東西部協(xié)作的減貧效應(yīng)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(xié)作的減貧實(shí)現(xiàn)機(jī)理，結(jié)合經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)加以檢驗(yàn)。研究表明，資金援助存在著一個(gè)門檻，只有跨越門檻之后才具有實(shí)效性，且資金援助存在邊際報(bào)酬遞減效應(yīng)，甚至協(xié)作幫扶的中斷可能進(jìn)一步強(qiáng)化低收入陷阱，使得脫貧人口陷入低收入低儲(chǔ)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(xié)作減貧機(jī)制的運(yùn)行中，綜合手段運(yùn)用有助于強(qiáng)化區(qū)域幫扶效果。維持政策的穩(wěn)定性、持續(xù)性是防止受援地區(qū)落入低收入陷阱的關(guān)鍵。此外，應(yīng)適度保持減貧援助的投入規(guī)模，并合理配置援助資源。

[關(guān)鍵詞]區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展；東西部協(xié)作；減貧效應(yīng)

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

[作者]賀立龍教授博士生導(dǎo)師四川大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院四川大學(xué)中國式現(xiàn)代化研究院成都 610065

楊祥輝碩士研究生四川大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院成都 610065

馮晶碩士研究生四川大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院成都 610065

加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化是中國式現(xiàn)代化的題中應(yīng)有之義，是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)大國向農(nóng)業(yè)強(qiáng)國跨越的基礎(chǔ)和支撐。在加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化發(fā)展的新階段，鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果，全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興是重要的任務(wù)和目標(biāo)。在過去的脫貧攻堅(jiān)中，我國成功運(yùn)用了一系列對口支援與區(qū)域幫扶機(jī)制，其中最具代表性的是東西部扶貧協(xié)作，這對幫助貧困地區(qū)打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)起到了重要作用。隨著脫貧攻堅(jiān)任務(wù)的完成，以東西部協(xié)作為代表的對口支援和區(qū)域援助模式是否具有可持續(xù)性，特別是在脫貧地區(qū)鄉(xiāng)村振興及區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展中，形成的機(jī)制與政策創(chuàng)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(shí)證上探討東西部協(xié)作的減貧機(jī)制，考察這一機(jī)制的異質(zhì)性與持續(xù)性表現(xiàn)，以期為新時(shí)代新征程上的鄉(xiāng)村振興幫扶、先富帶動(dòng)后富機(jī)制探索提供參考。

一、文獻(xiàn)回顧

在國際上，學(xué)界的研究焦點(diǎn)集中于國際發(fā)展援助的有效性。部分學(xué)者的研究顯示，國際發(fā)展援助可以促進(jìn)受援國的經(jīng)濟(jì)發(fā)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(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明，外國援助并不一定會(huì)促進(jìn)受援國的經(jīng)濟(jì)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(shí)現(xiàn)尼泊爾的可持續(xù)發(fā)展3。Agenor等（2009）構(gòu)建了關(guān)于援助的波動(dòng)與減貧的兩時(shí)期模型，發(fā)現(xiàn)援助的波動(dòng)性越高，受援國落入貧困陷阱的可能性越大。國際發(fā)展援助在促進(jìn)欠發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面的有效性有待商榷，其減貧效果也成為學(xué)者研究的焦點(diǎn)。Gafar T Ijaiya等（2015）發(fā)現(xiàn)外國援助對撒哈拉以南非洲地區(qū)的減貧沒有重大影響5）。Sanjida Siraj（2009）發(fā)現(xiàn)歐盟的援助計(jì)劃效率低下，缺乏減貧效力）。當(dāng)然，援助并不是一無是處，Ayesha Afzal等（2020）經(jīng)驗(yàn)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(nèi)學(xué)界對援助研究主要集中在對口支援、東西部協(xié)作等方面。一些學(xué)者對我國的東西部協(xié)作進(jìn)行了闡釋，石紹賓等（2020）將東西部扶貧協(xié)作視為一種橫向轉(zhuǎn)移支付，但其具有多元性、政治動(dòng)員性、階段性的特征8。李瑞昌（2015）認(rèn)為，中國的對口支援是一種政治性饋贈(zèng)，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(xié)作經(jīng)濟(jì)發(fā)展效應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)研究，他們認(rèn)為，東西部協(xié)作政策可以提高受援地區(qū)公共服務(wù)水平、基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量，縮小區(qū)域差距，減少貧困人口10—13]。陸小華（2000）認(rèn)為，對口扶貧帶來的發(fā)展觀念、信息要素、機(jī)會(huì)等遠(yuǎn)超“輸血”效應(yīng)4）。祝慧等（2020）的研究結(jié)果表明了東西部協(xié)作有效促進(jìn)了受援地貧困人口脫貧、改善了生活條件，在持續(xù)性、穩(wěn)定性脫貧方面呈現(xiàn)出不錯(cuò)的成效（15）。但趙新國等（2014）、周恩宇（2017）也發(fā)現(xiàn)一些共同的問題，如幫扶對象主動(dòng)參與意愿不足，被幫扶地區(qū)勞動(dòng)者素質(zhì)差，基礎(chǔ)設(shè)施差，定點(diǎn)扶貧與制度性扶貧體系之間存在沖突，定點(diǎn)扶貧目標(biāo)的偏離，定點(diǎn)扶貧的成效評估缺位（6—17）。

