政策，或者增加医疗卫生、教育和新农村建设等民生性支出[18]。因此，现阶段我国财政支出分权在一定程度上能够改变地方政府公共支出行为，进而可以产生减贫效果。经济发展水平对农村贫困减少和城镇贫困减少显著为正。宏观经济增长、宏观经济稳定等因素是影响贫困减少的重要因素，在财政分权与贫困减少的关系作用中起到了传导媒介作用。经济增长可为贫困人口创造更多、更好的就业和增收机会，从而政府更有能力去帮助低收入者等弱势群体，能更好地根据消费者偏好提供公共产品和公共服务。贫困人口可以从经济增长“涓滴效应”中受益，经济增长所产生的“涓流效应”有利于贫困减少[19]。此外，地区经济增长具有收敛性，有助于缩小居民收入差距[20]。因此，经济快速增长是实现有效减贫途径的外部重要条件。

参数估计是对整个样本分布上的平均水平分析，而无法揭示参数在样本分布不同分位点上的变化路径，参数估计值的不显著有可能因为在高中低分位数上正负相抵而造成的。因此，文章采用空间面板数据对不同分位点上进行估计，表4给出了φ=0，0.2，0.4，0.8，1下所得到的回归系数、t统计量和拟合优度。由表4结果可知，在不同空间权重下，模型的回归系数值、t统计量与拟合优度均呈现出稳定性。当Wn=0(地理权重)时，空间效应系数(ρ)显著为正；随着Wn逐渐增大(趋向经济权重)，空间效应系数(ρ)显著且有所增加。农村贫困程度和城镇贫困程度的空间溢出作用机制，地区农村贫困程度和城镇贫困程度即会受到地理上相邻地区的影响，也受到与区域内经济发展水平接近地区的影响，且经济影响作用大于地理影响作用。

表3 条件β收敛和空间条件β收敛检验结果

注：此处的空间权重为地理与经济权重的嵌套权重矩阵。

财政收入分权集群(WFD-re)对农村贫困减少产生显著的负向作用。分税制改革后，中央政府拥有收入来源相对稳定的税种，地方政府拥有税源分散、征管难度大和收入来源不稳定的中小税种。官员晋升锦标的行政考核机制，加剧了地方政府间税收竞争的内在动力。地方政府为了保护自身税基或从其他辖区吸引税收流入，会通过实行较为优惠的税收政策或者较低的税率，从而吸引流动性资源流入到本辖区。此外，考虑到人口的流动性，政策洼地加剧了经济发达地贫困人口的流动性要高于经济落后地区，从而使得经济落后地区陷入更加贫困的恶性循环，这在很大程度上削弱了财政收入分权集群的实际效果及其农村减贫效应[21]。财政支出分权集群(WFD-ex)对城镇贫困减少产生显著的负向作用。目前，我国正处于改革转型期，不确定性因素加大了地方政府财政支出的刚性需求；而财政支出分权扭曲了公共支出结构和加剧地区间竞争程度，导致地方政府在公共支出方面，忽视社会服务性支出而偏向于生产性支出。此外，当公共服务对地区差异不敏感时，政府提供的公共服务规模、技术优势与贫困居民实际需求出现偏差，地方政府公共支出决策降低辖区内公共产品与公共服务的供需匹配性，导致公共服务的效率降低。经济集聚(Wpgdp)对农村贫困减少和城镇贫困减少产生显著的负向作用。“利维坦假说”认为在“锦标竞赛”和“晋升竞赛”的双重作用下，理性的政府官员为了追求自身权力最大化，地方政府是以经济快速增长为主要目标[22]，而这种权力通常通过官员自身控制的预算规模大小来反映，地区间经济竞争通常会降低地方政府规模，从而削弱地方政府实施大规模减贫计划的能力[23]。经济快速增长往往伴随着地区间经济不均衡增长和收入分配差距的扩大，而正是地区间经济不均衡增长和收入差距扩大，导致贫困居民无法真正从经济增长中获益。经济增长“不利于穷人”特性的传递机制，是近年来我国贫困减缓的主要原因，从而产生不利于政府减贫的实施效果。

