财政专项扶贫的减贫效应分析——基于农村居民收入分组数据的实证检验

周 艳 侯石安 胡 联

(1.安徽财经大学 财政与公共管理学院，安徽 蚌埠 233030； 2.中南财经政法大学 财政税务学院，湖北 武汉 430073； 3.安徽财经大学 经济学院，安徽 蚌埠 233030)

一、引言及相关文献评述

贫困问题关系国家经济发展、关乎社会政治稳定。作为世界上最大的发展中国家，一直以来我国的贫困人口数量众多，且多集中分布于农村地区。我国的扶贫减贫实践以政府尤其是中央政府为主导，政府会依据各时期的农村贫困特点与致贫因素特征制定相应的政策。改革开放以来，我国的扶贫实践历经“体制改革推动扶贫”到“精准扶贫”的阶段演进，依托财政专项扶贫投入这一重要手段，减贫进程得以强力推动，成效显著，贫困发生率由改革开放之初的30.7%减少至3.1%*数据来源于国家统计局2017年国民经济与社会发展统计公报。。然而，由于人口基数巨大，截至2017年末，我国仍有3046万农村贫困人口。同时，相对贫困问题日益凸显，返贫现象时有发生。因此，深入探究如何科学评判政府财政扶贫成效以及提高政府财政扶贫效率，显得尤为必要和紧迫。

贫困一直以来都是发展经济学研究的重要议题，Rosenstein-Rodan(1943)、Rostow(1959)、Hirschman(1958)通过考察资本与贫困的关系，提出了依托经济增长的减贫理论，其为后续各国的产业化扶贫和市场化扶贫实践奠定了重要的理论基础。基于经济增长减贫理论，近年来一些学者对于“经济增长是减少贫困的必要条件”的观点已基本达成共识(Ravallion et al.，2002；Karry，2006；Dollar et al.，2016；汪三贵，2008；李小云 等，2010；文雁兵，2015)。Arndt(2010)的研究发现，中国和越南在20世纪最后20年依托经济的持续快速增长，实现了大幅减贫，而非洲地区则经历了类似于“无贫困减缓”的经济增长。传统福利经济学理论基于分配与贫困的关系指出，在保证国民经济稳定增长的前提下，国家可以通过调节收入分配，增加贫困群体收入份额进而实现社会经济福利的提升。后续学者在福利经济学理论的基础之上，论证了增长收益分配的恶化会削减经济增长的减贫效应(陈飞 等，2014；江克忠 等，2017)。舒尔茨的人力资本理论基于人力素质与贫困的关系，一方面肯定资本匮乏是限制经济增长的关键因素，另一方面提出人力资本素质及积累是经济增长的决定因素，主张提高“人力”质量。在此基础上，Agénor(2008)、程名望等(2014)、祝建华(2016)、马文武等(2017)论证了培训、教育及健康等不同形式的人力资本投入对于经济增长以及农村减贫的积极效用。

