孫晶晶,黃敦平,方 建

(安徽財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,安徽 蚌埠 233030)

習(xí)近平總書記提出“小康不小康,關(guān)鍵看老鄉(xiāng)”,要讓貧困老鄉(xiāng)順利擺脫貧困。2013年,習(xí)近平總書記在湖南湘西考察時首次提出實(shí)行“精準(zhǔn)扶貧”戰(zhàn)略,并取得顯著成效,2020年實(shí)現(xiàn)農(nóng)村貧困人口全部脫貧。但要徹底消除農(nóng)村貧困問題,任務(wù)依然艱巨,尤其是現(xiàn)在我國農(nóng)村貧困的表現(xiàn)形式發(fā)生了轉(zhuǎn)變,由生存型貧困向發(fā)展型貧困轉(zhuǎn)變。農(nóng)村居民不再僅僅尋求溫飽問題,而是轉(zhuǎn)向更高層次需求,如教育、社會保障、醫(yī)療衛(wèi)生等基本公共服務(wù)?；诖?本文將基本公共服務(wù)供給納入農(nóng)村反貧困研究,分析基本公共服務(wù)供給對農(nóng)村貧困減緩的影響機(jī)制,希望有助于進(jìn)一步減緩農(nóng)村貧困。

一、文獻(xiàn)綜述

基本公共服務(wù)已經(jīng)成為農(nóng)村減貧的重要視角,基本公共服務(wù)供給具有顯著的減貧效應(yīng)[1],但現(xiàn)有的文獻(xiàn)大部分是研究基本公共服務(wù)單項(xiàng)指標(biāo)的,如教育、社會保障和醫(yī)療衛(wèi)生等方面。就教育減貧方面,教育在減貧中占有基礎(chǔ)性、先導(dǎo)性和持續(xù)性地位[2],研究得出加大公共教育資源投入對貧困具有緩解效應(yīng)[3]。韋鴻、張全紅基于1978—2006年省級面板數(shù)據(jù),通過建立聯(lián)立方程模型分析農(nóng)村公共投資的減貧效果,結(jié)果表明農(nóng)村教育的邊際減貧的效果最佳[4]。許春淑、閆殊采用動態(tài)GMM模型研究城鄉(xiāng)義務(wù)教育與農(nóng)村減貧之間的關(guān)系,結(jié)果發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)義務(wù)教育均等化的減貧效果顯著,但存在地區(qū)差異,其中對東部地區(qū)減貧存在顯著的負(fù)相關(guān),而對中、西部減貧存在顯著的正相關(guān)關(guān)系[5]。肖攀等基于2018年CFPS微觀數(shù)據(jù)分析家庭教育支出對農(nóng)戶貧困脆弱性的影響,結(jié)果表明加大家庭教育支出能夠有效減緩農(nóng)村貧困,其中中、西部地區(qū)的減貧效果最顯著[6]。就社會保障減貧方面,徐月賓等分析我國農(nóng)村貧困人口的特征及致貧因素,并評估社會救助政策的效果,提出完善社會保障制度、提高其覆蓋率和加大資金投入,對農(nóng)村減貧大有益處[7]。黃清峰通過研究社會保障支出對農(nóng)村貧困的影響,發(fā)現(xiàn)社會保障支出與農(nóng)村貧困發(fā)生率呈正相關(guān)關(guān)系,但對減貧的影響比較小[8]。楊宜勇、張強(qiáng)通過研究得出社會保障每增加1%單位,貧困水平會下降0.13個單位[9]。劉一偉認(rèn)為社會保障支出一方面能夠降低農(nóng)村居民多維貧困的發(fā)生,另一方面還能緩解城鎮(zhèn)居民經(jīng)濟(jì)貧困與精神貧困，以及農(nóng)村居民的經(jīng)濟(jì)貧困與健康貧困[10]。就醫(yī)療衛(wèi)生減貧方面,健康是人類的資本,營養(yǎng)和健康對農(nóng)村勞動生產(chǎn)率有著重大影響,而農(nóng)村因病致貧、因病返貧的現(xiàn)象普遍存在,因此健康扶貧對我國農(nóng)村貧困減緩有著重要意義[11-13]。魏眾和B·古斯塔夫森發(fā)現(xiàn)我國醫(yī)療衛(wèi)生支出不均衡,城市醫(yī)療支出是農(nóng)村的六倍,加大農(nóng)村地區(qū)尤其是西部農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療支出可以增加農(nóng)村地區(qū)的健康產(chǎn)出,提高農(nóng)村居民收入[14]。鄒文杰采用動態(tài)空間面板模型和門檻面板模型分析醫(yī)療衛(wèi)生均等化與農(nóng)村貧困發(fā)生率的關(guān)系時,發(fā)現(xiàn)醫(yī)療衛(wèi)生均等化的減貧效果顯著,還具有空間外溢性[15]。程名望等從收入增長和差距縮小的雙重視角研究教育與健康對農(nóng)村貧困的影響,結(jié)果表明健康減貧效應(yīng)對教育減貧效應(yīng)更顯著[16]。郝曉薇等發(fā)現(xiàn)教育和醫(yī)療衛(wèi)生結(jié)合的減貧效應(yīng)在“賦能”機(jī)制上占主導(dǎo)地位,對農(nóng)村貧困減緩最顯著[17]。