四、结论与启示

1994年分税制改革以来，财政收入分权的向上集中与财政支出分权责任向下分解的逆向不对称运动，加剧了地方政府因财力与事权不匹配的财政困境。为了缓解扶贫工作的财政缺口，地方政府通过相互竞争而获得更多的扶贫资金。本文基于我国2000-2015年的相关数据，采用极化指数对我国区域财政收入分权的地区差距进行分解；其次，建立空间面板分位数计量模型实证考察我国财政分权对贫困减少的影响效应和通过经济增长相互作用对贫困减少产生间接影响效应。研究结果发现：(1)总体地区差距呈现出下降态势，这说明我国财政收入分权的聚合程度在不断增强。组间差距缩小与组内聚合程度增强是我国财政收入分权的空间极化程度下降的主要来源。(2)采用空间面板分位数计量模型研究发现，农村贫困和城镇贫困存在空间依赖作用，且农村贫困的空间相关系数略高于城镇贫困的空间相关系数；财政收入分权对农村贫困减少和城镇贫困减少产生了显著的负向作用，财政支出分权对农村贫困减少和城镇贫困减少产生了显著的正向作用，经济发展水平对农村贫困减少和城镇贫困减少具有显著的正向作用；财政收入分权集群对农村贫困减少产生了显著的负向作用，财政支出分权集群对城镇贫困减少产生了显著的负向作用，经济集聚对农村贫困减少和城镇贫困减少产生了显著的负向作用。因此，促进我国反贫困工作的关键点在于需要考虑空间因素下财政分权政策的合理制定与实施。

表4 空间面板分位数回归结果

注：由于篇幅问题，本文未将控制变量的计量结果进行展示，如需可向笔者索要。

第一，逐步降低财政收入分权程度，积极构建与完善地方税体系。人口流动性将会制约地方政府减贫的能力，税收收入的“归属原则”使得在税率相同的情况下，经济发达地区的财政收入越高，地方政府可以提供更好的公共服务，贫困率水平越低。然而，贫困地区的地方政府财政收入有限，通过减少其他公共服务水平和提高税负，使得居民会不断向经济发达地区迁移，地方政府的财政资源再分配政策失效，从而陷入更加贫困的恶性循环。因此，构建以中央政府确定统一的纳税标准，地方政府拥有独立的财政收入权力，逐步建立以财产税为主体税种的地方税体系，将一些零星税种的开征权赋予地方政府，从而促进地方政府减贫工作的推进。

第二，优化政府支出结构，强化中央政府转移支付对地方政府扶贫工作的激励和约束作用。政府减贫工作主要是根据贫困地区和贫困人口的实际情况，通过基本医疗、基本教育和基本养老等保障性公共支出对缺乏生存能力的贫困人口进行直接补助，保证贫困人口基本的生存需求；此外，通过优化转移支付结构和资金分配方法，建立针对贫困地区和贫困群体的财政救助体系，政府根据贫困地区和贫困群体产生的原因和具体情况，提供针对性的科技推广、信息咨询和信贷政策等公共服务来解决贫困人口的发展问题，从而增强贫困人口综合生产能力，使得地方政府能够更加有效的减少贫困。总之，我国政府公共服务的减贫工作呈现出具有地域性特征，地方政府通过基础性公共服务、经济性公共服务和社会性公共服务在地区间进行关联，从而实现减贫政策的总体效果。

第三，在加快经济发展的同时改革政府扶贫工作考核机制。政府要通过财政分权、提高地方政府公共服务效率和加大对贫困群体的转移支付力度彻底解决我国贫困问题是远远不够的。“授之以鱼不如授之以渔”的扶贫工作理念，促进经济快速增长与持续提高贫困居民收入水平是最为有效的途径。此外，由于贫困具有显著的递延效应，我国目前“重生产、轻福利”行为使得地方政府缺乏来自外部机制约束，政府减贫工作需要提高公众参与度，需要让贫困人群的真实需求得到解决，并依靠“自下而上”的扶贫工作机制来约束地方政府行为，增强公共部门责任感，提高政府扶贫工作水平。

第四，积极推动城乡发展一体化，发挥各级政府间联动的减贫作用。促进空间联动的区域发展政策形成合力，通过建立新型城镇化建设，在城乡之间实现基本公共服务均等化来助推区域扶贫工作，有效发挥政策体系在我国减贫方面的整体作用。由于贫困人口基本生存需求的个体间差异较小，中央政府提供公共服务时具有规模优势和技术优势。然而，各地区贫困原因和公共服务需求的地区差异，需要根据本地区的实际情况进行具体分析，地方政府提供公共服务时具有信息优势和多样性优势。因此，根据公共服务的性质进行权衡，应该由中央政府和地方政府分别解决贫困人群的生存需求和发展需求，从而能够有效缓解我国地区贫困程度。