财政政策作为重要的扶贫工具之一，其可以有效地缓解贫困状况，提高贫困人口的生活水平(Gittell, 2010)。然而，不同国家财政政策的扶贫效果存在强弱差异。其中，减贫效果显著的财政政策包括印度的农村就业保障计划和农村私人转移支付计划(Lal et al.,2009)、菲律宾的非食品补助政策(Rivera et al.,2013)等；减贫效果较弱的如伊朗的农业支出政策等(Khaledi et al.,2008)。 国内关于财政扶贫的研究主要基于经济增长、收入分配的宏观框架，重点围绕财政扶贫政策及其减贫效应、财政扶贫管理等主题展开。由于我国贫困问题集中表现为农村贫困，因而政府的农业投入，对于促进农村地区经济发展、提高农民的市场参与能力和生产能力，进而提升减贫效应具有特殊意义。学者主要从农业科技三项费用、农业基建投入、水利投入、林业投入等普惠型支农政策视角，实证分析相应的减贫效应，研究结论证实促进农业发展对于减贫具有助推作用(章奇 等，2007；朱迎春，2013；邹文杰 等，2015)。李实等(2016)的研究表明，我国农村的公共转移收入虽具有一定的减贫效果，但同时也存在转移收入水平低以及低保瞄准率低的问题。除针对农业农村普惠型政策的减贫效果进行分析外，学界对于自上世纪80年代确立并一直延用的财政专项扶贫政策也展开了大量研究，但结论存在一定程度的分歧。王艺明等(2016)采用反事实的政策效应评估方法，基于贵州、内蒙、甘肃及河北四省区各县1978—2012年的样本数据，分析了“八七计划”对贫困县的政策效应，研究表明，“八七计划”的总体实施绩效比较显著，并且政策效应具有长期持续性，其中甘肃省的实施绩效最为显著且稳定，贵州次之，内蒙古及河北最弱，但“八七计划”实施初期的效应不显著也体现了一定的政策滞后性。然而，朱乾宇(2004)、张全红(2010)的研究均显示，扶贫资金使用绩效偏低。对于影响财政扶贫效应的因素，现有研究主要基于财政扶贫管理制度展开，一方面从资金分配、使用和监督层面肯定了扶贫资金管理制度是相对健全的，另一方面指出存在资金使用范围过窄、投入碎片化、管理多头化以及制度配套措施有待完善等问题(王敏 等，2016)。

综上所述，已有文献围绕减贫理论、财政扶贫减贫等方面开展了大量卓有成效的研究，成果丰硕，为进一步探讨财政专项扶贫的减贫成效及优化建议等奠定了坚实的基础。然而，现有研究也不可避免地存在诸多亟待改进或深入的地方，如：缺乏对财政扶贫的理论基础以及减贫机理进行合理的理论阐释；采用贫困发生率度量贫困，仅可以反映贫困广度，而无法有效反映贫困深度和贫困强度。本文的贡献可能体现在：一是，从财政专项扶贫政策的视角出发，实证分析其减贫效应，有别于现有大多研究基于整体财政支出视角的分析，能够更为客观准确地评价财政扶贫政策成效，并为财政扶贫政策的进一步完善提供数据支撑；二是，采用多个指标度量农村贫困及相应的减贫成效，佐证扶贫减贫的艰巨性。三是，丰富并完善了财政扶贫的相关理论基础，为财政扶贫政策的制定与完善提供了一定的理论依据。

二、财政扶贫的减贫作用机理

“扶贫”是具有公共品属性的逆市场调节行为，其旨在调节收入分配、维护社会公平，罗尔斯的社会福利论为政府承担扶贫职责提供了重要的理论支撑。罗尔斯的社会福利函数为：W=min(U1,U2,…,Un)，其中，Un表示社会中某一个体所具有的效用。在仅考虑U1、U2的情况下，其曲线表示见图1。

图1罗尔斯的社会福利函数曲线

当W=min(U1,U2)时，福利水平是一条L型的曲线，垂直线段上点U2的运动表示此时的社会福利水平取决于U1的最低效用，U2的向上无限平移并不能使总效用增加；水平线段上点U1的运动表示此时的社会福利水平取决于U2的最低效用，在U2的最低水平上，U1的向右无限平移并不能使总效用增加。社会福利水平最大化的分配点处于L型的直角点。该函数的经济学意义在于，社会中最低效用水平的个体或群体决定着整个社会的福利水平，社会福利最大化标准应该是使境况最糟的人的效用最大化，因为境况最糟的人的效用最小。其政策含义在于，社会政策应当采取最大化最小值的政策，也就是说，要使社会中最贫困的人群和最落后的地区实现效用最大化，以实现社会福利最大化。这为政府扶贫提供了理论支撑和方向。