綜上所述,學(xué)者們對于基本公共服務(wù)和農(nóng)村貧困減緩的研究主要集中于基本公共服務(wù)的某一項(xiàng)內(nèi)容分析或只通過理論分析它們之間的關(guān)系,而基本公共服務(wù)涉及多方面的內(nèi)容,其中最主要的是教育、社會保障和醫(yī)療衛(wèi)生。本文將農(nóng)村教育供給、農(nóng)村社會保障供給和農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生供給等三類農(nóng)村基本公共服務(wù)供給納入同一個研究框架，實(shí)證分析它們對農(nóng)村貧困減緩的影響,進(jìn)一步分析該影響的空間異質(zhì)性。

二、理論機(jī)制

從農(nóng)村居民貧困特征來看,收入是影響農(nóng)村居民貧困的主要因素,而農(nóng)村居民的收入主要來源于農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)業(yè)收入?；诖?本文構(gòu)建如下模型:

PC(RI)=Af(RI(Y,C)).

(1)

其中,PC表示農(nóng)村居民的貧困特征,RI表示農(nóng)村居民總收入,A表示生產(chǎn)函數(shù)的技術(shù)水平,Y表示農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出,C表示農(nóng)村居民的非農(nóng)業(yè)收入,為了分析其他變量的作用效果,假設(shè)它是一個常量。

為了便于分析農(nóng)村基本公共服務(wù)投入對農(nóng)村居民收入水平影響的作用機(jī)理,本文借鑒經(jīng)濟(jì)效率模型和產(chǎn)出增長率模型[18-19],構(gòu)建理論分析框架。在經(jīng)濟(jì)效率模型中,經(jīng)濟(jì)增長取決于資本的增加和經(jīng)濟(jì)效率的提升,故表示為:

(2)

其中,ΔY和Y分別表示農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增加量和總產(chǎn)出,E表示經(jīng)濟(jì)利用效率,ΔK和K分別表示資本的增加和總資本。根據(jù)方程,農(nóng)村基本公共服務(wù)供給通過E的變化或ΔK/K的變化,以及兩者共同變化對農(nóng)業(yè)增長產(chǎn)生影響,當(dāng)期資本(Kt+1)由前一期資本(Kt)存量加上本期資本投入量所形成,同時考慮到農(nóng)業(yè)資本積累來源受到教育、社會保障及醫(yī)療衛(wèi)生等方面的影響,故農(nóng)業(yè)資本就變?yōu)?

Kt+1=(1-φ)Kt+E(X1,X2,X3).

(3)

其中,φ代表折舊率,X1、X2、X3分別表示農(nóng)村教育供給、社會保障供給、農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生供給,E表示資源利用效率。在此理論分析基礎(chǔ)上,假設(shè)農(nóng)村居民家庭生產(chǎn)函數(shù)為:

Y=f(K,L).

(4)

(5)

Y=mK.

(6)

將(3)式帶入(6)式當(dāng)中,得出:

Yt+1=m(1-φ)Kt+m×E(X1,X2,X3).

