財(cái)政專項(xiàng)扶貧的減貧效應(yīng)分析
——基于農(nóng)村居民收入分組數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)

周 艷 侯石安 胡 聯(lián)

(1.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)政與公共管理學(xué)院，安徽 蚌埠 233030； 2.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 財(cái)政稅務(wù)學(xué)院，湖北 武漢 430073； 3.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

一、引言及相關(guān)文獻(xiàn)評(píng)述

貧困問(wèn)題關(guān)系國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展、關(guān)乎社會(huì)政治穩(wěn)定。作為世界上最大的發(fā)展中國(guó)家，一直以來(lái)我國(guó)的貧困人口數(shù)量眾多，且多集中分布于農(nóng)村地區(qū)。我國(guó)的扶貧減貧實(shí)踐以政府尤其是中央政府為主導(dǎo)，政府會(huì)依據(jù)各時(shí)期的農(nóng)村貧困特點(diǎn)與致貧因素特征制定相應(yīng)的政策。改革開放以來(lái)，我國(guó)的扶貧實(shí)踐歷經(jīng)“體制改革推動(dòng)扶貧”到“精準(zhǔn)扶貧”的階段演進(jìn)，依托財(cái)政專項(xiàng)扶貧投入這一重要手段，減貧進(jìn)程得以強(qiáng)力推動(dòng)，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(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局2017年國(guó)民經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)。。然而，由于人口基數(shù)巨大，截至2017年末，我國(guó)仍有3046萬(wàn)農(nóng)村貧困人口。同時(shí)，相對(duì)貧困問(wèn)題日益凸顯，返貧現(xiàn)象時(shí)有發(fā)生。因此，深入探究如何科學(xué)評(píng)判政府財(cái)政扶貧成效以及提高政府財(cái)政扶貧效率，顯得尤為必要和緊迫。

貧困一直以來(lái)都是發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的重要議題，Rosenstein-Rodan(1943)、Rostow(1959)、Hirschman(1958)通過(guò)考察資本與貧困的關(guān)系，提出了依托經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的減貧理論，其為后續(xù)各國(guó)的產(chǎn)業(yè)化扶貧和市場(chǎng)化扶貧實(shí)踐奠定了重要的理論基礎(chǔ)?；诮?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)減貧理論，近年來(lái)一些學(xué)者對(duì)于“經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是減少貧困的必要條件”的觀點(diǎn)已基本達(dá)成共識(shí)(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(xiàn)，中國(guó)和越南在20世紀(jì)最后20年依托經(jīng)濟(jì)的持續(xù)快速增長(zhǎng)，實(shí)現(xiàn)了大幅減貧，而非洲地區(qū)則經(jīng)歷了類似于“無(wú)貧困減緩”的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。傳統(tǒng)福利經(jīng)濟(jì)學(xué)理論基于分配與貧困的關(guān)系指出，在保證國(guó)民經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)的前提下，國(guó)家可以通過(guò)調(diào)節(jié)收入分配，增加貧困群體收入份額進(jìn)而實(shí)現(xiàn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)福利的提升。后續(xù)學(xué)者在福利經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的基礎(chǔ)之上，論證了增長(zhǎng)收益分配的惡化會(huì)削減經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的減貧效應(yīng)(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(zhì)與貧困的關(guān)系，一方面肯定資本匱乏是限制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)鍵因素，另一方面提出人力資本素質(zhì)及積累是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的決定因素，主張?zhí)岣摺叭肆Α辟|(zhì)量。在此基礎(chǔ)上，Agénor(2008)、程名望等(2014)、祝建華(2016)、馬文武等(2017)論證了培訓(xùn)、教育及健康等不同形式的人力資本投入對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及農(nóng)村減貧的積極效用。

財(cái)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(guó)家財(cái)政政策的扶貧效果存在強(qiáng)弱差異。其中，減貧效果顯著的財(cái)政政策包括印度的農(nóng)村就業(yè)保障計(jì)劃和農(nóng)村私人轉(zhuǎn)移支付計(jì)劃(Lal et al.,2009)、菲律賓的非食品補(bǔ)助政策(Rivera et al.,2013)等；減貧效果較弱的如伊朗的農(nóng)業(yè)支出政策等(Khaledi et al.,2008)。 國(guó)內(nèi)關(guān)于財(cái)政扶貧的研究主要基于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、收入分配的宏觀框架，重點(diǎn)圍繞財(cái)政扶貧政策及其減貧效應(yīng)、財(cái)政扶貧管理等主題展開。由于我國(guó)貧困問(wèn)題集中表現(xiàn)為農(nóng)村貧困，因而政府的農(nóng)業(yè)投入，對(duì)于促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、提高農(nóng)民的市場(chǎng)參與能力和生產(chǎn)能力，進(jìn)而提升減貧效應(yīng)具有特殊意義。學(xué)者主要從農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用、農(nóng)業(yè)基建投入、水利投入、林業(yè)投入等普惠型支農(nóng)政策視角，實(shí)證分析相應(yīng)的減貧效應(yīng)，研究結(jié)論證實(shí)促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展對(duì)于減貧具有助推作用(章奇 等，2007；朱迎春，2013；鄒文杰 等，2015)。李實(shí)等(2016)的研究表明，我國(guó)農(nóng)村的公共轉(zhuǎn)移收入雖具有一定的減貧效果，但同時(shí)也存在轉(zhuǎn)移收入水平低以及低保瞄準(zhǔn)率低的問(wèn)題。除針對(duì)農(nóng)業(yè)農(nóng)村普惠型政策的減貧效果進(jìn)行分析外，學(xué)界對(duì)于自上世紀(jì)80年代確立并一直延用的財(cái)政專項(xiàng)扶貧政策也展開了大量研究，但結(jié)論存在一定程度的分歧。王藝明等(2016)采用反事實(shí)的政策效應(yīng)評(píng)估方法，基于貴州、內(nèi)蒙、甘肅及河北四省區(qū)各縣1978—2012年的樣本數(shù)據(jù)，分析了“八七計(jì)劃”對(duì)貧困縣的政策效應(yīng)，研究表明，“八七計(jì)劃”的總體實(shí)施績(jī)效比較顯著，并且政策效應(yīng)具有長(zhǎng)期持續(xù)性，其中甘肅省的實(shí)施績(jī)效最為顯著且穩(wěn)定，貴州次之，內(nèi)蒙古及河北最弱，但“八七計(jì)劃”實(shí)施初期的效應(yīng)不顯著也體現(xiàn)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(jī)效偏低。對(duì)于影響財(cái)政扶貧效應(yīng)的因素，現(xiàn)有研究主要基于財(cái)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(duì)健全的，另一方面指出存在資金使用范圍過(guò)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(wèn)題(王敏 等，2016)。