财政作为国家治理的基础和重要支柱，是政府履行扶贫职责、实现贫困治理的重要工具。根据马斯格雷夫对于财政职能的经典界定，公共财政具有资源配置、收入分配和经济稳定与发展三项基本职能，而这三项职能均体现了较强的减贫取向。(1)资源配置职能的减贫取向。对于贫困地区，政府可以依托财政投入手段，一方面大力实施农田建设、水土流失治理等，另一方面深入开展义务教育、医疗卫生、社会保障、救灾抚恤等。通过对这些公共品和服务等资源的优化配置，缓解制约贫困地区经济发展的基础设施瓶颈，有效发挥减贫功能。(2)收入分配职能的减贫取向。通过向贫困地区增加教育、医疗卫生等支出，满足贫困人口享受基本公共服务的需求，并力求实现公共服务均等化目标，缩小人们之间的生活水平差距，同时从根本上预防和抑制新增贫困。对于农村极度贫困人口，实施兜底性政策保障，为其提供初等教育和初级医疗保健及养老服务，进而改善贫困人口福利，提高贫困人口抵御风险的能力，促进贫困人口收入的可持续增加，最终脱离贫困。(3)经济稳定与发展职能的减贫取向。财政的促进经济社会发展职能与减贫是相辅相成的，只有经济稳定发展，才能减缓贫困，实现社会公平，进而提高经济发展的质量。在促进经济稳定发展的过程中，经济增长的“涓滴效应”会促进贫困人口的收入伴随国民收入的增长而相应提高；贫困人口的基本生存得到保障，有利于形成收入提高与生态保护、资源节约的良性循环，从而实现贫困地区经济、社会和生态的可持续发展。

财政专项扶贫直接作用于贫困群体，依托于扶贫项目的实施，通过扩大灌溉、道路、水利和电力通讯等农村基建投资，进一步增强了贫困地区的物质资本。一方面，通过消除制约农村贫困地区发展的瓶颈，降低农业投入成本，从而提高农业和非农业部门的生产率；另一方面，通过提高贫困地区的资本投入，直接形成对社会资源和要素的需求与配置，进而拉动社会投资和农民就业，增强贫困农民获取收入的能力，实现脱贫致富。

三、实证设计

(一)模型设置

本文采用协整分析方法考察宏观经济层面的财政专项扶贫减贫效应。模型设定在借鉴吕玮等(2008)的基础上，引入了收入分配指标。所建立的农村贫困方程为：

H0=f(inc,dis,G)

(1)

其中：inc表示经济增长，采用地区人均国内生产总值衡量，剔除人口因素影响；dis表示收入分配公平性，采用农村居民基尼系数衡量；G表示政府专项扶贫支出，主要包括以工代赈资金、财政贴息贷款和财政发展资金等。

该方程显示了农村贫困的决定因素。H0表示贫困程度，本文采用贫困发生率(H)、贫困缺口率(PG)、加权贫困缺口率(FGT)三个指数测算贫困变化，分别反映贫困广度、贫困深度和贫困强度。相应的计算公式分别为：

(2)

(3)

(4)

在上述公式中，z为贫困线，yi为第i个贫困人口的收入，N是总人口数，q是贫困人口数。H度量了收入低于贫困线的人口数量在总人口中所占比重，该指数最为简单直观，但却无法度量贫困线下贫困人口的不同贫困程度；PG度量了贫困线以下贫困人口收入水平与贫困线标准收入间差距总和的平均值，表明贫困人口人均收入需要增加的数额以实现全部脱贫，该指数虽有助于了解贫困人口的总体贫困深度，但无法反映贫困人口内部的收入分布状况；FGT指标，对于贫困程度更严重的贫困人口，赋予更高的衡量权重，反映了贫困人口内部收入分配状况的改善或恶化。

(二)数据来源

本研究的样本区间为1995—2015年，数据主要源自历年的《中国财政年鉴》、《中国农村住户调查年鉴》、《中国住户调查年鉴》以及《中国农村贫困监测报告》等。测量农村贫困的各个指标，先采用历年全国农村人口人均纯收入分组数据，计算Lorenz曲线的函数形式，再通过世界银行贫困计算软件POVCAL来获取。其中，1995—2009年按照农村居民家庭人均纯收入的20层次分组，并考虑家户人口进行核算；2010—2015年按照农村居民家庭收入5等分分组，并考虑家户人口进行核算。由于收入数据只有各组收入的上下限，没有核算各组的平均收入值，为便于估计Lorenz曲线，本文借鉴章泽武(2007)的做法，将最高收入组的均值设定为该收入组下限的130%，而最低收入组的均值设定为该收入组上限的80%，其余收入组的均值设定为该收入组的中间值。

