韓松霖，唐文層

一、引言

目前的扶貧措施大多是圍繞增加農(nóng)民純收入，在農(nóng)業(yè)種植業(yè)、加工業(yè)、涉農(nóng)服務業(yè)發(fā)展上下功夫，這些措施取得了很好的成果，在短期解決貧困人口“兩不愁、三保障”方面有著巨大的貢獻。但是，如何使這項成果成為長效機制，是未來脫離“相對貧困”的一個關鍵。從根本上來講，“兩不愁、三保障”以后，還是要在增強當?shù)厣鐣Ｕ夏芰Α⒃黾铀诘貐^(qū)財政收入等方面做文章。2008年我國基尼系數(shù)為0.491，逼近0.5，城鄉(xiāng)居民收入差距較大；2018年我國基尼系數(shù)為0.468，相比以往城鄉(xiāng)收入之間的差距有所降低。截至2020年底，按照中國現(xiàn)行標準，將近1億的農(nóng)村貧困人口全部完成脫貧，中國的脫貧攻堅戰(zhàn)取得了全面勝利。但是，這并不意味著相關工作的結束，如何把脫貧攻堅成果鞏固好、拓展好，防止返貧，最終更好地實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興，是目前各級鄉(xiāng)村振興部門和脫貧地區(qū)的首要任務。因此，研究普惠金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化與政府支出的減貧效應，仍具有十分積極的現(xiàn)實意義。

在研究普惠金融對脫貧攻堅工作作用方面，部分研究學者提出普惠金融發(fā)展可以進一步通過改善收入分配來減少貧困，對貧困家庭減輕家庭經(jīng)濟壓力具有積極作用。但是，也有部分學者研究得出普惠金融發(fā)展不利于貧困減緩，甚至會有負向作用。Chakraborty[1]基于Greenwood、Jovanovic的研究進一步驗證金融發(fā)展對貧困減緩存在倒U型關系，即存在先惡化后改善效應[2]。另外，在新冠肺炎疫情沖擊、中美貿易摩擦等外部不確定因素的影響下，提升城鎮(zhèn)化等基礎設施建設可作為未來經(jīng)濟發(fā)展新目標動力之一。當前，城鎮(zhèn)化水平成為鄉(xiāng)村振興的重要載體，在引導資源集聚、提高生產(chǎn)效率、促進剩余勞動力利用、產(chǎn)業(yè)結構升級、經(jīng)濟收入增長、降低貧困發(fā)生率方面具有重要作用。此外，政府支出也是鞏固脫貧成果、精準幫扶的又一重要政策，能夠切實保障農(nóng)村地區(qū)發(fā)展，實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興。

基于上述背景分析，本文發(fā)現(xiàn)研究普惠金融發(fā)展或城鎮(zhèn)化的減貧效應文獻較多，但將幾項置于同一框架下進行分析則較少?；诖?，本文提出以下問題：第一，我國普惠金融發(fā)展對減緩貧困是否存在先惡化后改善效應？第二，普惠金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化水平如何一起影響減貧效應？第三，在兼顧政府支出的條件下，其與普惠金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化水平如何協(xié)同作用于減貧效應？本文嘗試將上述問題置于同一框架進行分析，將普惠金融與城鎮(zhèn)化、政府支出三者作為交互項進行系統(tǒng)研究。首先，通過文獻梳理，借鑒普惠金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化等研究減貧效應的經(jīng)驗；其次，分析如何傳導并降低貧困發(fā)生率；最后，再選擇31個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的相關數(shù)據(jù)，通過動態(tài)GMM模型進行檢驗。此外，在上述基礎上進一步利用門檻模型驗證是否存在對貧困減緩的門檻效應，從不同渠道、不同維度來分析減貧效應，進而為實現(xiàn)脫離“相對貧困”發(fā)展提供理論支撐和現(xiàn)實指導，同時也為鞏固脫貧攻堅成果、防止返貧、實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興等工作提供相應參考。

