東西部協作的減貧效應分析

賀立龍 楊祥輝 馮晶

[摘要]文章從理論上分析了我國東西部協作的減貧實現機理，結合經驗數據加以檢驗。研究表明，資金援助存在著一個門檻，只有跨越門檻之后才具有實效性，且資金援助存在邊際報酬遞減效應，甚至協作幫扶的中斷可能進一步強化低收入陷阱，使得脫貧人口陷入低收入低儲蓄的情況，因而簡單的資金援助并不一定能消除低收入陷阱，但人力資本改善有助于解決這一問題。在東西部協作減貧機制的運行中，綜合手段運用有助于強化區域幫扶效果。維持政策的穩定性、持續性是防止受援地區落入低收入陷阱的關鍵。此外，應適度保持減貧援助的投入規模，并合理配置援助資源。

[關鍵詞]區域協調發展；東西部協作；減貧效應

[中圖分類號]F323.8[文獻標識碼]A[文章編號]1008—0694（2023）02—0024—17

[作者]賀立龍教授博士生導師四川大學經濟學院四川大學中國式現代化研究院成都 610065

楊祥輝碩士研究生四川大學經濟學院成都 610065

馮晶碩士研究生四川大學經濟學院成都 610065

加快推進農業農村現代化是中國式現代化的題中應有之義，是實現農業大國向農業強國跨越的基礎和支撐。在加快推進農業農村現代化發展的新階段，鞏固拓展脫貧攻堅成果，全面推進鄉村振興是重要的任務和目標。在過去的脫貧攻堅中，我國成功運用了一系列對口支援與區域幫扶機制，其中最具代表性的是東西部扶貧協作，這對幫助貧困地區打贏脫貧攻堅戰起到了重要作用。隨著脫貧攻堅任務的完成，以東西部協作為代表的對口支援和區域援助模式是否具有可持續性，特別是在脫貧地區鄉村振興及區域協調發展中，形成的機制與政策創新是否具有啟示意義，這有待深入分析與探討。本文在理論和實證上探討東西部協作的減貧機制，考察這一機制的異質性與持續性表現，以期為新時代新征程上的鄉村振興幫扶、先富帶動后富機制探索提供參考。

一、文獻回顧

在國際上，學界的研究焦點集中于國際發展援助的有效性。部分學者的研究顯示，國際發展援助可以促進受援國的經濟發展、人民生活水平提高、政府收支，例如Andrea等（2018）、Filippo Belloc（2015）的研究-2）。但也有經驗證據表明，外國援助并不一定會促進受援國的經濟增長，Karkee Rajendra等（2016）研究顯示，非政府組織介入、外國援助并不能實現尼泊爾的可持續發展3。Agenor等（2009）構建了關于援助的波動與減貧的兩時期模型，發現援助的波動性越高，受援國落入貧困陷阱的可能性越大。國際發展援助在促進欠發達地區經濟發展方面的有效性有待商榷，其減貧效果也成為學者研究的焦點。Gafar T Ijaiya等（2015）發現外國援助對撒哈拉以南非洲地區的減貧沒有重大影響5）。Sanjida Siraj（2009）發現歐盟的援助計劃效率低下，缺乏減貧效力）。當然，援助并不是一無是處，Ayesha Afzal等（2020）經驗性證明政治制度的變化，媒體的開放性和外國援助有助于減輕巴基斯坦的貧困）。