本文采用Lorenz曲线估计方法中使用最广泛的GQ Lorenz曲线方法。GQ Lorenz曲线方程为：

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

其中，a、b、c为待估计系数。

以2015年为例，运用农村人均可支配收入5等份分组数据，首先，换算出各收入组居民人口比例，结果见表1；然后，根据表1中p和L的数据，采用世界银行POVCAL贫困计算软件，运用OLS方法估计拟合GQ Lorenz曲线的系数，并计算相应的贫困指数，结果见表2。

依此方法，逐年核算，获取1995—2015年贫困指数。为使数据更加线性化同时降低异方差的影响，本文对所有变量进行了对数化处理，分别记为ln H、ln PG、ln FGT、ln inc、ln dis和ln G。针对财政专项扶贫支出(G)，由于近5年官方并未发布各专项扶贫支出金额，考虑到数据可得性以及统计口径的一致性，采用历年财政年鉴中的专项扶贫总额进行衡量。

表1 2015年农村居民人均可支配收入分组数据及Lorenz曲线数据点

资源来源：根据《中国统计年鉴(2016)》相关数据整理并计算。

表2 GQ系数及2015年贫困指数估计结果

四、实证分析

(一)平稳性检验

由于采用的是时间序列数据，经典回归分析的最基本假设是时间序列的平稳性，为确保回归分析的有效性，避免出现伪回归，需要先对时间序列数据进行平稳性检验。

图2相关指标的时序

由相关指标的时序图(图2)可见，ln H、ln PG、ln FGT、ln G、ln inc和ln dis均表现出随时间变化而明显上升和下降的趋势，含有趋势项和截距项，由此可基本判断该时间序列具有非稳定性。因此，为了后续的协整性检验，需要先对时间序列平稳性进行单位根检验。

本文采用ADF(Augmented Dickey-Filler)检验方法，即通过比较实际值与临界值的大小来检验时间序列的平稳性，并确定其单整阶数，结果见表3。

表3 变量序列的平稳性检验

注：临界值(5%)表示在显著性水平5%下的临界值；检验类型(c,t,k)中的c表示ADF检验中的截距项，t表示时间项，k表示滞后期数。

由表3可见，ln H、ln PG、ln FGT、ln G、ln inc和ln dis都存在一阶差分平稳，均为一阶单整系列。根据协整关系的基本要求，只有同阶平稳的时间序列才可能产生协整关系，因而，接下来分别以lnH、ln PG、ln FGT与ln G、ln inc、ln dis进行协整检验。

(二)协整检验

检验变量间协整关系的方法主要有基于回归系数的Johansen检验和基于回归残差的Engel-Granger两步法协整检验。根据本文的模型形式，选择适用于多变量的基于回归系数的Johansen检验更合适。结果分别见表4、表5和表6。

表4的特征根迹统计量检验结果表明，ln H和ln G、ln inc、ln dis之间，分别在95%的置信水平下存在一个协整关系，说明财政扶贫与农村贫困发生率之间存在长期均衡关系。据此估计出贫困发生率标准化的协整方程式为：