二、文獻綜述

首先，已有的研究普惠金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化以及政府支出的減貧效應分析的相關文獻，更多的是關于普惠金融或城鎮(zhèn)化單獨減緩貧困效應的研究。在普惠金融發(fā)展方面，有學者認為普惠金融的發(fā)展可以有效減緩貧困，但同時也存在著不利于貧困減緩的觀點。國外學者Thorsten Beck等驗證了普惠金融發(fā)展可促進減貧效應，尤其是普惠金融對貧困人口可以產(chǎn)生積極影響[3]。此外，Ardic等選取跨國數(shù)據(jù)進行實證分析，研究全球56%的無銀行成年人數(shù)量，分析存款和貸款服務的獲取狀態(tài)以及零售網(wǎng)絡的圍，發(fā)現(xiàn)普惠金融發(fā)展可減少收入不平等，提高收入水平[4]。Santoso等通過分析普惠金融發(fā)展對貧困家庭的影響，發(fā)現(xiàn)信息和通信技術與金融部門之間更好的合作將有可能促進數(shù)字普惠金融的發(fā)展，從而有助于縮小金融基礎設施差距，進一步降低貧困[5]。國內學者朱一鳴[6]、杜強[7]等基于我國省級面板數(shù)據(jù)分析普惠金融發(fā)展的減貧效應，研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展、教育、基礎設施、財政支農(nóng)等對貧困減緩存在正效應。呂勇斌[8]、顧曉安[9]等基于空間計量分析，利用我國省際數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，普惠金融發(fā)展能夠直接減貧并且具有空間溢出效應。汪曉文[10]、唐文進[11]等分別從全國以及不同區(qū)域的角度對普惠金融減緩貧困的效應進行深入的探討，發(fā)現(xiàn)在前者視角下，普惠金融的發(fā)展具有明顯的減貧效應；而在后者視角下，不同區(qū)域之間各方面存在的差異，使普惠金融減緩貧困效應也存在不同，主要呈現(xiàn)出西南、西北地區(qū)較弱，東部地區(qū)較強的特征。另有觀點認為普惠金融發(fā)展對貧困減緩是先惡化后改善。Chakraborty、Bernhardt等發(fā)現(xiàn)當金融發(fā)展落后時，部分貧困人員無法承擔金融服務成本，導致減貧效果不佳，但隨著經(jīng)濟金融的發(fā)展，貧困人員可承擔相應服務成本，收入水平有所增增，進而促進貧困減緩[12]。師榮蓉等人利用門檻特征，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展跨過門檻值之后，金融發(fā)展對農(nóng)村貧困強度的減緩速度呈明顯上升趨勢[13]。孫繼國等發(fā)現(xiàn)我國農(nóng)村金融資源匱乏，但隨著普惠金融的發(fā)展深化，農(nóng)民從金融機構獲得的信貸服務得到提升，此時普惠金融發(fā)展能夠顯著促進減貧，故得出普惠金融發(fā)展對貧困減緩存在先惡化后改善作用的結論[14]。

其次，在分析城鎮(zhèn)化水平建設減貧效應方面，Amitabh在教育的改善、城市化水平的提高和家庭規(guī)模的縮小有助于減貧的理論基礎之上，進一步分析城鎮(zhèn)化水平建設與縮小城鎮(zhèn)收入之間的差異[15]。國內研究方面，陳麗莎等人通過研究認為城鎮(zhèn)化是農(nóng)村人口流入城鎮(zhèn)工作和生活而形成的人口、資源不斷集中化的現(xiàn)象。同時提出城鎮(zhèn)化加速促農(nóng)轉非以及開拓創(chuàng)業(yè)效應，推動了減貧效應[16]。崔萬田等以我國各省的數(shù)據(jù)為基礎，站在地理和經(jīng)濟兩個視角上分別對我國城鎮(zhèn)化水平建設的減貧效應進行了深入的實證分析，結果發(fā)現(xiàn)地理效應和經(jīng)濟效應均能夠在城鎮(zhèn)化建設的基礎上促進減貧效應，并提出要加快推進落后地區(qū)城鎮(zhèn)化建設，進一步統(tǒng)籌產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級[17]。田雅娟[18]、朱冬元[19]、張躍[20]等從人口、就業(yè)、空間三個視角進行研究得出：城鎮(zhèn)化對貧困減緩具有顯著的積極影響，不同城鎮(zhèn)化水平的指標對減貧的影響存在差異性。

