肖萍

[摘? ? 要] 在精準扶貧目標下，對扶貧區(qū)域的減貧效應具有較強的理論與政策意義。本文從經(jīng)濟增長、財政支持、產(chǎn)業(yè)發(fā)展三個方面對湖南省貧困地區(qū)減貧效應進行定量分析。首先選取湖南省2005-2017年相關指標，利用因子分析對相關自變量進行降維，提取一個因子命為地區(qū)發(fā)展水平因子，用地區(qū)發(fā)展水平因子表述該地區(qū)經(jīng)濟增長、財政支持和產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況。其次選取貧困發(fā)生率作為減貧效應測度，構建地區(qū)發(fā)展水平因子與貧困發(fā)生率的指數(shù)回歸模型。最終得出地區(qū)發(fā)展水平對湖南省貧困地區(qū)減貧具有一定的效果。

[關鍵詞] 減貧效應;因子分析;指數(shù)模型;精準扶貧;貧困發(fā)生率

doi ： 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2019. 17. 063

[中圖分類號] F323? ? [文獻標識碼]? A? ? ? [文章編號]? 1673 - 0194（2019）17- 0160- 03

0? ? ? 引? ? 言

改革開放30年，國家對扶貧政策支持，無論是直接的扶貧資金支出和支援農(nóng)村生產(chǎn)支出，還是通過公共設施建設，農(nóng)林牧漁投資間接的支持，都會伴隨著農(nóng)村貧困人口的快速減少。Park利用中國所有縣的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，扶貧投入使人均收入逐年增加[1]。扶貧資金投入是實現(xiàn)幫扶貧困群體的主要方式之一，通過直接補助貧困群體或通過扶貧項目改善貧困群體，培育貧困群體的自我發(fā)展能力，實現(xiàn)貧困群體的脫貧。扶貧資金的投入是否公平與合理，效率是否最優(yōu)，都會影響貧困地區(qū)的脫貧進度。但是，這并不必然表明財政支農(nóng)投入增加與農(nóng)村減貧之間存在因果關系。中國農(nóng)村貧困產(chǎn)生的原因很多，國內(nèi)外研究者對減貧效應的影響因素的研究主要集中在教育、產(chǎn)業(yè)、公共基礎設施、財政支出等幾個方面。說明導致農(nóng)村貧困人口較少的因素很多，財政支農(nóng)投入僅僅是其中的一個方面。

在特定的經(jīng)濟環(huán)境和技術水平約束下，財政支農(nóng)投入增長的農(nóng)村減貧效應呈現(xiàn)邊際遞減規(guī)律。影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出及其增長的相關指標有農(nóng)業(yè)資本、財政支農(nóng)投入、農(nóng)業(yè)信貸和農(nóng)戶的資本累計[2]。扶貧資金的投入效果也受地域的影響，改革開放以后，我國的貧困人口在絕對規(guī)模和相對規(guī)模上都是穩(wěn)步下降的，貧困發(fā)生率基本穩(wěn)定在一個很小的比率上，與此同時，財政扶貧資金是穩(wěn)步增加的，扶貧資金在不斷增加的同時脫貧卻越來越困難了。農(nóng)業(yè)投資對脫貧的影響較大，但總的趨勢是減弱的。胡紹雨考察不同途徑的財政農(nóng)村投資來研究最優(yōu)投資組合，發(fā)現(xiàn)財政教育投資對扶貧的效應最大。所有影響扶貧的因素中，對西部地區(qū)的貢獻率最大，其次是中部地區(qū)，最后是東部地區(qū)。也就是說，財政農(nóng)業(yè)投資在貧困人口多、基礎薄弱的地區(qū)，對脫貧的效應顯著。當?shù)貐^(qū)農(nóng)村經(jīng)濟達到一定程度后，財政農(nóng)業(yè)投資的扶貧效應逐漸趨弱[3]。伍艷[4]選取2001-2010年省級面板數(shù)據(jù)進行回歸分析，貧困發(fā)生率對農(nóng)村金融發(fā)展水平的彈性為負值，中國農(nóng)村金融發(fā)展對貧困減少的作用明顯;不同區(qū)域的農(nóng)村金融發(fā)展水平對貧困發(fā)生率影響不同。東部地區(qū)的彈性最大，其次為西部地區(qū)，中部地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展的減貧效應弱。張全紅利用向量自回歸模型就中國的農(nóng)村扶貧基金投入與貧困減少的長、短期關系和Granger因果關系進行了經(jīng)驗研究。從短期來看，農(nóng)村扶貧資金對農(nóng)村貧困減少具有促進作用，但效果不顯著。從長期看扶貧資金抑制了農(nóng)村貧困的減少，但這兩者之間不存在Granger因果關系;經(jīng)濟增長與貧困之間的關系比較復雜，經(jīng)濟增長在減少農(nóng)村貧困人口的同時，加重了貧困深度指數(shù)和貧困強度指數(shù)[5]。郭宏寶研究了農(nóng)村財政投資對脫貧遞減效應的關系，利用常微分公式得出財政農(nóng)業(yè)項目投資對脫貧的貢獻率，促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的財政投資不僅可以提高農(nóng)業(yè)GDP，而且會同時有助于脫貧[6]。張鳳華[7]采用“八七扶貧攻堅”期間和新世界“農(nóng)村扶貧開發(fā)”兩個發(fā)展時期的省級面板數(shù)據(jù)，運用計量模型將產(chǎn)業(yè)結構、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件、農(nóng)業(yè)扶貧與發(fā)展政策等關鍵性的中間變量進行回歸分析，得出經(jīng)濟增長和收入不平等以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件等因素對農(nóng)村減貧的具有顯著影響。