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为误差修正项，圆括号所注数据为标准差，方括号所注数据为t值。从中可知，长期来看，财政扶贫和经济增长对降低农村贫困发生率发挥着积极作用，而农村居民收入分配恶化会提高农村贫困发生率。具体而言，贫困发生率对财政扶贫支出的长期弹性为-0.63，表明从长远来看，财政扶贫支出每增长1%，农村贫困发生率会下降0.63个百分点，并且统计意义显著。同理，经济增长对农村贫困发生率的长期弹性为-0.08，表明从长期看，人均国内生产总值每增长1%，农村贫困发生率会降低0.08个百分点，减贫效果较弱，这也在一定程度上说明，低收入群体所分享到的经济增长效益较少。贫困发生率对收入分配的长期弹性为1.13，表明从长远来看，收入分配差距每提高1%，农村贫困发生率将增加1.13个百分点，并且统计意义显著。这也在一定程度上解释了经济增长的负向拉动强度较弱，因为收入分配状况的恶化消减了经济增长的减贫效应。

表4 基于ln H的Johansen协整检验结果

表5中的特征根迹统计量和最大特征值检验结果表明，ln PG和ln G、ln inc、ln dis之间，分别在95%的置信水平下存在一个协整关系，说明财政扶贫与农村贫困缺口率之间存在长期均衡关系。据此估计出贫困缺口率标准化的协整方程式为：

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协整检验结果

表6中的特征根迹统计量和最大特征值检验结果表明，ln FGT和ln G、ln inc、ln dis之间，分别在95%的置信水平下存在一个协整关系，说明财政扶贫与加权贫困缺口率之间存在长期均衡关系。据此估计出加权贫困缺口率标准化的协整方程式为：

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协整检验结果

式(6)和式(7)表明，财政扶贫资金与贫困缺口率、加权贫困缺口率有正向关系，且系数在统计意义上显著，这从侧面说明我国政府的财政扶贫资金在改善贫困人口深度与强度状况方面并没有发挥积极作用。财政扶贫资金有助于贫困线附近贫困人口的脱贫，但对于远离贫困线的深度贫困人口作用微弱。也就是说，财政专项并未发挥调节贫困线下贫困人口收入分配的功能，甚至在一定程度上导致剩余贫困人口贫困深度加深，使贫困人口的收入分配更不平等。这显然有违财政扶贫的减贫初衷，意味着政府扶贫支出的投入路径和输入结构需要进一步优化。

由式(6)和式(7)还可知，人均国民收入对贫困发生率和加权贫困发生率均具有反向作用，表明经济增长是农村贫困人口状况改善的长期主要原因，即“涓滴效应”明显，统计意义上显著。人均生产总值水平每提高1%，贫困深度减少1.51个百分点，贫困强度减少2.19个百分点。这说明农村经济发展水平的提高，有助于改善远离贫困线的贫困人口状况以及贫困人口内部收入分配状况，进而提升农村人口整体福利水平。

此外，式(6)和式(7)也清晰显示，农村基尼系数对贫困发生率和加权贫困发生率具有正向作用，且统计意义显著。农村基尼系数每提高1%，贫困深度将增加1.56个百分点，贫困强度将增加1.67个百分点，表明农村居民收入差距的拉大，会直接加剧农村的深度贫困，进一步恶化贫困人口内部收入分配状况。

(三)向量误差修正模型

根据向量误差修正模型原理，在上述协整方程式的基础上，同时结合本文研究的核心问题，建立了阐释农村贫困指标变动影响因素的向量误差修正模型，回归结果见表7。

表7 贫困指标的向量误差修正回归结果

注：*、**和***分别表示在10%、5%和1%的水平上显著；括号内数据为标准误。

由表7可知，贫困发生率的误差修正项系数为-1.26，符合反向修正机制，说明当期贫困发生率偏离长期均衡值时，误差修正项将以126%的调整力度对下期的农村贫困发生率做出反向修正，使其向长期均衡值收敛，而且这种修正力度较强。在短期调整中，滞后1期的财政扶贫支出对贫困发生率产生了向上拉动效应，影响系数为0.24，说明财政专项扶贫对农村贫困发生率的影响具有一定的时滞性，其支出效率有待提高。滞后1期的人均生产总值对贫困发生率产生向下拉动效应，其影响系数为2.93，且统计意义上显著。