國內學界對援助研究主要集中在對口支援、東西部協作等方面。一些學者對我國的東西部協作進行了闡釋，石紹賓等（2020）將東西部扶貧協作視為一種橫向轉移支付，但其具有多元性、政治動員性、階段性的特征8。李瑞昌（2015）認為，中國的對口支援是一種政治性饋贈，是一種互惠行為]。劉金山等（2017）、董珍等（2019）、王磊（2018）、崔建剛等（2019）則集中于對東西部協作經濟發展效應的經驗研究，他們認為，東西部協作政策可以提高受援地區公共服務水平、基礎設施質量，縮小區域差距，減少貧困人口10—13]。陸小華（2000）認為，對口扶貧帶來的發展觀念、信息要素、機會等遠超“輸血”效應4）。祝慧等（2020）的研究結果表明了東西部協作有效促進了受援地貧困人口脫貧、改善了生活條件，在持續性、穩定性脫貧方面呈現出不錯的成效（15）。但趙新國等（2014）、周恩宇（2017）也發現一些共同的問題，如幫扶對象主動參與意愿不足，被幫扶地區勞動者素質差，基礎設施差，定點扶貧與制度性扶貧體系之間存在沖突，定點扶貧目標的偏離，定點扶貧的成效評估缺位（6—17）。

綜上，國內相關研究集中于案例分析、問題發現、理論闡釋，定量研究、實證研究較少，國際上的相關研究多從實證角度分析國際援助的有效性，主要集中在受援國的經濟發展、減貧領域，研究多從經典經濟學模型出發，對模型進行修正，研究援助對經濟增長、減貧的靜態、動態作用。

二、理論分析與研究假設

1.理論分析

援助是如何促進貧困人口脫貧增收的？西蒙·庫茲涅茨認為，經濟增長的因素主要來自知識存量增長、勞動生產率提高以及結構變化。丹尼森認為，經濟增長是生產要素投入量和生產要素生產率的函數。宋馬林等（2021）將人力資本、資源配置效率納入綠色產出的衡量（18），趙玉林等（2018）測算了制度、技術改進對制造業TFP的貢獻（19）。學者們提供的經驗證據都揭示了勞動、資本、技術、制度對經濟增長的貢獻。

古典經濟學者將貧困的原因歸結為人均資本存量不高、人口多等原因，而援助是改變這種貧困的主要手段，但較少有學者解釋援助與減貧之間的傳導機制。在國內的東西部協作實踐中，有多種途徑。從形式上看，有人、財、物的支持；從對象上看，有政府、企業、家庭三方（詳見圖1）。其具體實現路徑有三種：（1）援助→家庭消費→經濟增長。該路徑意味著援助可以增加貧困戶的可支配收入，提高家庭消費，貧困人口脫貧。（2）援助→資本積累→經濟增長。該路徑表明援助可以增加貧困地區的資本積累，緩解貧困地區資本投入不足的問題。（3）援助→公共支出→經濟增長，即援助會增加貧困地區政府的收入，從而增加貧困地區人均公共支出，進而改善勞動力素質，實現經濟增長、人民增收。上述三種方式都是幫助貧困地區減貧的重要路徑，其中第（2）種是本文考察的對象。

本文假定一個只有貧困戶、廠商、政府三方參與的貧困地區經濟發展模式。貧困地區相較于非貧困地區，存在一些特殊性：首先，貧困地區的自然環境相對惡劣，高海拔、耕地少，缺乏現代化農業，工業基礎薄弱。其次，貧困地區的市場化程度比較低，商品經濟不發達，屬于自給自足的小農經濟生產模式。在這樣的生產模式下，居民重視當期消費，因此容易陷入低儲蓄、低投資、低消費的貧困陷阱，所以貧困地區的貨幣資本存量往往偏低。再者，貧困地區的教育落后，人力資本缺乏。

研究發現，各發達地區在主導東西部協作減貧時，主要采用資金、技術、人才、勞務等援助方式，促進貧困地區脫貧發展。其中，主要的援助方式為貨幣資本和人力資本援助。貨幣資本援助注重改變低投資造成的貧困陷阱現象。人力資本援助包括采取人才交流、技術支持、管理培訓等提升當地人力資本的一系列措施，從而實現更有效率的生產活動。本文構建的貧困戶、廠商、政府三方參與的貧困地區經濟發展模式中，貧困戶提供生產要素并消費產品，廠商使用生產要素生產產品，政府的主要職能是為貧困地區提供公共服務并調控扶貧資金。首先我們考慮一個不存在東西部協作的貧困地區。