綜上，國內(nèi)相關(guān)研究集中于案例分析、問題發(fā)現(xiàn)、理論闡釋，定量研究、實(shí)證研究較少，國際上的相關(guān)研究多從實(shí)證角度分析國際援助的有效性，主要集中在受援國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展、減貧領(lǐng)域，研究多從經(jīng)典經(jīng)濟(jì)學(xué)模型出發(fā)，對模型進(jìn)行修正，研究援助對經(jīng)濟(jì)增長、減貧的靜態(tài)、動(dòng)態(tài)作用。

二、理論分析與研究假設(shè)

1.理論分析

援助是如何促進(jìn)貧困人口脫貧增收的？西蒙·庫茲涅茨認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長的因素主要來自知識存量增長、勞動(dòng)生產(chǎn)率提高以及結(jié)構(gòu)變化。丹尼森認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長是生產(chǎn)要素投入量和生產(chǎn)要素生產(chǎn)率的函數(shù)。宋馬林等（2021）將人力資本、資源配置效率納入綠色產(chǎn)出的衡量（18），趙玉林等（2018）測算了制度、技術(shù)改進(jìn)對制造業(yè)TFP的貢獻(xiàn)（19）。學(xué)者們提供的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)都揭示了勞動(dòng)、資本、技術(shù)、制度對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。

古典經(jīng)濟(jì)學(xué)者將貧困的原因歸結(jié)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(xué)者解釋援助與減貧之間的傳導(dǎo)機(jī)制。在國內(nèi)的東西部協(xié)作實(shí)踐中，有多種途徑。從形式上看，有人、財(cái)、物的支持；從對象上看，有政府、企業(yè)、家庭三方（詳見圖1）。其具體實(shí)現(xiàn)路徑有三種：（1）援助→家庭消費(fèi)→經(jīng)濟(jì)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(fèi)，貧困人口脫貧。（2）援助→資本積累→經(jīng)濟(jì)增長。該路徑表明援助可以增加貧困地區(qū)的資本積累，緩解貧困地區(qū)資本投入不足的問題。（3）援助→公共支出→經(jīng)濟(jì)增長，即援助會(huì)增加貧困地區(qū)政府的收入，從而增加貧困地區(qū)人均公共支出，進(jìn)而改善勞動(dòng)力素質(zhì)，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長、人民增收。上述三種方式都是幫助貧困地區(qū)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(gè)只有貧困戶、廠商、政府三方參與的貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式。貧困地區(qū)相較于非貧困地區(qū)，存在一些特殊性：首先，貧困地區(qū)的自然環(huán)境相對惡劣，高海拔、耕地少，缺乏現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)，工業(yè)基礎(chǔ)薄弱。其次，貧困地區(qū)的市場化程度比較低，商品經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)，屬于自給自足的小農(nóng)經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)模式。在這樣的生產(chǎn)模式下，居民重視當(dāng)期消費(fèi)，因此容易陷入低儲(chǔ)蓄、低投資、低消費(fèi)的貧困陷阱，所以貧困地區(qū)的貨幣資本存量往往偏低。再者，貧困地區(qū)的教育落后，人力資本缺乏。