贫困缺口率和加权贫困缺口率的误差修正项的系数分别为-0.01和-0.15，符合反向修正机制，说明当期贫困缺口率和加权贫困缺口率偏离长期均衡值时，误差修正项将分别以1%和1.5%的调整力度对下期的贫困缺口率和加权贫困缺口率做出反向修正，使它们向长期均衡值收敛，但这种修正力度较弱，统计上也不显著。在短期调整中，滞后1期的财政专项扶贫支出对贫困缺口率和加权贫困缺口率，均产生了向上拉动效应，虽然统计意义不显著，但一定程度说明财政扶贫对于改善极度贫困人口状况，调节贫困人口收入分配状况，具有一定的时滞性，其支出效率有待提高。滞后1期的人均生产总值对贫困缺口率和加权贫困缺口率均产生向下拉动效应，且统计意义显著，说明我国的经济增长体现了益贫性，尤其是改善了距离贫困线较远的贫困人口状况，同时调节了贫困线以下人口的收入分配状况。

(四)脉冲响应分析

为考察政府扶贫行为的长期动态效应，本文将在VEC模型基础上进行脉冲响应分析和方差分解，主要考察专项扶贫等对农村贫困发生率的长期动态影响。

脉冲响应分析的目的在于研究在一个系统中，当某一扰动发生时，系统随后的变动在多大程度上受扰动的影响。接下来，本文选取为期10年的响应期，考察农村贫困发生率对财政扶贫、农村经济发展水平和农村收入分配的脉冲响应曲线，描述其冲击的长期响应态势。图3是基于VEC模型的ln H脉冲响应图，反映了我国农村贫困发生率对财政扶贫等经济因素1个单位标准差的脉冲响应。

3.1 ln H对ln G的脉冲响应

3.2 ln H对ln inc的脉冲响应

3.3 ln H对ln dis的脉冲响应

3.4 ln H对ln H的脉冲响应

图3.1显示了农村贫困发生率对财政扶贫支出1个单位标准差冲击的脉冲响应。对于财政扶贫的冲击，农村贫困发生率的响应呈先减少后增加再减少的波动特点。具体时间轨迹为：在前3期内有小幅振动，但总体是负向拉动的；自第4期后，冲击力度逐渐转为正向拉动，拉动强度先递增后减小；至第7期，冲击力度又逐渐转为负向拉动，呈现稳定且渐强趋势。长期来看，财政扶贫的增加对农村贫困发生率具有反向拉动效应，且这种拉动效应具有较长的持续性。图3.2显示了农村贫困发生率对农村经济发展水平1个单位标准差冲击的脉冲响应。农村贫困发生率对人均国内生产总值的脉冲响应总体呈负向拉动的特点。具体时间轨迹为：农村贫困发生率的瞬时和短期响应是负向波动。在人均国内生产总值增加当期，农村贫困发生率大幅下降；第2至4期呈小幅波动；第5期之后，冲击力度逐渐趋于平稳，并保持长期稳定的负向拉动。从长期来看，经济增长对农村贫困发生率有反向拉动效应，且这种效应具有较强的可持续性。图3.3显示了农村贫困发生率对农村居民收入分配1个单位标准差冲击的脉冲响应。从中可以发现，长期来看，农村居民基尼系数对农村贫困发生率具有同向拉动效应，且这种效应具有较长的持续性。

(五)方差分解

方差分解通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献率，用于进一步评价不同结构冲击的重要性。图4是基于VEC模型的方差分解图，反映了财政扶贫、经济增长和收入分配对于促进农村贫困发生率降低的贡献率。其中，横轴表示滞后期间数，纵轴表示各变量对农村贫困发生率的贡献率(%)。

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

由图4.2，从近年数据的分析结果来看，我国财政扶贫支出对农村贫困发生率的贡献率一直处于相对稳定的水平，自第1期开始就维持在2%，表明我国财政专项扶贫支出对于农村贫困发生率的减少产生了积极稳定的影响。然而，相对于经济增长和收入分配，财政专项扶贫支出的贡献率比重偏低。