最后，在分析政府支出的減貧效應上，Saunders發(fā)現(xiàn)西方國家社會保障支出占政府社會總支出的比例很大，社會保障制度在減輕貧困和收入再分配方面發(fā)揮著重要作用[21]。Sasmal等對印度進行實地調研后發(fā)現(xiàn)，增加發(fā)展基礎設施方面的公共支出，如公路、灌溉、電力、交通和通信支出可降低貧困發(fā)生率[22]。國內學者賀俊[23]、趙為民[24]等發(fā)現(xiàn)公共支出與政府審計能夠促進減貧，降低非效率投資，提升公共支出對貧困減緩作用巨大。王志濤[25]、劉俊英[26]等利用行為反應模型以及空間模型，從更深層面上分析政府支出與減貧的關系，得出政府支出有利于實現(xiàn)經(jīng)濟空間優(yōu)化，進而促進減貧效應的結論。

綜上所述，目前的研究主要集中在關于各種方式的減貧效應方面。隨著普惠金融的發(fā)展、信息水平的提升，農(nóng)村貧困人員有更多的機會接觸普惠金融信貸，金融機構對于農(nóng)村貧困人員的普惠金融信貸發(fā)放意愿也有所增加，越來越多的農(nóng)村貧困群體享受到了普惠金融的服務。隨著財政政策政府支出的增加，進一步促進了城鎮(zhèn)化水平建設，保障了城鎮(zhèn)低保人員的生活福利，降低了貧困發(fā)生率。因此，本文基于前文問題的提出，借鑒相關學者的研究經(jīng)驗，構建動態(tài)GMM模型進行實證分析，進一步通過面板門檻模型，為三者聯(lián)合的減貧效應研究提供參考。

三、普惠金融、城鎮(zhèn)化與政府支出的減貧路徑分析

本文根據(jù)已有的研究結論，進一步分析普惠金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化以及政府支出的減貧效應傳導途徑（如圖1所示）。

圖1 減貧效應傳導途徑

一方面，普惠金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化水平以及政府支出可以直接促進貧困地區(qū)的改變、提升貧困地區(qū)的經(jīng)濟增長、合理調整城鄉(xiāng)收入分配、增加居民社會福利水平，進而降低貧困發(fā)生，促進減緩貧困。

另一方面，在間接減貧效應傳導機制上，普惠金融的發(fā)展、城鎮(zhèn)化水平以及政府支出的增加能夠間接帶來技術的進步以及資本的集聚，從而帶來更多的就業(yè)機會，增加城鄉(xiāng)居民收入。此外，政府的大力支持，尤其是對城鄉(xiāng)公共基礎設施的支持，加強對城鄉(xiāng)道路、運輸公交等交通建設的投入，對提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率、促進農(nóng)產(chǎn)品流通、降低生產(chǎn)經(jīng)營成本具有積極作用。具體表現(xiàn)如下：

第一，在提供信貸以及資本集聚上，普惠金融發(fā)展與政府支出能夠在一定程度上促進資本集聚，吸引投資的增加，提高技術水平，進一步促進地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展，從而帶來收入的提高，此時通過“涓滴效應”可以使貧困人群在經(jīng)濟發(fā)展中獲益。隨著經(jīng)濟的發(fā)展，通過“先富帶動后富”，社會低收入群體可以享受到地區(qū)發(fā)展的效益，促進了減貧和鄉(xiāng)村振興。

第二，從增加就業(yè)的角度來看，無論是城鎮(zhèn)化水平的不斷提高還是政府支出的增加，都能夠帶來更多的崗位需求。例如，在城鎮(zhèn)一體化建設以及財政公共基礎設施建設中，需要大量的勞動力，這能夠給相關群體增加工資收入，減少收入分配差距。