研究發(fā)現(xiàn)，各發(fā)達(dá)地區(qū)在主導(dǎo)東西部協(xié)作減貧時(shí)，主要采用資金、技術(shù)、人才、勞務(wù)等援助方式，促進(jìn)貧困地區(qū)脫貧發(fā)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(xiàn)象。人力資本援助包括采取人才交流、技術(shù)支持、管理培訓(xùn)等提升當(dāng)?shù)厝肆Y本的一系列措施，從而實(shí)現(xiàn)更有效率的生產(chǎn)活動(dòng)。本文構(gòu)建的貧困戶、廠商、政府三方參與的貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式中，貧困戶提供生產(chǎn)要素并消費(fèi)產(chǎn)品，廠商使用生產(chǎn)要素生產(chǎn)產(chǎn)品，政府的主要職能是為貧困地區(qū)提供公共服務(wù)并調(diào)控扶貧資金。首先我們考慮一個(gè)不存在東西部協(xié)作的貧困地區(qū)。

2.研究假設(shè)

假設(shè)在一個(gè)無限期的生產(chǎn)周期內(nèi)存在一個(gè)貧困地區(qū)，構(gòu)成主體為貧困戶，滿足經(jīng)濟(jì)人假設(shè)，每一期的消費(fèi)為c1，閑暇時(shí)間為1，貧困戶的效用由消費(fèi)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(chǎn)經(jīng)營性收入，包括種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)收入和私營收入；二是來自政府的轉(zhuǎn)移性收入TR1；三是財(cái)產(chǎn)性收入；四是工資性收入。楊龍等（2014）發(fā)現(xiàn)貧困戶除了日常消費(fèi)，人情支出也較高20。假設(shè)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(nóng)戶提供的工資和分紅利息分別為w，和r1，貧困戶的務(wù)工時(shí)間為nt。滿足經(jīng)濟(jì)人假設(shè)的貧困戶，其決策目標(biāo)是使其效用最大化。假定貧困的效用函數(shù)為u（c，），在無限期的生產(chǎn)周期中，貧困戶要使其在生產(chǎn)周期的效用現(xiàn)值最大化，設(shè)定Y為跨期效用的貼現(xiàn)值，同時(shí)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(yōu)化問題：

對于廠商，其追求利潤最大化。假設(shè)其利用貨幣資本K，和勞動(dòng)力L，進(jìn)行生產(chǎn)，產(chǎn)品的各期價(jià)格為P1。由于廠商在貧困地區(qū)，政府會(huì)對廠商進(jìn)行政策補(bǔ)貼，設(shè)為TR？，同時(shí)廠商應(yīng)向政府繳納稅費(fèi)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(qū)的地方財(cái)政收入主要來源于上級財(cái)政撥款以及扶貧專項(xiàng)資金，同時(shí)地方政府還需為公共服務(wù)支出。設(shè)扶貧專項(xiàng)資金收入為H，公共服務(wù)支出為Gt。為了便于分析，本文暫不考慮地方債務(wù)，因此不考慮財(cái)政赤字。因此，可以得出政府的財(cái)政收支方程：

當(dāng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)均衡時(shí)，可以得到下面的預(yù)算約束：