图4还反映了ln inc和ln dis对ln H的贡献率。根据图4.3所示，人均国内生产总值对农村贫困发生率的贡献率较高，从第1期到第3期急速增加，达到峰值，约36%；自第4期以后，稳定在27%左右。长期来看，经济增长可以有效降低农村贫困发生率，促进人均生产总值增长。图4.4显示，农村居民收入分配对农村贫困发生率的贡献率也处于相对稳定的水平，自第5期之后一直维持在5%左右，表明收入分配状况的改善对于农村贫困发生率的减少产生了积极作用。

脉冲响应分析和方差分解结果显示了财政专项扶贫、经济增长、收入分配等对于农村贫困发生率的长期动态影响，各指标每一个结构冲击对减少农村贫困发生率的具体贡献见表8。从中可见，财政专项扶贫对于农村减贫产生了积极稳定的影响，自第1期开始就维持在2%左右，但相对经济增长和收入分配，贡献度偏低，这再次印证了向量误差修正模型的结果，即贫困发生率长期均衡值收敛，但在短期调整中，财政专项扶贫的减贫效应具有一定时滞性，支出效率有待提高。

表8 相关变量对ln H方差分解的贡献率(%)

五、结论与政策建议

本文运用1995—2015年间我国农村居民收入分组序列数据，采用向量误差修正模型及在此基础上的脉冲响应分析和方差分解，考察了财政专项扶贫对缓解农村贫困的影响。结果表明：财政扶贫支出每增长1%，农村贫困发生率会下降0.63个百分点，具有显著的负向拉动作用，并且具有持续稳定性，说明财政扶贫对于农村减贫发挥了积极作用，促进了农村贫困人口的持续下降；从贫困深度和贫困强度角度来看，财政扶贫对于远离贫困线的深度贫困人口的调节作用微弱，调节贫困线以下的农村贫困人口的收入分配功能有待提高；经济增长是我国农村减贫的重要动力，人均国内生产总值提高1%，贫困深度指标减少1.51个百分点，贫困强度指标减少2.19个百分点，且统计意义显著，说明经济发展水平的提高，有助于改善远离贫困线的深度贫困状况以及贫困线下的贫困人口内部收入分配状况，提升农村人口整体福利水平；随着基尼系数的扩大，农村贫困发生率增加，贫困深度和贫困强度加剧，且统计意义显著。

财政专项对贫困深度和贫困强度的调节作用相对较弱，本文认为，原因一方面可能与财政专项扶贫的资金规模及结构存在直接关系。其中，财政发展资金主要用于农村社区综合发展项目，并不能直接影响深度贫困农民的收支分配和生活水平；财政贴息贷款项目具有一定的市场风险，因而申请且可以获取的主体一般为农村龙头企业、富裕农户及贫困户中的较易脱贫者；以工代赈资金，所有贫困农民都可以通过参加生产性基础设施建设，获取劳务报酬，这可以有效改善深度贫困农民的收入水平。因而，在财政专项扶贫构成中，以工代赈资金具有直接改善深度贫困人口收入水平和调节贫困人口内部收入分配的功能。然而，自实施以工代赈以来，其资金规模一直较小，直到1994年之后才稳定在40亿元左右，较之我国较大的贫困人口基数，投入规模显著不足。另一方面，现行扶贫投入管理制度也是导致减贫效应尚待提高的重要原因。分项投入、多头管理是我国扶贫投入和管理机制的最典型特征，这种安排虽有利于鼓励各部门积极参与扶贫，但却会引发条块分割、相互扯皮等一系列问题。此外，扶贫资金的使用也难以形成有效合力，不仅在层层流转传递过程极易造成损耗，而且还难以施加有效监督。