綜上所述，已有文獻(xiàn)圍繞減貧理論、財(cái)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(jìn)一步探討財(cái)政專項(xiàng)扶貧的減貧成效及優(yōu)化建議等奠定了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。然而，現(xiàn)有研究也不可避免地存在諸多亟待改進(jìn)或深入的地方，如：缺乏對(duì)財(cái)政扶貧的理論基礎(chǔ)以及減貧機(jī)理進(jìn)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(wú)法有效反映貧困深度和貧困強(qiáng)度。本文的貢獻(xiàn)可能體現(xiàn)在：一是，從財(cái)政專項(xiàng)扶貧政策的視角出發(fā)，實(shí)證分析其減貧效應(yīng)，有別于現(xiàn)有大多研究基于整體財(cái)政支出視角的分析，能夠更為客觀準(zhǔn)確地評(píng)價(jià)財(cái)政扶貧政策成效，并為財(cái)政扶貧政策的進(jìn)一步完善提供數(shù)據(jù)支撐；二是，采用多個(gè)指標(biāo)度量農(nóng)村貧困及相應(yīng)的減貧成效，佐證扶貧減貧的艱巨性。三是，豐富并完善了財(cái)政扶貧的相關(guān)理論基礎(chǔ)，為財(cái)政扶貧政策的制定與完善提供了一定的理論依據(jù)。

二、財(cái)政扶貧的減貧作用機(jī)理

“扶貧”是具有公共品屬性的逆市場(chǎng)調(diào)節(jié)行為，其旨在調(diào)節(jié)收入分配、維護(hù)社會(huì)公平，羅爾斯的社會(huì)福利論為政府承擔(dān)扶貧職責(zé)提供了重要的理論支撐。羅爾斯的社會(huì)福利函數(shù)為：W=min(U1,U2,…,Un)，其中，Un表示社會(huì)中某一個(gè)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(huì)福利函數(shù)曲線

當(dāng)W=min(U1,U2)時(shí)，福利水平是一條L型的曲線，垂直線段上點(diǎn)U2的運(yùn)動(dòng)表示此時(shí)的社會(huì)福利水平取決于U1的最低效用，U2的向上無(wú)限平移并不能使總效用增加；水平線段上點(diǎn)U1的運(yùn)動(dòng)表示此時(shí)的社會(huì)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(wú)限平移并不能使總效用增加。社會(huì)福利水平最大化的分配點(diǎn)處于L型的直角點(diǎn)。該函數(shù)的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義在于，社會(huì)中最低效用水平的個(gè)體或群體決定著整個(gè)社會(huì)的福利水平，社會(huì)福利最大化標(biāo)準(zhǔn)應(yīng)該是使境況最糟的人的效用最大化，因?yàn)榫硾r最糟的人的效用最小。其政策含義在于，社會(huì)政策應(yīng)當(dāng)采取最大化最小值的政策，也就是說(shuō)，要使社會(huì)中最貧困的人群和最落后的地區(qū)實(shí)現(xiàn)效用最大化，以實(shí)現(xiàn)社會(huì)福利最大化。這為政府扶貧提供了理論支撐和方向。