(7)

E函數(shù)一階泰勒展開式為:

(8)

將(8)式帶入(7)式中,得出:

(9)

對(9)式兩邊都除以m可以得到農(nóng)村居民人均收入,進(jìn)一步構(gòu)建教育供給、社會保障供給和醫(yī)療衛(wèi)生供給作用于農(nóng)村居民收入方程式:

(10)

將(1)式和(10)式結(jié)合得出:

(11)

三、計量模型、數(shù)據(jù)來源與變量說明

(一)模型設(shè)定

通過對以往文獻(xiàn)的梳理發(fā)現(xiàn),普通的計量模型是假設(shè)各地區(qū)之間相互獨(dú)立,卻忽略了彼此之間的相互影響,而采用空間計量模型能夠有效克服這些缺點(diǎn),因此為了檢驗(yàn)農(nóng)村基本公共服務(wù)供給對農(nóng)村貧困減緩的影響,本文構(gòu)建的空間計量模型如下:

lnpovi,t=ρWpovi,t+αXi,t+ui+φt+εi,t.

其中,lnpovi,t表示農(nóng)村貧困減緩,ρ表示空間變量系數(shù),W表示空間權(quán)重矩陣,Xi,t表示農(nóng)村教育供給、農(nóng)村社會保障供給、農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生供給三個核心解釋變量,ui表示地區(qū)效應(yīng),φt表示時間趨勢,εi,t表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。

(二)變量選擇與數(shù)據(jù)來源

被解釋變量。針對農(nóng)村貧困減緩的度量指標(biāo),很多研究者主要研究的是貧困人口整體比例的降低,一般借鑒國外的FGT指數(shù)、Sen指數(shù)等進(jìn)行衡量，而中國的貧困問題與國外有著很大區(qū)別。中國的貧困人口主要出現(xiàn)在縣域地區(qū),分布于農(nóng)村地區(qū)。農(nóng)村居民收入水平?jīng)Q定了農(nóng)村居民家庭貧困程度,因此,解決農(nóng)村貧困問題就要重視農(nóng)村居民收入的提升。本文借鑒鐘學(xué)思等、朱一鳴和王偉、崔萬田和何春采用各省農(nóng)村居民可支配收入作為農(nóng)村減貧的衡量指標(biāo)[21-23],為了減少異方差帶來的偏誤,對其數(shù)據(jù)取對數(shù)。

解釋變量。針對農(nóng)村教育供給的度量指標(biāo),借鑒劉瑋琳、夏英做法,將農(nóng)村生均教育經(jīng)費(fèi)作為衡量農(nóng)村教育供給的代理指標(biāo)[24],農(nóng)村生均教育支出=(農(nóng)村小學(xué)教育支出+農(nóng)村初中教育支出+農(nóng)村高中教育支出)/(農(nóng)村小學(xué)在校生數(shù)+農(nóng)村初中在校生數(shù)+農(nóng)村高中在校生數(shù));針對農(nóng)村社會保障供給的度量指標(biāo),借鑒肖攀等做法，將人均轉(zhuǎn)移性收入作為農(nóng)村社會保障供給的代理指標(biāo);針對農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生供給的度量指標(biāo)[25],借鑒郝曉薇等、李丹和裴育做法，采用每萬人所擁有農(nóng)村衛(wèi)生人員數(shù)作為農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生供給的代理指標(biāo)[17，26]。為了減少異方差帶來的偏誤,這三類數(shù)據(jù)均取對數(shù)。

控制變量。城鎮(zhèn)化率(urban),城鎮(zhèn)化不僅反映一個地區(qū)農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)地區(qū)遷移和聚集過程,而且能反映出該地區(qū)的公共服務(wù)具有較強(qiáng)的輻射帶動作用,因此城鎮(zhèn)化率采用各省城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒壤?產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例(industruc),一個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次越高,該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平就會越高,于此同時對勞動者的技能、經(jīng)驗(yàn)水平的要求也就會提升,而那些低技能的勞動者就會面臨著摩擦性失業(yè),陷入貧困,因此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例采用地區(qū)第二、三產(chǎn)業(yè)值占地區(qū)總產(chǎn)值比例;經(jīng)濟(jì)增長(grogdp),經(jīng)濟(jì)增長反映一個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r,本文將各省GDP增長率作為經(jīng)濟(jì)增長的代理指標(biāo);勞動力就業(yè)水平(emplev),就業(yè)是收入的來源,一個地區(qū)就業(yè)水平的越高,居民的收入就越穩(wěn)定,貧困程度也就越低,故勞動力就業(yè)水平采用各省鄉(xiāng)村從業(yè)人員數(shù)占農(nóng)村總?cè)丝跀?shù)比例；人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值(agrioutput),農(nóng)業(yè)生產(chǎn)值是衡量一個地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力的發(fā)展水平,本文人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值采用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值占農(nóng)業(yè)總?cè)丝诒壤?為了減少異方差帶來的偏誤,對人均農(nóng)產(chǎn)值取對數(shù)。