为进一步提高财政扶贫减贫效果，本文提出以下政策建议：

第一，加大政府扶贫投入规模。理论研究和各国实践都证实，外源资本投入的规模和力度对于贫困地区的发展具有重要的决定作用，在当前乃至今后的相当长一段时期，农村扶贫资金的来源主体仍是政府。中央政府早在2001年就已明确提出要在2020年“基本消除绝对贫困现象”，为此，中央财政逐年增加专项扶贫资金投入规模，2016年达到662亿元，比2015年增长43.4%。根据国家统计局统计公报，2017年国内生产总值827122亿元，比上年增长6.9%；全国财政收入172567亿元，比上年增长7.4%，其中，中央财政收入81119亿元，比上年增长7.1%。显然，加大财政专项扶贫投入规模，建立扶贫资金投入稳定增长机制具备现实可行性。为此，建议参照国家财政性教育经费支出占GDP比重达到4%，规定扶贫投入占同期GDP或财政收入的既定比重；或以教育附加费的计征作为参照对象，征收一定比例的扶贫附加费，以此实现财政扶贫资金的持续稳定增长。与此同时，要充分调动和提高地方政府扶贫能动性和能力，通过财政体制改革，一方面赋予地方政府更多的收入支配权，另一方面加大对贫困地区的转移支付力度，并充分发挥贫困县统筹整合使用资金的主体地位。在投入规模既定的情况下，增加以工代赈项目投入比重。

第二，完善财政扶贫投入管理制度。建议成立国家开发署或扶贫总署来统筹实施扶贫计划，打破扶贫办主管扶贫决策和监督、其他相关机构主管资金配置的“双轨制”管理体制，将扶贫决策和扶贫资金配置权统一划归扶贫总署，实现扶贫资金管理权责的集中化和一体化。鉴于当前各渠道的政府扶贫投入和支农投资，绝大多数都要落实在县一级政府进行组织实施，因而，应充分发挥县级政府在资金整合中的优势。在现实操作中，由于涉农资金整合涉及财政、农业、林业、发改委等多个部门的利益格局调整，建议在县一级成立由政府主要领导担任负责人的扶贫和支农资金整合协调领导小组，而相关利益部门的主要领导作为协调领导小组成员，县级政府的扶贫机构集中扶贫决策权和资金配置权，改变扶贫项目资金平均分配所导致的项目资金不匹配、重点不突出、到户率不高等局面。强化财政扶贫投入的绩效考核，在优化政府内外监督评价主体建设的基础上，进一步完善绩效评价指标体系：一是增加项目产出类指标并赋予科学权重，以便将扶贫投入与产出进行匹配分析；二是增加对项目相关性、可持续性及贫困人口满意度的考评指标。在资金预算过程中，要高度重视对扶贫规划制定和扶贫资金分配等的监督；在资金使用过程中，要进一步强化对贫困项目实施目标以及贫困主体受益状况等的监督。从长远看，可以将财政扶贫项目和资金管理中发生的管理费纳入财政预算，进而从制度上杜绝扶贫管理部门挪用扶贫事业管理费，以提高财政扶贫投入使用效率。

第三，坚持开发式扶贫方针，实施精准扶贫战略。基于宏观视角，经济增长是农村减贫的重要动力，因此，在保证经济中高速增长的同时，需持续深化供给侧结构性改革，提高经济增长质量。基于中观视角，农村地区经济增长的重要依托在于发展农业，因此，支农投入需持续并不断扩大规模。基于微观视角，贫困地区经济增长的源动力在于贫困人口的自身发展能力，因此，在强调政府及社会扶帮功能的同时，应有序引导贫困地区和贫困人口逐步了解并走向市场，通过市场为贫困农户创造机遇。为此，首先，通过加强教育和技能培训等手段，提高贫困农民的人力资本水平，培养贫困农民的市场适应能力；其次，鼓励和支持贫困地区农民按照自愿互利原则组建农民合作组织，提高自身组织能力和自我管理水平，为贫困农民平等参与市场竞争创造条件，增强其抵御市场风险的能力；最后，完善农村农贸市场体系，优化贫困农村的市场环境，发挥当地的资源优势。值得一提的是，在促进经济增长的过程中，还需注重收入分配的公平性，从制度设计入手，通过缩小贫富差距缓解乃至消除绝对贫困。