根據(jù)以上的文獻可知，對于經(jīng)濟增長與減貧的關系，大部分研究者共同的發(fā)現(xiàn)了經(jīng)濟增長對脫貧并沒有直接的影響，而是通過經(jīng)濟增長過程中收入不平等狀況的變化來影響減貧。如果經(jīng)濟增長并沒有提高農(nóng)村居民可支配收入，農(nóng)村居民消費水平不高的話，經(jīng)濟增長對減貧的效應是無效的。所以本文選取了GDP、農(nóng)村居民可支配收入和農(nóng)村居民消費水平三個指標來研究經(jīng)濟增長對減貧的效應。

國家對減貧支持的作用主要從兩個途徑展開：第一，通過政府的財政直接轉(zhuǎn)移支付來提高農(nóng)戶的收入，例如扶貧資金支出，支援農(nóng)村生產(chǎn)支出等;第二，通過公共設施建設，農(nóng)林牧漁投資間接的支持。所以本文選取了扶貧資金支出、支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、農(nóng)林牧漁投資等指標代表政府扶貧支持對減貧的效應。

財政支農(nóng)并不能使得脫貧可持續(xù)化，在利用國家“輸血”的同時，應該注重貧困地區(qū)自身的“造血”功能，通過自身產(chǎn)業(yè)發(fā)展來實現(xiàn)脫貧。本文選取旅游總收入指標和農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值指標代表地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展狀況。

1? ? ? 變量選取

本文選取了湖南省2005-2017年相關指標。因變量P是農(nóng)村貧困發(fā)生率。自變量包括了四個方面的影響因素：第一，GDP代表了湖南省經(jīng)濟增長水平;第二，農(nóng)村居民可支配收入和農(nóng)村居民消費水平，體現(xiàn)了農(nóng)村人口的購買水平;第三，扶貧資金支出，支援農(nóng)村生產(chǎn)支出，農(nóng)林牧漁投資，體現(xiàn)了政府對扶貧的政策性支持;第四，農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值，旅游總收入，體現(xiàn)了貧困地區(qū)自身依托產(chǎn)業(yè)結構脫貧。

2? ? ? 實證分析

多變量大樣本無疑會為扶貧效應研究提供豐富的信息，但是在大多數(shù)情況下，由于許多變量之前可能相關，增加了問題分析的復雜性，同時對分析帶來不便。如果分別分析每個指標，分析又可能是孤立的，無法綜合分析。盲目減少指標會損失很多信息，容易產(chǎn)生錯誤的結論。因此需要找到一個合理的方法，減少分析指標的同時，盡量減少原指標包含信息的損失，對所收集的資料做全面的分析。由于各變量存在一定的相關關系，因此有可能用較少的綜合指標，分別綜合存在與各變量中的各類信息，將研究變得更簡單。

提取方法：主成分分析。

表2對8個變量進行因子分析，選出能夠承載大部分變量作用的因子，當因子的方差累積貢獻率達到80%時，默認這些因子可以解釋大部分的因素，本文中的因子為1時，累積方差貢獻率達到94.28%，即一個因子解釋原始變量的94.28%的變異。所以選取一個因子，最后確定一個主成分（REGR factor 1），命名為地區(qū)發(fā)展指標（E），該指標包括了地區(qū)經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)發(fā)展、農(nóng)村居民收入、農(nóng)村居民消費水平、政府財政支持等內(nèi)容。

為了研究湖南省經(jīng)濟發(fā)展對貧困減少的作用，選取經(jīng)濟發(fā)展指標（E）和貧困發(fā)生率（P）做回歸分析，從散點圖可知兩變量近似服從指數(shù)分布，對其構建指數(shù)分布回歸模型。指數(shù)模型結果如表3、表4、表5所示。

ANOVA為方差分析結果：指數(shù)模型的F值為5.835，P值小于0.05，說明回歸方程具有統(tǒng)計意義。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平影響減貧效應。

指數(shù)模型：貧困發(fā)生率與地區(qū)發(fā)展水平因子呈負相關，地區(qū)發(fā)展水平受地區(qū)經(jīng)濟增長、政府財政支持、農(nóng)村居民收入、農(nóng)村居民消費水平、產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響。證明了地區(qū)發(fā)展水平在農(nóng)村減貧中的重要地位。

3? ? ? 小? ? 結

本文利用2005-2017年的省級數(shù)據(jù)，選取了GDP、扶貧資金支出、支援農(nóng)村生產(chǎn)支出、農(nóng)村居民可支配收入、農(nóng)村居民消費水平、農(nóng)林牧漁投資、農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值、旅游業(yè)總收入這八個變量進行因子分析，提取一個因子代表地區(qū)發(fā)展水平，構造地區(qū)發(fā)展水平因子與貧困發(fā)生率的指數(shù)模型，

經(jīng)濟增長并不能直接影響脫貧，而是通過收入不平等狀況的變化來影響減貧，光靠財政支農(nóng)無法對脫貧的可持續(xù)性有幫助，財政支農(nóng)并不能使得脫貧可持續(xù)化，在利用國家“輸血”的同時，應該注重貧困地區(qū)自身的“造血”功能，通過自身產(chǎn)業(yè)發(fā)展來實現(xiàn)脫貧。貧困人口大多集中在農(nóng)村，農(nóng)業(yè)發(fā)展水平直接決定了農(nóng)村居民收入，依靠政府農(nóng)林牧漁投資和自身發(fā)展農(nóng)林牧漁可以增加農(nóng)村居民收入，農(nóng)村擁有自然資源稟賦的地區(qū)可以依托旅游特色業(yè)務來發(fā)展經(jīng)濟。

主要參考文獻

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