四、空間計量與結(jié)果分析

本文基于2007—2018年30個省市(西藏除外)面板統(tǒng)計數(shù)據(jù)實(shí)證分析農(nóng)村教育供給、農(nóng)村社會保障供給、農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生供給對農(nóng)村貧困減緩的影響。文中所有數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村貧困監(jiān)測報告》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國教育統(tǒng)計年鑒》。通過Moran’s I檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)我國農(nóng)村基本公共服務(wù)供給和農(nóng)村貧困減緩存在顯著的空間相關(guān)性,進(jìn)一步采用LM檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)確定本文采用雙向固定效應(yīng)的SDM模型。

(一)空間杜賓模型回歸結(jié)果

表1是SDM雙向固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果,空間項(xiàng)系數(shù)ρ在1%的水平下顯著為正,表明空間計量模型是有效的。模型1、模型2和模型3是逐漸加入解釋變量后的回歸結(jié)果,模型4是添加農(nóng)村教育供給、農(nóng)村社會保障供給、農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生供給的二次項(xiàng)回歸結(jié)果。

表1 空間杜賓模型

在解釋變量中,農(nóng)村教育供給(lnjy)的一次項(xiàng)系數(shù)和二次項(xiàng)系數(shù)均顯著為正,農(nóng)村教育供給與農(nóng)村減貧呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系,農(nóng)村教育供給水平越高的地區(qū)減貧效果越明顯,原因可能是農(nóng)村居民受教育水平普遍偏低,而教育投資影響人力資本水平,從而影響農(nóng)村居民收入水平,因此加大農(nóng)村教育供給有利于提高農(nóng)村勞動力生產(chǎn)率,減少農(nóng)村貧困程度[13]。農(nóng)村社會保障供給(lnsb)的一次項(xiàng)系數(shù)和二次項(xiàng)系數(shù)均顯著為正,農(nóng)村社會保障供給與農(nóng)村貧困減緩呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系,表明提高農(nóng)村社會保障供給水平有助于緩解農(nóng)村貧困程度,原因可能是社會保障通過對收入的調(diào)節(jié)分配,提高了貧困人群的收入,達(dá)到減貧的效果。農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生供給(lnws)的一次項(xiàng)系數(shù)為負(fù),二次項(xiàng)系數(shù)為正,農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生供給與農(nóng)村貧困減緩呈現(xiàn)“先減小后增大”U形變化趨勢,即農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生供給水平較低時,對農(nóng)村貧困減緩相對較弱,當(dāng)農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生供給水平較高時,對農(nóng)村貧困減緩較為明顯,原因可能是當(dāng)一個地區(qū)經(jīng)濟(jì)還未跨越“貧困陷阱”時,貧困群體由于其社會地位的脆弱性,對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的可及性常常處于最不利的地位。因此,提高農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生供給對農(nóng)村緩解貧困相對有限,當(dāng)跨越這個“貧困陷阱”時,農(nóng)村居民對自身的身體狀況逐漸重視,增加農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生供給,農(nóng)村貧困減緩效果增強(qiáng)。W×lnjy、W×lnsb和W×lnws的符號均為正,表明農(nóng)村教育供給、社會保障供給和醫(yī)療衛(wèi)生供給存在空間外部正效應(yīng),有利于相鄰地區(qū)農(nóng)村貧困減緩。在控制變量中,城鎮(zhèn)化率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例、人均農(nóng)產(chǎn)值對農(nóng)村貧困減緩效果顯著,表明加快城鎮(zhèn)化進(jìn)程，促進(jìn)工業(yè)、服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)值,有利于農(nóng)村居民收入增加,降低農(nóng)村貧困發(fā)生的概率;經(jīng)濟(jì)增長和勞動力就業(yè)水平對農(nóng)村貧困減緩效果不顯著,可能是由于農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá),發(fā)展緩慢,農(nóng)村居民工作不穩(wěn)定且工資低導(dǎo)致農(nóng)村居民收入低,對農(nóng)村減貧沒有積極效果。