財(cái)政作為國(guó)家治理的基礎(chǔ)和重要支柱，是政府履行扶貧職責(zé)、實(shí)現(xiàn)貧困治理的重要工具。根據(jù)馬斯格雷夫?qū)τ谪?cái)政職能的經(jīng)典界定，公共財(cái)政具有資源配置、收入分配和經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定與發(fā)展三項(xiàng)基本職能，而這三項(xiàng)職能均體現(xiàn)了較強(qiáng)的減貧取向。(1)資源配置職能的減貧取向。對(duì)于貧困地區(qū)，政府可以依托財(cái)政投入手段，一方面大力實(shí)施農(nóng)田建設(shè)、水土流失治理等，另一方面深入開展義務(wù)教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會(huì)保障、救災(zāi)撫恤等。通過(guò)對(duì)這些公共品和服務(wù)等資源的優(yōu)化配置，緩解制約貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)設(shè)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(guò)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(wù)的需求，并力求實(shí)現(xiàn)公共服務(wù)均等化目標(biāo)，縮小人們之間的生活水平差距，同時(shí)從根本上預(yù)防和抑制新增貧困。對(duì)于農(nóng)村極度貧困人口，實(shí)施兜底性政策保障，為其提供初等教育和初級(jí)醫(yī)療保健及養(yǎng)老服務(wù)，進(jìn)而改善貧困人口福利，提高貧困人口抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力，促進(jìn)貧困人口收入的可持續(xù)增加，最終脫離貧困。(3)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定與發(fā)展職能的減貧取向。財(cái)政的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展職能與減貧是相輔相成的，只有經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展，才能減緩貧困，實(shí)現(xiàn)社會(huì)公平，進(jìn)而提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量。在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展的過(guò)程中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“涓滴效應(yīng)”會(huì)促進(jìn)貧困人口的收入伴隨國(guó)民收入的增長(zhǎng)而相應(yīng)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(hù)、資源節(jié)約的良性循環(huán)，從而實(shí)現(xiàn)貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)、社會(huì)和生態(tài)的可持續(xù)發(fā)展。

財(cái)政專項(xiàng)扶貧直接作用于貧困群體，依托于扶貧項(xiàng)目的實(shí)施，通過(guò)擴(kuò)大灌溉、道路、水利和電力通訊等農(nóng)村基建投資，進(jìn)一步增強(qiáng)了貧困地區(qū)的物質(zhì)資本。一方面，通過(guò)消除制約農(nóng)村貧困地區(qū)發(fā)展的瓶頸，降低農(nóng)業(yè)投入成本，從而提高農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)部門的生產(chǎn)率；另一方面，通過(guò)提高貧困地區(qū)的資本投入，直接形成對(duì)社會(huì)資源和要素的需求與配置，進(jìn)而拉動(dòng)社會(huì)投資和農(nóng)民就業(yè)，增強(qiáng)貧困農(nóng)民獲取收入的能力，實(shí)現(xiàn)脫貧致富。

三、實(shí)證設(shè)計(jì)

(一)模型設(shè)置

本文采用協(xié)整分析方法考察宏觀經(jīng)濟(jì)層面的財(cái)政專項(xiàng)扶貧減貧效應(yīng)。模型設(shè)定在借鑒呂瑋等(2008)的基礎(chǔ)上，引入了收入分配指標(biāo)。所建立的農(nóng)村貧困方程為：

H0=f(inc,dis,G)

(1)

其中：inc表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，采用地區(qū)人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)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(nóng)村居民基尼系數(shù)衡量；G表示政府專項(xiàng)扶貧支出，主要包括以工代賑資金、財(cái)政貼息貸款和財(cái)政發(fā)展資金等。

該方程顯示了農(nóng)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(quán)貧困缺口率(FGT)三個(gè)指數(shù)測(cè)算貧困變化，分別反映貧困廣度、貧困深度和貧困強(qiáng)度。相應(yīng)的計(jì)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(gè)貧困人口的收入，N是總?cè)丝跀?shù)，q是貧困人口數(shù)。H度量了收入低于貧困線的人口數(shù)量在總?cè)丝谥兴急戎兀撝笖?shù)最為簡(jiǎn)單直觀，但卻無(wú)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(biāo)準(zhǔn)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(shù)額以實(shí)現(xiàn)全部脫貧，該指數(shù)雖有助于了解貧困人口的總體貧困深度，但無(wú)法反映貧困人口內(nèi)部的收入分布狀況；FGT指標(biāo)，對(duì)于貧困程度更嚴(yán)重的貧困人口，賦予更高的衡量權(quán)重，反映了貧困人口內(nèi)部收入分配狀況的改善或惡化。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究的樣本區(qū)間為1995—2015年，數(shù)據(jù)主要源自歷年的《中國(guó)財(cái)政年鑒》、《中國(guó)農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》、《中國(guó)住戶調(diào)查年鑒》以及《中國(guó)農(nóng)村貧困監(jiān)測(cè)報(bào)告》等。測(cè)量農(nóng)村貧困的各個(gè)指標(biāo)，先采用歷年全國(guó)農(nóng)村人口人均純收入分組數(shù)據(jù)，計(jì)算Lorenz曲線的函數(shù)形式，再通過(guò)世界銀行貧困計(jì)算軟件POVCAL來(lái)獲取。其中，1995—2009年按照農(nóng)村居民家庭人均純收入的20層次分組，并考慮家戶人口進(jìn)行核算；2010—2015年按照農(nóng)村居民家庭收入5等分分組，并考慮家戶人口進(jìn)行核算。由于收入數(shù)據(jù)只有各組收入的上下限，沒(méi)有核算各組的平均收入值，為便于估計(jì)Lorenz曲線，本文借鑒章澤武(2007)的做法，將最高收入組的均值設(shè)定為該收入組下限的130%，而最低收入組的均值設(shè)定為該收入組上限的80%，其余收入組的均值設(shè)定為該收入組的中間值。

本文采用Lorenz曲線估計(jì)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(jì)系數(shù)。