第三，在社會福利方面，政府支出以及普惠金融的發(fā)展能夠為城鄉(xiāng)居民帶來更大的發(fā)展機會，同時，城鎮(zhèn)的發(fā)展帶動了地方財政收入，也為進一步增加轉移支付帶來機會。政府轉移支付的增加可提升城鄉(xiāng)福利水平，保障低收入家庭福利。此外，政府對保障失業(yè)補助、救濟金以及補貼金等的支出，也能增加城鄉(xiāng)福利水平。

四、模型構建以及變量選取

（一）模型的設定

1.動態(tài)GMM模型

為了增加檢驗結果的可靠性，避免兩步GMM造成標準誤差向下偏離應有的正常值，本文采用可涵蓋更多樣本數(shù)據(jù)的單步系統(tǒng)GMM估計方式。同時，基于上文提出的問題來設計模型，以檢驗我國普惠金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化以及普惠金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化、政府財政支出的交互項對貧困減緩的影響。本文設計的實證模型如下列示：

其中，模型（1）與模型（2）是分析普惠金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化減貧效應，并進一步驗證普惠金融發(fā)展對貧困減緩是否存在先惡化后改善的效應。模型（3）主要為了驗證普惠金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化水平如何一起影響減貧效應。而模型（4）模型（5）則主要為了研究在兼顧政府支出對我國多維貧困的條件下，普惠金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化水平如何與政府支出協(xié)同作用于減貧效應這一問題。在上述所列示的模型中，lnpovi,t-1代表貧困減緩的一階滯后項,Xit代表控制變量，i和t分別表示不同的省份和年份，δit則表示隨機誤差項。ifiit×cityit表示普惠金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化的交互性；cityit×czit表示城鎮(zhèn)化與政府財政支出的交互項;ifiit×czit表示普惠金融發(fā)展與政府財政支出的交互項。

2.面板門檻模型

固定效應面板門檻模型中的單一門檻模型如下：

其中，xit為自變量（解釋變量）；yit為因變量（被解釋變量）；I()·為模型中的指標函數(shù)，其取值取決于其后括號中的條件是否成立，若成立則I的取值為1，反之則為0；qit為門檻變量；γ是將方程劃分為系數(shù)分別對應β1和β2的兩個區(qū)域的門檻值；μi為個體效應；εit為擾動項。

由上述單一門檻模型的形式可以推廣出雙重門檻、三重門檻甚至多重門檻，本文不再贅述。本文分別以城鎮(zhèn)化、普惠金融發(fā)展以及政府支出作為各自的門檻變量，分別將模型設定為如下形式：

上述公式下標i和t分別表示第i個省份和第t年；Xit和φ均為向量，Xit為對被解釋變量貧困減緩有影響的控制變量，包括對外開放水平（openit）、非農(nóng)化水平（nagriit）和收入分配差距（gapit），φ則為各控制變量對應的系數(shù)；μi代表31個省、自治區(qū)、直轄市的個體效應。

（二）變量選取與數(shù)據(jù)說明

本文數(shù)據(jù)來源為WIND數(shù)據(jù)庫以及國家統(tǒng)計局相關網(wǎng)站。所選用的數(shù)據(jù)為我國31個省（自治區(qū)、直轄市）的年度面板數(shù)據(jù)，時間跨度為2006到2018年。為了保持數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性，防止異方差等問題對回歸結果造成影響，本文變量的選取和指標構建具體如下：

因變量（被解釋變量）為貧困減緩程度（lnpovit）方面：借鑒黃倩[27]等人的成果，采用各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）居民人均消費支出的對數(shù)來衡量，該變量值越大則表示貧困減緩效果越好。

自變量（解釋變量）為普惠金融發(fā)展程度（ifiit）方面：在以銀行機構為主的指標外，考慮到保險普惠對貧困減緩發(fā)揮著重要的基礎性保障功能，在普惠金融指數(shù)的指標構建中加入與貧困地區(qū)以及低收入人口發(fā)展密切相關的保險指標。本文主要從三個方面對普惠金融發(fā)展的程度進行衡量以及指標構建，分別是滲透性、可獲得性以及效用性。本文所構建的我國31個省（自治區(qū)、直轄市）的普惠金融發(fā)展指數(shù)如表1所示。