(二)空間溢出效應(yīng)結(jié)果分析

為了研究各變量之間真實(shí)的空間溢出效應(yīng),本文分解了核心解釋變量和控制變量的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。直接效應(yīng)反映本地區(qū)基本公共服務(wù)供給對本地區(qū)農(nóng)村貧困減緩的影響,間接效應(yīng)是對周邊地區(qū)農(nóng)村貧困減緩的影響。從表2可以看出農(nóng)村教育供給的直接效應(yīng)為正,表明農(nóng)村教育供給對農(nóng)村貧困減緩具有正向的促進(jìn)作用；但間接效應(yīng)為負(fù),表明農(nóng)村教育供給有負(fù)向的空間外溢效應(yīng),會出現(xiàn)隨著某省農(nóng)村教育水平的提高,抑制相鄰省域的農(nóng)村貧困減緩,這與陳鳴、姚旭兵研究結(jié)果相似[27]。農(nóng)村社會保障供給的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)均顯著為正,社會保障供給每增加1個百分點(diǎn),會使本地區(qū)減貧效果提升0.0505個百分點(diǎn),同時會使相鄰地區(qū)減貧效果提升0.0490個百分點(diǎn),進(jìn)而使總體的減貧效果提高0.0995個百分點(diǎn),說明社會保障供給對農(nóng)村貧困減緩具有顯著的促進(jìn)作用。農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生供給的直接效應(yīng)顯著為負(fù),但農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生供給的間接效應(yīng)和總效應(yīng)都為正,說明醫(yī)療衛(wèi)生供給對本地區(qū)農(nóng)村貧困減緩不存在積極作用；而空間溢出效應(yīng)為正,表明對相鄰地區(qū)的農(nóng)村貧困減緩具有促進(jìn)作用?？刂谱兞恐?城鎮(zhèn)化率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例、人均農(nóng)產(chǎn)值不僅對本地區(qū)的農(nóng)村貧困減緩具有顯著的促進(jìn)作用,而且對周邊地區(qū)的貧困減緩也有正向空間溢出效應(yīng),但經(jīng)濟(jì)增長和勞動力就業(yè)水平對本地區(qū)和周邊地區(qū)的農(nóng)村貧困減緩作用效果不顯著。

表2 空間效應(yīng)分解

五、空間異質(zhì)性分析

為了進(jìn)一步分析農(nóng)村基本公共服務(wù)供給對農(nóng)村貧困減緩影響的空間異質(zhì)性,將我國30個省市(西藏除外)劃分為東部、中部、西部三大地區(qū)(1)東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南等11個省市；中部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等9個??；西部地區(qū)包括廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆等10個省市。，從表3可以看出我國東、中、西三大地區(qū)的的農(nóng)村教育供給系數(shù)均為正,說明三大地區(qū)農(nóng)村教育供給對農(nóng)村貧困減緩均有促進(jìn)作用,但西部地區(qū)的系數(shù)最大,西部地區(qū)的農(nóng)村教育供給對農(nóng)村貧困減緩影響相對較大;三大地區(qū)的農(nóng)村社會保障供給系數(shù)均顯著為正,說明社會保障供給對三大地區(qū)的農(nóng)村貧困減緩具有顯著的促進(jìn)作用;三大地區(qū)的醫(yī)療衛(wèi)生供給對農(nóng)村貧困減緩的影響存在較強(qiáng)的空間異質(zhì)性。其中,中、西地區(qū)的醫(yī)療衛(wèi)生供給系數(shù)均為正,對農(nóng)村貧困減緩具有促進(jìn)作用,且中部地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生供給影響系數(shù)相對較大。中部地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生供給的減貧效果相對較好,而模型6中東部地區(qū)的農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生供給系數(shù)顯著為負(fù),東部地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生供給對農(nóng)村貧困減緩不存在積極作用。