以2015年為例，運(yùn)用農(nóng)村人均可支配收入5等份分組數(shù)據(jù)，首先，換算出各收入組居民人口比例，結(jié)果見表1；然后，根據(jù)表1中p和L的數(shù)據(jù)，采用世界銀行POVCAL貧困計(jì)算軟件，運(yùn)用OLS方法估計(jì)擬合GQ Lorenz曲線的系數(shù)，并計(jì)算相應(yīng)的貧困指數(shù)，結(jié)果見表2。

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

表1 2015年農(nóng)村居民人均可支配收入分組數(shù)據(jù)及Lorenz曲線數(shù)據(jù)點(diǎn)

資源來(lái)源：根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒(2016)》相關(guān)數(shù)據(jù)整理并計(jì)算。

表2 GQ系數(shù)及2015年貧困指數(shù)估計(jì)結(jié)果

四、實(shí)證分析

(一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于采用的是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，經(jīng)典回歸分析的最基本假設(shè)是時(shí)間序列的平穩(wěn)性，為確?；貧w分析的有效性，避免出現(xiàn)偽回歸，需要先對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

圖2相關(guān)指標(biāo)的時(shí)序

由相關(guān)指標(biāo)的時(shí)序圖(圖2)可見，ln H、ln PG、ln FGT、ln G、ln inc和ln dis均表現(xiàn)出隨時(shí)間變化而明顯上升和下降的趨勢(shì)，含有趨勢(shì)項(xiàng)和截距項(xiàng)，由此可基本判斷該時(shí)間序列具有非穩(wěn)定性。因此，為了后續(xù)的協(xié)整性檢驗(yàn)，需要先對(duì)時(shí)間序列平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

本文采用ADF(Augmented Dickey-Filler)檢驗(yàn)方法，即通過(guò)比較實(shí)際值與臨界值的大小來(lái)檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性，并確定其單整階數(shù)，結(jié)果見表3。

表3 變量序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

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

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(jù)協(xié)整關(guān)系的基本要求，只有同階平穩(wěn)的時(shí)間序列才可能產(chǎn)生協(xié)整關(guān)系，因而，接下來(lái)分別以lnH、ln PG、ln FGT與ln G、ln inc、ln dis進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

(二)協(xié)整檢驗(yàn)

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

表4的特征根跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)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(gè)協(xié)整關(guān)系，說(shuō)明財(cái)政扶貧與農(nóng)村貧困發(fā)生率之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。據(jù)此估計(jì)出貧困發(fā)生率標(biāo)準(zhǔn)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(xiàng)，圓括號(hào)所注數(shù)據(jù)為標(biāo)準(zhǔn)差，方括號(hào)所注數(shù)據(jù)為t值。從中可知，長(zhǎng)期來(lái)看，財(cái)政扶貧和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)降低農(nóng)村貧困發(fā)生率發(fā)揮著積極作用，而農(nóng)村居民收入分配惡化會(huì)提高農(nóng)村貧困發(fā)生率。具體而言，貧困發(fā)生率對(duì)財(cái)政扶貧支出的長(zhǎng)期彈性為-0.63，表明從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，財(cái)政扶貧支出每增長(zhǎng)1%，農(nóng)村貧困發(fā)生率會(huì)下降0.63個(gè)百分點(diǎn)，并且統(tǒng)計(jì)意義顯著。同理，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的長(zhǎng)期彈性為-0.08，表明從長(zhǎng)期看，人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每增長(zhǎng)1%，農(nóng)村貧困發(fā)生率會(huì)降低0.08個(gè)百分點(diǎn)，減貧效果較弱，這也在一定程度上說(shuō)明，低收入群體所分享到的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效益較少。貧困發(fā)生率對(duì)收入分配的長(zhǎng)期彈性為1.13，表明從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，收入分配差距每提高1%，農(nóng)村貧困發(fā)生率將增加1.13個(gè)百分點(diǎn)，并且統(tǒng)計(jì)意義顯著。這也在一定程度上解釋了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的負(fù)向拉動(dòng)強(qiáng)度較弱，因?yàn)槭杖敕峙錉顩r的惡化消減了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的減貧效應(yīng)。

表4 基于ln H的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表5中的特征根跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值檢驗(yàn)結(jié)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(gè)協(xié)整關(guān)系，說(shuō)明財(cái)政扶貧與農(nóng)村貧困缺口率之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。據(jù)此估計(jì)出貧困缺口率標(biāo)準(zhǔn)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(yàn)結(jié)果

表6中的特征根跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值檢驗(yàn)結(jié)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(gè)協(xié)整關(guān)系，說(shuō)明財(cái)政扶貧與加權(quán)貧困缺口率之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。據(jù)此估計(jì)出加權(quán)貧困缺口率標(biāo)準(zhǔn)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(yàn)結(jié)果

式(6)和式(7)表明，財(cái)政扶貧資金與貧困缺口率、加權(quán)貧困缺口率有正向關(guān)系，且系數(shù)在統(tǒng)計(jì)意義上顯著，這從側(cè)面說(shuō)明我國(guó)政府的財(cái)政扶貧資金在改善貧困人口深度與強(qiáng)度狀況方面并沒(méi)有發(fā)揮積極作用。財(cái)政扶貧資金有助于貧困線附近貧困人口的脫貧，但對(duì)于遠(yuǎn)離貧困線的深度貧困人口作用微弱。也就是說(shuō)，財(cái)政專項(xiàng)并未發(fā)揮調(diào)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(dǎo)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(cái)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(jié)構(gòu)需要進(jìn)一步優(yōu)化。