表1 2006—2018年我國31個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）普惠金融發(fā)展指數(shù)

城鎮(zhèn)化水平（cityit）采用各省、自治區(qū)、直轄市的城市人口數(shù)在其總人口中的占比來衡量。

控制變量包括政府支出水平（czit）、對外開放水平（openit）、外商直接投資水平（lnfdiit）、非農(nóng)化水平（nagriit）以及收入分配差距（gapit）。其中，政府支出水平（czit）的計算方法為計算各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的財政支出在其GDP中的占比；對外開放水平（openit）的計算方法為計算各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）商品進出口總值在其GDP中的占比；外商直接投資水平（lnfdiit）的計算方法為對各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）外商直接投資數(shù)據(jù)作取對數(shù)處理；非農(nóng)化水平（nagriit）的計算方法為計算各省（自治區(qū)、直轄市）第二、三產(chǎn)業(yè)值在其GDP中的占比；收入分配差距（gapit）的計算方法為計算城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均可支配收入的比值。

五、實證分析

（一）動態(tài)GMM模型回歸結果分析

根據(jù)表3結果可以看出，在模型（1）—（5）的五個結論中，貧困減緩的一階滯后項（l.lnpovit）系數(shù)均為正數(shù)，并且都在1%的統(tǒng)計水平上顯著，進一步表明貧困減緩有很強的持續(xù)性。城鎮(zhèn)化水平同樣對貧困減緩呈現(xiàn)正向作用，在1%的統(tǒng)計水平上顯著，說明城鎮(zhèn)化的發(fā)展有利于貧困減緩。模型（2）的結果顯示，普惠金融發(fā)展（ifiit）系數(shù)為-0.40，且其在5%的統(tǒng)計水平上是顯著的，同時，其二次項（ifiit2）的系數(shù)在同樣的顯著性水平下顯著為正0.53，這一結果對上文提出的第一個問題進行了驗證，即我國普惠金融發(fā)展對貧困減緩存在先惡化后改善的效應，這與崔艷娟[28]等研究結果一致。進一步分析可能是由于部分地區(qū)資源分布不均衡，金融的發(fā)展致使大多數(shù)資金流入非貧困人員手中。隨著普惠金融的深化，貧困人口的數(shù)量也在減少，此時越來越多的貧困人員能夠享受到普惠金融發(fā)展帶來的信貸便利，減少了信貸服務成本，使收入得到提高。

表3 動態(tài)GMM模型結果分析

表2 各變量描述性統(tǒng)計

（二）門檻效應結果分析

在對動態(tài)GMM模型回歸結果進行分析之后，本文將進一步對普惠金融發(fā)展、城鎮(zhèn)化水平和政府支出水平的減貧效應進行門檻效應檢驗。結果顯示城鎮(zhèn)化不存在單一門檻，因此說明城鎮(zhèn)化不存在單一門檻效應。普惠金融發(fā)展和政府支出的檢驗結果如表4、表5所示，兩者的單一門檻效應分別通過了10%和5%統(tǒng)計水平，但雙重門檻和三重門檻效應結果不顯著，所以本文將普惠金融和政府財政支出的模型設定為單一門檻模型，在此基礎上進行估計和分析。估計出該模型的單一門檻值后發(fā)現(xiàn)，當兩者的門檻值分別為0.1823和0.2053時，對應的似然函數(shù)比對檢驗統(tǒng)計量的值為0，而且分別小于10%和5%顯著性水平下的LR臨界值。

根據(jù)表4和表5估計結果得出：czit（czit≤0.2053）和czit（czit＞0.2053）的系數(shù)分別表示政府財政支出不大于0.2053和大于0.2053時，當政府財政支出跨過該門檻值，即大于0.2053時，在1%的顯著性水平下顯著為正，表明當政府支出提高到一定程度時，將對貧困減緩起促進作用。此外，ifiit（ifiit≤0.1823）和ifiit（ifiit＞0.1823）的系數(shù)分別表示普惠金融發(fā)展不大于0.1823和大于0.1823時，表明當普惠金融發(fā)展跨過該門檻值，即其大于0.1823時，對貧困減緩的影響才開始顯著，這也進一步驗證了上文提出的一個問題，即普惠金融發(fā)展達到一定時對貧困減緩效應才具有積極作用。