2.研究假設

假設在一個無限期的生產周期內存在一個貧困地區，構成主體為貧困戶，滿足經濟人假設，每一期的消費為c1，閑暇時間為1，貧困戶的效用由消費決定。一般而言，貧困戶的收入大致有四種來源：一是自身生產經營性收入，包括種植業、養殖業收入和私營收入；二是來自政府的轉移性收入TR1；三是財產性收入；四是工資性收入。楊龍等（2014）發現貧困戶除了日常消費，人情支出也較高20。假設每期的人情支出為e1。令貧困戶每期持有的貨幣資本為k1，廠商給農戶提供的工資和分紅利息分別為w，和r1，貧困戶的務工時間為nt。滿足經濟人假設的貧困戶，其決策目標是使其效用最大化。假定貧困的效用函數為u（c，），在無限期的生產周期中，貧困戶要使其在生產周期的效用現值最大化，設定Y為跨期效用的貼現值，同時貨幣資本還存在折舊率δ。最后，貧困戶的效用最大化問題可以簡化為下面的優化問題：

對于廠商，其追求利潤最大化。假設其利用貨幣資本K，和勞動力L，進行生產，產品的各期價格為P1。由于廠商在貧困地區，政府會對廠商進行政策補貼，設為TR？，同時廠商應向政府繳納稅費Tt。因此，廠商的利潤最大化問題為：

對于地方政府，地處貧困地區的地方財政收入主要來源于上級財政撥款以及扶貧專項資金，同時地方政府還需為公共服務支出。設扶貧專項資金收入為H，公共服務支出為Gt。為了便于分析，本文暫不考慮地方債務，因此不考慮財政赤字。因此，可以得出政府的財政收支方程：

當區域經濟實現均衡時，可以得到下面的預算約束：

同時，區域經濟均衡時，產品市場、勞動力市場、資本市場出清，則有：

因此，區域經濟均衡時，有如下的最優化問題：

上式解得有如下歐拉方程：

假設貧困戶的效用函數為相對風險規避效用函數，即，廠商的生產符合C—D函數F（K，，L，）＝AK；LP。其中，θ為風險規避系數，A為技術進步系數，也可以稱全要素生產率，α和β分別表示貨幣資本和勞動占產出的比例，且都大于0，小于1。因此，將生產函數和效用函數代入上述式子，得出下列方程：

因此，可以得出貨幣資本的增長方程：

由于貧困地區存在著人口流失現象，因此Ln＜1。同時，由于貧困地區的生產L1+1方式偏向于自給自足的小農經濟模式，產業多是勞動密集型產業，因此有0＜α＜β＜1。對于消費，貧困地區的消費水平低于經濟發達地區，因此其邊際消費傾向也相對較高，導致貧困戶的消費意識更強。當收入增長時，消費的增長加快，所以C1-1 因此，上式的經濟學意義是：貧困地區的貨幣資本存量會在人口流失情況下縮減，使得區域的經濟始終處于貧困陷阱。

接下來，考慮一個存在東西部協作的貧困地區。與上述分析的貧困地區相比，東西部協作通過貨幣資本和人才支援的形式，能夠改變貧困地區的人力資本存量和貨幣資本存量現狀。在東西部協作的地區，對貧困戶而言，其決策目標仍為：

預算約束仍為：

對于廠商而言，其生產函數變為F[（1＋E）K1，（1＋η）L，]＝A[（1＋E）K，]°[（1＋η）L，]。其中E代表支援地區給受援地區帶來的貨幣資本存量上升，η為支援地區給受援地區帶來的人力資本提升。其面臨的決策函數為：