由式(6)和式(7)還可知，人均國(guó)民收入對(duì)貧困發(fā)生率和加權(quán)貧困發(fā)生率均具有反向作用，表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是農(nóng)村貧困人口狀況改善的長(zhǎng)期主要原因，即“涓滴效應(yīng)”明顯，統(tǒng)計(jì)意義上顯著。人均生產(chǎn)總值水平每提高1%，貧困深度減少1.51個(gè)百分點(diǎn)，貧困強(qiáng)度減少2.19個(gè)百分點(diǎn)。這說(shuō)明農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，有助于改善遠(yuǎn)離貧困線的貧困人口狀況以及貧困人口內(nèi)部收入分配狀況，進(jìn)而提升農(nóng)村人口整體福利水平。

此外，式(6)和式(7)也清晰顯示，農(nóng)村基尼系數(shù)對(duì)貧困發(fā)生率和加權(quán)貧困發(fā)生率具有正向作用，且統(tǒng)計(jì)意義顯著。農(nóng)村基尼系數(shù)每提高1%，貧困深度將增加1.56個(gè)百分點(diǎn)，貧困強(qiáng)度將增加1.67個(gè)百分點(diǎn)，表明農(nóng)村居民收入差距的拉大，會(huì)直接加劇農(nóng)村的深度貧困，進(jìn)一步惡化貧困人口內(nèi)部收入分配狀況。

(三)向量誤差修正模型

根據(jù)向量誤差修正模型原理，在上述協(xié)整方程式的基礎(chǔ)上，同時(shí)結(jié)合本文研究的核心問(wèn)題，建立了闡釋農(nóng)村貧困指標(biāo)變動(dòng)影響因素的向量誤差修正模型，回歸結(jié)果見表7。

表7 貧困指標(biāo)的向量誤差修正回歸結(jié)果

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著；括號(hào)內(nèi)數(shù)據(jù)為標(biāo)準(zhǔn)誤。

由表7可知，貧困發(fā)生率的誤差修正項(xiàng)系數(shù)為-1.26，符合反向修正機(jī)制，說(shuō)明當(dāng)期貧困發(fā)生率偏離長(zhǎng)期均衡值時(shí)，誤差修正項(xiàng)將以126%的調(diào)整力度對(duì)下期的農(nóng)村貧困發(fā)生率做出反向修正，使其向長(zhǎng)期均衡值收斂，而且這種修正力度較強(qiáng)。在短期調(diào)整中，滯后1期的財(cái)政扶貧支出對(duì)貧困發(fā)生率產(chǎn)生了向上拉動(dòng)效應(yīng)，影響系數(shù)為0.24，說(shuō)明財(cái)政專項(xiàng)扶貧對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響具有一定的時(shí)滯性，其支出效率有待提高。滯后1期的人均生產(chǎn)總值對(duì)貧困發(fā)生率產(chǎn)生向下拉動(dòng)效應(yīng)，其影響系數(shù)為2.93，且統(tǒng)計(jì)意義上顯著。

貧困缺口率和加權(quán)貧困缺口率的誤差修正項(xiàng)的系數(shù)分別為-0.01和-0.15，符合反向修正機(jī)制，說(shuō)明當(dāng)期貧困缺口率和加權(quán)貧困缺口率偏離長(zhǎng)期均衡值時(shí)，誤差修正項(xiàng)將分別以1%和1.5%的調(diào)整力度對(duì)下期的貧困缺口率和加權(quán)貧困缺口率做出反向修正，使它們向長(zhǎng)期均衡值收斂，但這種修正力度較弱，統(tǒng)計(jì)上也不顯著。在短期調(diào)整中，滯后1期的財(cái)政專項(xiàng)扶貧支出對(duì)貧困缺口率和加權(quán)貧困缺口率，均產(chǎn)生了向上拉動(dòng)效應(yīng)，雖然統(tǒng)計(jì)意義不顯著，但一定程度說(shuō)明財(cái)政扶貧對(duì)于改善極度貧困人口狀況，調(diào)節(jié)貧困人口收入分配狀況，具有一定的時(shí)滯性，其支出效率有待提高。滯后1期的人均生產(chǎn)總值對(duì)貧困缺口率和加權(quán)貧困缺口率均產(chǎn)生向下拉動(dòng)效應(yīng)，且統(tǒng)計(jì)意義顯著，說(shuō)明我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)體現(xiàn)了益貧性，尤其是改善了距離貧困線較遠(yuǎn)的貧困人口狀況，同時(shí)調(diào)節(jié)了貧困線以下人口的收入分配狀況。

(四)脈沖響應(yīng)分析

為考察政府扶貧行為的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)效應(yīng)，本文將在VEC模型基礎(chǔ)上進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析和方差分解，主要考察專項(xiàng)扶貧等對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)影響。