表3 空間異質(zhì)性分析結(jié)果

六、結(jié)論與政策建議

本文實(shí)證分析了我國農(nóng)村基本公共服務(wù)供給對農(nóng)村貧困減緩的影響,并進(jìn)一步分析了影響的空間異質(zhì)性。實(shí)證結(jié)果表明:第一,我國農(nóng)村教育供給和農(nóng)村社會保障供給對農(nóng)村貧困減緩存在正向影響,農(nóng)村教育供給和農(nóng)村社會保障供給有助于農(nóng)村貧困減緩,提高農(nóng)村居民收入水平;而農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生供給對農(nóng)村貧困減緩呈現(xiàn)“先下降后上升”U形變化趨勢,表明農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生供給水平較低時,對農(nóng)村貧困減緩相對較弱,當(dāng)農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生供給水平較高時,對農(nóng)村貧困減緩較為明顯。第二,我國東、中、西三大地區(qū)的農(nóng)村教育供給和農(nóng)村社會保障供給均對農(nóng)村貧困減緩具有顯著積極作用,但醫(yī)療衛(wèi)生供給存在較強(qiáng)的空間異質(zhì)性。其中,中、西部地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生供給對農(nóng)村貧困減緩的存在積極作用,而東部地區(qū)不存在積極作用?；谝陨涎芯?本文提出如下政策建議。

(一)優(yōu)化區(qū)域教育資源空間布局,促進(jìn)農(nóng)村教育公平發(fā)展

首先,在實(shí)施教育減貧時要考慮到教育對農(nóng)村貧困減貧的空間溢出效應(yīng),合理分配農(nóng)村教育投資,將教育資源投向那些外溢效應(yīng)和輻射力強(qiáng)的地區(qū)；協(xié)調(diào)區(qū)域之間發(fā)展,優(yōu)化區(qū)域教育資源空間布局,提高農(nóng)村教育經(jīng)費(fèi)供給水平。其次,加大對中、西部地區(qū)農(nóng)村教育重點(diǎn)幫扶,實(shí)施中、西部農(nóng)村地區(qū)骨干教師遠(yuǎn)程培訓(xùn)計劃,提高中、西部地區(qū)教師的綜合素質(zhì),同時加強(qiáng)農(nóng)村青年勞動力基礎(chǔ)教育和技術(shù)、技能培訓(xùn),提高勞動力競爭能力。最后,提高農(nóng)村學(xué)校的教學(xué)質(zhì)量,將大數(shù)據(jù)、人工智能等現(xiàn)代信息技術(shù)融入農(nóng)村學(xué)校的教學(xué)之中,推動現(xiàn)代信息技術(shù)與教學(xué)深度融合,提高農(nóng)村教學(xué)效率。

(二)優(yōu)化農(nóng)村社會保障支出結(jié)構(gòu),完善農(nóng)村社會保障制度體系

首先,由于社會保障對農(nóng)村及周邊地區(qū)的貧困減緩具有促進(jìn)作用,因此要充分發(fā)揮社會保障減貧的正外部性,對農(nóng)村地區(qū)的社會保障在經(jīng)濟(jì)上給予支持，在制度上提供保障。其次,拓寬社會保障基金投資渠道,加強(qiáng)基金保值增值,除了基本的高息國債和銀行存款之外,還可以借助基金管理公司,進(jìn)行多元化投資減少風(fēng)險,甚至可以將社會保障基金融入政府的“三農(nóng)”建設(shè)當(dāng)中。最后,隨著我國人口老齡化趨勢的加重,農(nóng)村養(yǎng)老保險存在著繳費(fèi)檔次選擇偏低、繳費(fèi)金額固定、收益率低等問題,因此政府除了適度補(bǔ)貼農(nóng)村居民養(yǎng)老金,還要對個人賬號繳費(fèi)機(jī)制進(jìn)行動態(tài)調(diào)整,提高農(nóng)村居民收入水平。

(三)合理分配醫(yī)療衛(wèi)生資源,提高農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生水平

首先,由于醫(yī)療衛(wèi)生對東、中、西地區(qū)減貧存在顯著異質(zhì)性,因此合理分配醫(yī)療衛(wèi)生資源,發(fā)揮醫(yī)療衛(wèi)生減貧的最大效用,除了提高對中、西部農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生供給水平,還要出臺各項(xiàng)優(yōu)惠政策,保障農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生資金,促進(jìn)區(qū)域醫(yī)療衛(wèi)生協(xié)調(diào)發(fā)展。其次,派遣臨床經(jīng)驗(yàn)豐富的執(zhí)業(yè)醫(yī)師到農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生院開展幫扶工作,同時組織農(nóng)村基層醫(yī)療工作者定期進(jìn)行培訓(xùn)學(xué)習(xí),提升農(nóng)村基層醫(yī)療服務(wù)水平。最后,改革農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系,針對不同的醫(yī)療衛(wèi)生需求層次采取不同水平的醫(yī)療保障,提高醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)質(zhì)量。