作為政府，面臨的約束仍然沒有變：

作為支援地，其給貧困縣帶來的貨幣資本存量的改變是不大于總援助額的，因此：

聯立上述式子，可得出下列決策：

最終解得：

其中，ω＝α（1＋E）°（1＋η）3。

在沒有援助干預下的貧困地區，消費的增長路徑為

上述式子意味著，如果貨幣資本援助和人力資本改善帶來的邊際報酬增加抵消E，那么則會改善貧困戶的消費，否則有可能使得貧困戶消費降低，落入援助陷阱。

同理，可得其貨幣資本存量的增長路徑：

與前述的貨幣資本存量增長路徑相比，上式的值更小。因此會減緩其貨幣資本累退的進程，并且隨著E的增加，效果越好。從長期來看，貨幣資本存量的改善，使得其生產邊界向外擴張，產生更多的收入。

假設每一年的援助動態變化，不存在援助的地區生產函數為：

存在援助的地區生產函數為：

假定市場是完全競爭的，生產函數規模報酬不變，即α＋β＝1，則有貧困戶的工資收入（sallary）就是其勞動的邊際收益，財產性收入（profit）就是貨幣資本的邊際收益：

不存在援助：

因此，可以得到：

由此可見，貨幣資本援助和人力資本援助能提高貧困戶的收入。令上述為函數g＝（1＋E）（1＋η），則可以得出收入的改善與援助的關系：

其二階導數小于零。因此，g是一個單調遞增函數。據此，本文提出如下假說：

假說1：人才交流越多、資金援助越多，收入增長越快，脫貧越快。

假說2：資金援助存在門檻效應，即達到某一個門檻值后，會出現顯著的扶貧差異。

假說3：經濟發展基礎更好的貧困地區，減貧效果更好，但也存在更明顯的“邊際減貧效果遞減”規律。

三、實證檢驗

1.模型設定

根據本文的研究內容，研究樣本覆蓋366個貧困縣以及結對幫扶縣，時間區間為2014年—2019年①。本部分估計人才交流與貨幣資本援助對減貧成效的影響。前文從理論上解析了人才交流與貨幣資本援助如何影響貧困戶的脫貧進程。但人才交流的數據不可獲得，因此在回歸中不予考慮，所以本文將減貧成效（G）視為貨幣資本援助（K）、自身脫貧潛力（P）的函數，即有：

其中，X代表影響脫貧成效的其他因素。參考Collier等（2002）的研究2，我們將函數形式設置為：

上述式子就是本文的實證模型。在本文的研究中，考慮到數據的可得性，做了一次差分處理，因此本文選擇普通的線性回歸模型。將上述模型施加變換，得到：

這是本文使用的基準回歸模型。K為貨幣資本援助，P為自身脫貧潛力，X為各種控制變量，E為誤差。估計線性回歸模型的經典方法為最小二乘法，考慮可能存在的異方差情況，選擇廣義最小二乘法。

2.變量說明與描述性統計

減貧成效作為被解釋變量，是一個難以量化的指標，但貧困發生率是一個可以衡量的指標。同時本文還引入一個新的指標，貧困縣的脫貧時間。通過貧困發生率、脫貧時間來衡量東西部協作的減貧成效，貧困發生率越低、脫貧時間越短，脫貧成效越好。對于核心解釋變量的衡量，貨幣資本援助是一個容易量化的指標，用資金的多少衡量。但是，援助資金并非每年每個縣區均有公布，存在大量的樣本數據缺失。因此，本文假設援助資金是GDP的函數，以GDP作為援助的代理指標。對于人才交流，最容易量化的指標是一段時期內的人才培訓、干部掛職等人次指標。鑒于數據的可得性，本文以一段時間內舉辦的培訓會、交流會次數作為人才支持的代理指標。關于自身的脫貧潛力，本文以農村人均收入的增長來表示。同時，貧困地區自身以及支援地區的一些因素也會影響減貧成效。為更好估計人才交流與資源援助的減貧成效，選取了是否屬于三區三州、收入、省市GDP增速、所在市的國貧縣數量等變量作為控制變量引入回歸方程。具體的變量說明如表1所示：