脈沖響應(yīng)分析的目的在于研究在一個(gè)系統(tǒng)中，當(dāng)某一擾動(dòng)發(fā)生時(shí)，系統(tǒng)隨后的變動(dòng)在多大程度上受擾動(dòng)的影響。接下來(lái)，本文選取為期10年的響應(yīng)期，考察農(nóng)村貧困發(fā)生率對(duì)財(cái)政扶貧、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和農(nóng)村收入分配的脈沖響應(yīng)曲線，描述其沖擊的長(zhǎng)期響應(yīng)態(tài)勢(shì)。圖3是基于VEC模型的ln H脈沖響應(yīng)圖，反映了我國(guó)農(nóng)村貧困發(fā)生率對(duì)財(cái)政扶貧等經(jīng)濟(jì)因素1個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差的脈沖響應(yīng)。

3.1 ln H對(duì)ln G的脈沖響應(yīng)

3.2 ln H對(duì)ln inc的脈沖響應(yīng)

3.3 ln H對(duì)ln dis的脈沖響應(yīng)

3.4 ln H對(duì)ln H的脈沖響應(yīng)

圖3.1顯示了農(nóng)村貧困發(fā)生率對(duì)財(cái)政扶貧支出1個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的脈沖響應(yīng)。對(duì)于財(cái)政扶貧的沖擊，農(nóng)村貧困發(fā)生率的響應(yīng)呈先減少后增加再減少的波動(dòng)特點(diǎn)。具體時(shí)間軌跡為：在前3期內(nèi)有小幅振動(dòng)，但總體是負(fù)向拉動(dòng)的；自第4期后，沖擊力度逐漸轉(zhuǎn)為正向拉動(dòng)，拉動(dòng)強(qiáng)度先遞增后減??；至第7期，沖擊力度又逐漸轉(zhuǎn)為負(fù)向拉動(dòng)，呈現(xiàn)穩(wěn)定且漸強(qiáng)趨勢(shì)。長(zhǎng)期來(lái)看，財(cái)政扶貧的增加對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率具有反向拉動(dòng)效應(yīng)，且這種拉動(dòng)效應(yīng)具有較長(zhǎng)的持續(xù)性。圖3.2顯示了農(nóng)村貧困發(fā)生率對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平1個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的脈沖響應(yīng)。農(nóng)村貧困發(fā)生率對(duì)人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的脈沖響應(yīng)總體呈負(fù)向拉動(dòng)的特點(diǎn)。具體時(shí)間軌跡為：農(nóng)村貧困發(fā)生率的瞬時(shí)和短期響應(yīng)是負(fù)向波動(dòng)。在人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增加當(dāng)期，農(nóng)村貧困發(fā)生率大幅下降；第2至4期呈小幅波動(dòng)；第5期之后，沖擊力度逐漸趨于平穩(wěn)，并保持長(zhǎng)期穩(wěn)定的負(fù)向拉動(dòng)。從長(zhǎng)期來(lái)看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率有反向拉動(dòng)效應(yīng)，且這種效應(yīng)具有較強(qiáng)的可持續(xù)性。圖3.3顯示了農(nóng)村貧困發(fā)生率對(duì)農(nóng)村居民收入分配1個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的脈沖響應(yīng)。從中可以發(fā)現(xiàn)，長(zhǎng)期來(lái)看，農(nóng)村居民基尼系數(shù)對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率具有同向拉動(dòng)效應(yīng)，且這種效應(yīng)具有較長(zhǎng)的持續(xù)性。

(五)方差分解

方差分解通過(guò)分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)率，用于進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。圖4是基于VEC模型的方差分解圖，反映了財(cái)政扶貧、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入分配對(duì)于促進(jìn)農(nóng)村貧困發(fā)生率降低的貢獻(xiàn)率。其中，橫軸表示滯后期間數(shù)，縱軸表示各變量對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的貢獻(xiàn)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(shù)據(jù)的分析結(jié)果來(lái)看，我國(guó)財(cái)政扶貧支出對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的貢獻(xiàn)率一直處于相對(duì)穩(wěn)定的水平，自第1期開始就維持在2%，表明我國(guó)財(cái)政專項(xiàng)扶貧支出對(duì)于農(nóng)村貧困發(fā)生率的減少產(chǎn)生了積極穩(wěn)定的影響。然而，相對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入分配，財(cái)政專項(xiàng)扶貧支出的貢獻(xiàn)率比重偏低。

圖4還反映了ln inc和ln dis對(duì)ln H的貢獻(xiàn)率。根據(jù)圖4.3所示，人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的貢獻(xiàn)率較高，從第1期到第3期急速增加，達(dá)到峰值，約36%；自第4期以后，穩(wěn)定在27%左右。長(zhǎng)期來(lái)看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可以有效降低農(nóng)村貧困發(fā)生率，促進(jìn)人均生產(chǎn)總值增長(zhǎng)。圖4.4顯示，農(nóng)村居民收入分配對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的貢獻(xiàn)率也處于相對(duì)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(duì)于農(nóng)村貧困發(fā)生率的減少產(chǎn)生了積極作用。

脈沖響應(yīng)分析和方差分解結(jié)果顯示了財(cái)政專項(xiàng)扶貧、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、收入分配等對(duì)于農(nóng)村貧困發(fā)生率的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)影響，各指標(biāo)每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)減少農(nóng)村貧困發(fā)生率的具體貢獻(xiàn)見表8。從中可見，財(cái)政專項(xiàng)扶貧對(duì)于農(nóng)村減貧產(chǎn)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入分配，貢獻(xiàn)度偏低，這再次印證了向量誤差修正模型的結(jié)果，即貧困發(fā)生率長(zhǎng)期均衡值收斂，但在短期調(diào)整中，財(cái)政專項(xiàng)扶貧的減貧效應(yīng)具有一定時(shí)滯性，支出效率有待提高。