表4 普惠金融發(fā)展的門檻特征分析

表5 政府財政支出的門檻特征分析

（三）穩(wěn)健性檢驗

通過參考尹雪瑞[29]等人的研究，本文選擇使用農(nóng)村人均收入水平作為替代貧困減緩的被解釋變量進行穩(wěn)健性檢驗。對農(nóng)村人均收入水平取對數(shù)處理（lnrincoit）以防止異方差出現(xiàn)，檢驗結果與前文模型回歸的結果基本一致，說明回歸結果具有一定的穩(wěn)健性，模型的估計是有效的。

六、結論與建議

（一）研究結論

本文通過選用我國31個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）2006至2018年一共13年的面板數(shù)據(jù)，使用動態(tài)GMM模型以及面板門檻模型進行實證分析，得到如下結論：

表6 穩(wěn)健性檢驗結果

第一，對各結果單獨分析來看，除普惠金融發(fā)展對貧困減緩呈現(xiàn)負向作用以外，城鎮(zhèn)化水平等其他解釋變量在模型回歸時，均呈現(xiàn)出正向減貧效應，能夠有效減緩貧困的發(fā)生。

第二，普惠金融發(fā)展與貧困減緩存在類似于“U型”的非線性關系，即存在著先使貧困情況惡化，后使其得到有效改善的效應。此外，所有貧困減緩的一階滯后項系數(shù)均為正數(shù)，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，說明貧困減緩有很強的持續(xù)性。針對普惠金融與城鎮(zhèn)化和政府支出交互項的結果，交互項系數(shù)遠大于單個系數(shù)，即減貧的效果遠大于單個模型的回歸結果，這與實際情況以及已有文獻的結果相符。

第三，通過對普惠金融發(fā)展、政府財政支出和城鎮(zhèn)化水平的減貧效應進行門檻效應檢驗得出，當普惠金融發(fā)展和政府財政支出達到一定水平時，會對貧困減緩效應產(chǎn)生積極作用，而城鎮(zhèn)化水平不存在這樣的門檻效應。

（二）政策建議

第一，基于各地區(qū)發(fā)展差異現(xiàn)狀，需因地制宜實施普惠金融政策，制定不同政策，實現(xiàn)資金效率最大利用。在制定金融政策、分配金融資源時，應該給各地政府更多的金融自主性。同時要考慮好政府的引導以及市場的自發(fā)性。各地政府不可急功近利，不可盲目追求政績，要明確自身定位；各金融機構也要加大創(chuàng)新力度，推出服務農(nóng)村發(fā)展的金融創(chuàng)新產(chǎn)品，促進地區(qū)減貧與農(nóng)村發(fā)展，鞏固好脫貧攻堅成果，助力鄉(xiāng)村振興。

第二，如何妥善處理好城鎮(zhèn)與農(nóng)村之間的關系，是我國城鎮(zhèn)化水平發(fā)展的關鍵所在。毫無疑問的是，城鎮(zhèn)化水平的發(fā)展需要與農(nóng)村發(fā)展相互協(xié)調。結合當前我國城鎮(zhèn)化水平的現(xiàn)實情況，要想進一步完善城鎮(zhèn)化水平，需要進一步加強城鎮(zhèn)基礎設施建設，同時政府要適當增加財政支出，加強對農(nóng)村基礎設施建設的投入。除此之外，基礎教育包括學前教育、義務教育都需要進一步發(fā)展、鞏固和提高。具體來說，加強鄉(xiāng)村教師隊伍建設，廣泛開展公益性技能培訓。

第三，適當增加財政支出與普惠金融發(fā)展，落實“精準幫扶”，即落實精準、直接幫助城鄉(xiāng)弱勢群體的發(fā)展政策。要合理規(guī)劃財政轉移支出，完善社會保障制度體系，有效促進城鄉(xiāng)社會發(fā)展，避免脫貧不穩(wěn)定群體因失業(yè)、年老、疾病等再次陷入貧困。