從表2不難發現，五年的扶貧工作，農村人均收入最少增長了2585元，最高增長了10559元。這說明扶貧帶來的效果差異非常大，樣本具有很好的研究性質。人均最高收入與最低收入相差12600元，也極具代表性。貧困發生率平均降低了23.2％，在0.1％—54.4％之間波動，波動幅度為9.6％，差距也很明顯。貧困縣在地理分布上也存在差異化，以省會城市為市場中心，從距離省會城市31公里到距離省會城市1425公里，貧困地區在近市場中心和遠市場中心均有分布，這或許為研究地理位置的差異是否影響脫貧成效提供了方向。地級市在地理上的分布不均，導致地級市之間的經濟增速也存在顯著差異。最低的地級市經濟增速只有0.672，最高的經濟增速則有2.275。在國貧縣數量上也有類似差異，有些市只有1個國貧縣，有些市則擁有18個國貧縣。

3.結果分析

由表3可知，K的系數為正，K2的系數為負，表明援助越多，貧困發生率降幅越大，而K2的系數為負則說明援助的效率邊際遞減。同時，自身脫貧潛力的指標P的系數為正，這意味著更高的脫貧潛力更能發揮資金援助的作用。需要注意的是，地理位置的影響如三區三州的減貧效果更好（系數為0.0386），原因可能是這些地區的貧困程度更深。這一經驗結論也適用于對貧困縣個數的分析，雖然nm的系數為0.00668＞0，但是本身貧困縣更多的地級市的貧困人口也越多，所以呈現正相關。

我們考察脫貧的日期，結果顯示P值越大，脫貧時間越早，這體現出了“涓滴效應”。地方經濟的發展會帶動貧困人口脫貧，因為P值是經濟增長的衡量，反映了地方的脫貧潛力。

表4顯示了貧困發生率的地區差異。東部地區由于樣本過少，估值失敗，因此對比中西部地區。不難發現，資金援助對中部地區的減貧效果（0.0189）明顯高于西部地區的減貧效果（0.00131），也能發現“貨幣資本的減貧邊際報酬遞減”規律在中部也比西部更加明顯，可能是由于中部貧困地區的經濟發展基礎更好，貨幣資本存量相對更高，單位貨幣資本帶來的改變比西部衰減得更快。同時，中部的脫貧潛力（0.343）顯著高于西部的脫貧潛力（0.0306）。

表5顯示了從時間維度上資金援助能夠縮短中部地區的脫貧進程，但是會略微增加西部貧困縣的脫貧進程，均表現有邊際報酬遞減的現象且難以被觀測到。由此可見，自身脫貧潛力對脫貧進程的影響存在明顯差異（—658.1＜—37.55）。

表6顯示了門檻模型觀測結果。當援助K跨過門檻值2.26之后，援助帶來的減貧效果（0.299）顯著高于門檻值以下的減貧效果（0.233）。雖然，從經驗結果來看，資金援助存在門檻效應，這種效應是體現在貧困人口減少上的，但從減貧的時間進程而言，經驗結果并未顯示出能夠加快減貧的進程。也就是說，資金援助的突然改變并不會對何時脫貧造成影響，但會改變貧困人口的數量。

從圖2可知，給予恒定且持續的援助能提高人均穩態貨幣資本與人均消費；而且隨著時間的延長，達到穩態所付出的努力越多，而且兩條曲線之間的導數存在一致性，也就是說恒定且持續的援助并未讓受援方提前達到穩態，只是提高了穩態水平。

圖3代表了不同初始貨幣資本存量的地區受到相同援助時的情況。在其他條件相同時，初始貨幣資本存量的不同并不影響最終的穩態水平，這就意味著在相同生產方式下，相同的援助并不會帶來顯著性的改變，并不會使二者呈現差異性的發展路徑。