表8 相關(guān)變量對(duì)ln H方差分解的貢獻(xiàn)率(%)

五、結(jié)論與政策建議

本文運(yùn)用1995—2015年間我國(guó)農(nóng)村居民收入分組序列數(shù)據(jù)，采用向量誤差修正模型及在此基礎(chǔ)上的脈沖響應(yīng)分析和方差分解，考察了財(cái)政專項(xiàng)扶貧對(duì)緩解農(nóng)村貧困的影響。結(jié)果表明：財(cái)政扶貧支出每增長(zhǎng)1%，農(nóng)村貧困發(fā)生率會(huì)下降0.63個(gè)百分點(diǎn)，具有顯著的負(fù)向拉動(dòng)作用，并且具有持續(xù)穩(wěn)定性，說(shuō)明財(cái)政扶貧對(duì)于農(nóng)村減貧發(fā)揮了積極作用，促進(jìn)了農(nóng)村貧困人口的持續(xù)下降；從貧困深度和貧困強(qiáng)度角度來(lái)看，財(cái)政扶貧對(duì)于遠(yuǎn)離貧困線的深度貧困人口的調(diào)節(jié)作用微弱，調(diào)節(jié)貧困線以下的農(nóng)村貧困人口的收入分配功能有待提高；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是我國(guó)農(nóng)村減貧的重要?jiǎng)恿?，人均?guó)內(nèi)生產(chǎn)總值提高1%，貧困深度指標(biāo)減少1.51個(gè)百分點(diǎn)，貧困強(qiáng)度指標(biāo)減少2.19個(gè)百分點(diǎn)，且統(tǒng)計(jì)意義顯著，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，有助于改善遠(yuǎn)離貧困線的深度貧困狀況以及貧困線下的貧困人口內(nèi)部收入分配狀況，提升農(nóng)村人口整體福利水平；隨著基尼系數(shù)的擴(kuò)大，農(nóng)村貧困發(fā)生率增加，貧困深度和貧困強(qiáng)度加劇，且統(tǒng)計(jì)意義顯著。

財(cái)政專項(xiàng)對(duì)貧困深度和貧困強(qiáng)度的調(diào)節(jié)作用相對(duì)較弱，本文認(rèn)為，原因一方面可能與財(cái)政專項(xiàng)扶貧的資金規(guī)模及結(jié)構(gòu)存在直接關(guān)系。其中，財(cái)政發(fā)展資金主要用于農(nóng)村社區(qū)綜合發(fā)展項(xiàng)目，并不能直接影響深度貧困農(nóng)民的收支分配和生活水平；財(cái)政貼息貸款項(xiàng)目具有一定的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，因而申請(qǐng)且可以獲取的主體一般為農(nóng)村龍頭企業(yè)、富裕農(nóng)戶及貧困戶中的較易脫貧者；以工代賑資金，所有貧困農(nóng)民都可以通過(guò)參加生產(chǎn)性基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，獲取勞務(wù)報(bào)酬，這可以有效改善深度貧困農(nóng)民的收入水平。因而，在財(cái)政專項(xiàng)扶貧構(gòu)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(diào)節(jié)貧困人口內(nèi)部收入分配的功能。然而，自實(shí)施以工代賑以來(lái)，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(guó)較大的貧困人口基數(shù)，投入規(guī)模顯著不足。另一方面，現(xiàn)行扶貧投入管理制度也是導(dǎo)致減貧效應(yīng)尚待提高的重要原因。分項(xiàng)投入、多頭管理是我國(guó)扶貧投入和管理機(jī)制的最典型特征，這種安排雖有利于鼓勵(lì)各部門積極參與扶貧，但卻會(huì)引發(fā)條塊分割、相互扯皮等一系列問(wèn)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(zhuǎn)傳遞過(guò)程極易造成損耗，而且還難以施加有效監(jiān)督。

為進(jìn)一步提高財(cái)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(guó)實(shí)踐都證實(shí)，外源資本投入的規(guī)模和力度對(duì)于貧困地區(qū)的發(fā)展具有重要的決定作用，在當(dāng)前乃至今后的相當(dāng)長(zhǎng)一段時(shí)期，農(nóng)村扶貧資金的來(lái)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(duì)貧困現(xiàn)象”，為此，中央財(cái)政逐年增加專項(xiàng)扶貧資金投入規(guī)模，2016年達(dá)到662億元，比2015年增長(zhǎng)43.4%。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)公報(bào)，2017年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值827122億元，比上年增長(zhǎng)6.9%；全國(guó)財(cái)政收入172567億元，比上年增長(zhǎng)7.4%，其中，中央財(cái)政收入81119億元，比上年增長(zhǎng)7.1%。顯然，加大財(cái)政專項(xiàng)扶貧投入規(guī)模，建立扶貧資金投入穩(wěn)定增長(zhǎng)機(jī)制具備現(xiàn)實(shí)可行性。為此，建議參照國(guó)家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)支出占GDP比重達(dá)到4%，規(guī)定扶貧投入占同期GDP或財(cái)政收入的既定比重；或以教育附加費(fèi)的計(jì)征作為參照對(duì)象，征收一定比例的扶貧附加費(fèi)，以此實(shí)現(xiàn)財(cái)政扶貧資金的持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)。與此同時(shí)，要充分調(diào)動(dòng)和提高地方政府扶貧能動(dòng)性和能力，通過(guò)財(cái)政體制改革，一方面賦予地方政府更多的收入支配權(quán)，另一方面加大對(duì)貧困地區(qū)的轉(zhuǎn)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(xiàng)目投入比重。

第二，完善財(cái)政扶貧投入管理制度。建議成立國(guó)家開發(fā)署或扶貧總署來(lái)統(tǒng)籌實(shí)施扶貧計(jì)劃，打破扶貧辦主管扶貧決策和監(jiān)督、其他相關(guān)機(jī)構(gòu)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(quán)統(tǒng)一劃歸扶貧總署，實(shí)現(xiàn)扶貧資金管理權(quán)責(zé)的集中化和一體化。鑒于當(dāng)前各渠道的政府扶貧投入和支農(nóng)投資，絕大多數(shù)都要落實(shí)在縣一級(jí)政府進(jìn)行組織實(shí)施，因而，應(yīng)充分發(fā)揮縣級(jí)政府在資金整合中的優(yōu)勢(shì)。在現(xiàn)實(shí)操作中，由于涉農(nóng)資金整合涉及財(cái)政、農(nóng)業(yè)、林業(yè)、發(fā)改委等多個(gè)部門的利益格局調(diào)整，建議在縣一級(jí)成立由政府主要領(lǐng)導(dǎo)擔(dān)任負(fù)責(zé)人的扶貧和支農(nóng)資金整合協(xié)調(diào)領(lǐng)導(dǎo)小組，而相關(guān)利益部門的主要領(lǐng)導(dǎo)作為協(xié)調(diào)領(lǐng)導(dǎo)小組成員，縣級(jí)政府的扶貧機(jī)構(gòu)集中扶貧決策權(quán)和資金配置權(quán)，改變扶貧項(xiàng)目資金平均分配所導(dǎo)致的項(xiàng)目資金不匹配、重點(diǎn)不突出、到戶率不高等局面。強(qiáng)化財(cái)政扶貧投入的績(jī)效考核，在優(yōu)化政府內(nèi)外監(jiān)督評(píng)價(jià)主體建設(shè)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步完善績(jī)效評(píng)價(jià)指標(biāo)體系：一是增加項(xiàng)目產(chǎn)出類指標(biāo)并賦予科學(xué)權(quán)重，以便將扶貧投入與產(chǎn)出進(jìn)行匹配分析；二是增加對(duì)項(xiàng)目相關(guān)性、可持續(xù)性及貧困人口滿意度的考評(píng)指標(biāo)。在資金預(yù)算過(guò)程中，要高度重視對(duì)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(guò)程中，要進(jìn)一步強(qiáng)化對(duì)貧困項(xiàng)目實(shí)施目標(biāo)以及貧困主體受益狀況等的監(jiān)督。從長(zhǎng)遠(yuǎn)看，可以將財(cái)政扶貧項(xiàng)目和資金管理中發(fā)生的管理費(fèi)納入財(cái)政預(yù)算，進(jìn)而從制度上杜絕扶貧管理部門挪用扶貧事業(yè)管理費(fèi)，以提高財(cái)政扶貧投入使用效率。

第三，堅(jiān)持開發(fā)式扶貧方針，實(shí)施精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略?；诤暧^視角，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是農(nóng)村減貧的重要?jiǎng)恿?，因此，在保證經(jīng)濟(jì)中高速增長(zhǎng)的同時(shí)，需持續(xù)深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量?；谥杏^視角，農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要依托在于發(fā)展農(nóng)業(yè)，因此，支農(nóng)投入需持續(xù)并不斷擴(kuò)大規(guī)模?；谖⒂^視角，貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源動(dòng)力在于貧困人口的自身發(fā)展能力，因此，在強(qiáng)調(diào)政府及社會(huì)扶幫功能的同時(shí)，應(yīng)有序引導(dǎo)貧困地區(qū)和貧困人口逐步了解并走向市場(chǎng)，通過(guò)市場(chǎng)為貧困農(nóng)戶創(chuàng)造機(jī)遇。為此，首先，通過(guò)加強(qiáng)教育和技能培訓(xùn)等手段，提高貧困農(nóng)民的人力資本水平，培養(yǎng)貧困農(nóng)民的市場(chǎng)適應(yīng)能力；其次，鼓勵(lì)和支持貧困地區(qū)農(nóng)民按照自愿互利原則組建農(nóng)民合作組織，提高自身組織能力和自我管理水平，為貧困農(nóng)民平等參與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)創(chuàng)造條件，增強(qiáng)其抵御市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)的能力；最后，完善農(nóng)村農(nóng)貿(mào)市場(chǎng)體系，優(yōu)化貧困農(nóng)村的市場(chǎng)環(huán)境，發(fā)揮當(dāng)?shù)氐馁Y源優(yōu)勢(shì)。值得一提的是，在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的過(guò)程中，還需注重收入分配的公平性，從制度設(shè)計(jì)入手，通過(guò)縮小貧富差距緩解乃至消除絕對(duì)貧困。