圖4揭示了援助突然中斷所帶來的情況。從圖中可以得出，當援助突然中斷后，受援地區的發展速度會降低，但不會影響未來的穩態水平。這種關系對減貧而言具有很強的政策性意義，因為RCK模型假設人具有無限的壽命，如果壽命有限，在壽命期間內提供援助對減少貧困人口是很有效的。

為進一步驗證東西部協作的減貧效應，本文選取四川省北川縣作為樣本，運用合成控制法進行實證研究。為使研究更有說服力，選取綿陽市其他縣作為對照組，將援助時間點設置為2008年。選取的因變量為農民人均收入。結合相關文獻，選取自然條件、耕地資源狀況、農業生產效益、交通條件、人口遷移、生育狀況、城鎮化水平、投資水平等指標①，變量說明如表7所示：

表8報告了合成北川的權重組合。合成北川由平武縣和梓潼縣加權得到，容易看出平武縣的權重遠高于梓潼縣，可以得出平武縣與北川縣存在極其相似的經濟發展情況。

從表9中可以看出，就農民人均可支配收入而言，真實北川與合成北川的差異在1％左右，且在2008年的差異度不超過5％。在大部分預測變量上，合成北川與真實北川也相對接近，這表明合成北川很好地擬合了2008年之前的北川的特征。

進一步地，計算了2000年—2020年合成北川與真實北川的收入增長路徑（如圖5所示）。研究發現，2008年之前合成北川與真實北川的農民人均收入的發展路徑幾乎一致，說明合成北川與真實北川的經濟特征高度吻合；而政策執行后，真實北川的農民人均收入明顯高于合成北川的農民人均收入，說明援助使北川的農民人均收入有所增長。

進一步地，本研究計算了政策效應（如圖6所示）。從圖中我們可以發現，在2000年—2008年之間，真實北川與合成北川的農民人均收入差距在±200元之間波動；在2008年之后，真實北川與合成北川的農民人均收入差距不斷拉大，達到600元／年。如果考慮2008年汶川地震之后三年重建期的影響，從2010年開始，援助帶來的效果開始顯現，促進農民人均收入增長。并且這種差距有擴大的趨勢，這就說明持續的援助減緩了邊際遞減效應的發生。

上述的結果是否受到遺漏因素的影響？為了使上述結果更加可信，對其進行穩健性檢驗。圖7展示了安慰劑檢驗的結果。從圖中可以發現，真實北川與合成北川的差異在所有的對照組中處于邊緣的位置，這證明了援助對北川農民增收的影響是比較顯著的。

四、結論與啟示

本文從理論上分析了東西部協作對減貧進程的影響，并結合經驗數據加以檢驗。研究發現：（1）援助減貧的傳導機制有三個，即直接增加家庭消費、增加資本積累、增加公共支出。（2）在東西部協作減貧中，單一手段的減貧效果不及綜合手段顯著；單一手段還會受各種因素的影響，并不能單獨發揮作用。（3）資金援助存在門檻，只有跨越門檻之后才會有效。（4）資金援助在經濟發展基礎較好的地區更容易發揮作用，但也存在邊際報酬遞減效應。（5）政策的中斷也許會導致低收入陷阱，使得脫貧人口陷入低收入低儲蓄的狀況。

基于上述研究發現，本文得到如下啟示：一是在過渡期內保持資金、人才、產業等區域援助政策的穩定性、持續性，避免幫扶中斷帶來的返貧風險。本文構建的理論模型表明，援助突然中斷不會提高其穩態水平，經驗證據也顯示出持續的援助可以提高經濟的發展水平。二是保持資金援助的一定規模（跨越有效援助的規模門檻），更大限度發揮資金援助對鞏固脫貧成果的作用。三是不同脫貧地區往往處于不同的經濟發展階段，具有不同的地理特征、要素稟賦、市場化水平，需要因地制宜設計最優的協作幫扶方案。

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（責任編輯張筠）