同時(shí)，區(qū)域經(jīng)濟(jì)均衡時(shí)，產(chǎn)品市場、勞動(dòng)力市場、資本市場出清，則有：

因此，區(qū)域經(jīng)濟(jì)均衡時(shí)，有如下的最優(yōu)化問題：

上式解得有如下歐拉方程：

假設(shè)貧困戶的效用函數(shù)為相對風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避效用函數(shù)，即，廠商的生產(chǎn)符合C—D函數(shù)F（K，，L，）＝AK；LP。其中，θ為風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)，A為技術(shù)進(jìn)步系數(shù)，也可以稱全要素生產(chǎn)率，α和β分別表示貨幣資本和勞動(dòng)占產(chǎn)出的比例，且都大于0，小于1。因此，將生產(chǎn)函數(shù)和效用函數(shù)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(qū)存在著人口流失現(xiàn)象，因此Ln＜1。同時(shí)，由于貧困地區(qū)的生產(chǎn)L1+1方式偏向于自給自足的小農(nóng)經(jīng)濟(jì)模式，產(chǎn)業(yè)多是勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，因此有0＜α＜β＜1。對于消費(fèi)，貧困地區(qū)的消費(fèi)水平低于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，因此其邊際消費(fèi)傾向也相對較高，導(dǎo)致貧困戶的消費(fèi)意識更強(qiáng)。當(dāng)收入增長時(shí)，消費(fèi)的增長加快，所以C1-1 因此，上式的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義是：貧困地區(qū)的貨幣資本存量會(huì)在人口流失情況下縮減，使得區(qū)域的經(jīng)濟(jì)始終處于貧困陷阱。

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

預(yù)算約束仍為：

對于廠商而言，其生產(chǎn)函數(shù)變?yōu)镕[（1＋E）K1，（1＋η）L，]＝A[（1＋E）K，]°[（1＋η）L，]。其中E代表支援地區(qū)給受援地區(qū)帶來的貨幣資本存量上升，η為支援地區(qū)給受援地區(qū)帶來的人力資本提升。其面臨的決策函數(shù)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(lián)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(yù)下的貧困地區(qū)，消費(fèi)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(bào)酬增加抵消E，那么則會(huì)改善貧困戶的消費(fèi)，否則有可能使得貧困戶消費(fèi)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(huì)減緩其貨幣資本累退的進(jìn)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(chǎn)邊界向外擴(kuò)張，產(chǎn)生更多的收入。

假設(shè)每一年的援助動(dòng)態(tài)變化，不存在援助的地區(qū)生產(chǎn)函數(shù)為：

存在援助的地區(qū)生產(chǎn)函數(shù)為：

假定市場是完全競爭的，生產(chǎn)函數(shù)規(guī)模報(bào)酬不變，即α＋β＝1，則有貧困戶的工資收入（sallary）就是其勞動(dòng)的邊際收益，財(cái)產(chǎn)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(shù)g＝（1＋E）（1＋η），則可以得出收入的改善與援助的關(guān)系：

其二階導(dǎo)數(shù)小于零。因此，g是一個(gè)單調(diào)遞增函數(shù)。據(jù)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(yīng)，即達(dá)到某一個(gè)門檻值后，會(huì)出現(xiàn)顯著的扶貧差異。

假說3：經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)更好的貧困地區(qū)，減貧效果更好，但也存在更明顯的“邊際減貧效果遞減”規(guī)律。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

1.模型設(shè)定

根據(jù)本文的研究內(nèi)容，研究樣本覆蓋366個(gè)貧困縣以及結(jié)對幫扶縣，時(shí)間區(qū)間為2014年—2019年①。本部分估計(jì)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(jìn)程。但人才交流的數(shù)據(jù)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(shù)，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(shù)形式設(shè)置為：

上述式子就是本文的實(shí)證模型。在本文的研究中，考慮到數(shù)據(jù)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(zhǔn)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(jì)線性回歸模型的經(jīng)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(tǒng)計(jì)

減貧成效作為被解釋變量，是一個(gè)難以量化的指標(biāo)，但貧困發(fā)生率是一個(gè)可以衡量的指標(biāo)。同時(shí)本文還引入一個(gè)新的指標(biāo)，貧困縣的脫貧時(shí)間。通過貧困發(fā)生率、脫貧時(shí)間來衡量東西部協(xié)作的減貧成效，貧困發(fā)生率越低、脫貧時(shí)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(gè)容易量化的指標(biāo)，用資金的多少衡量。但是，援助資金并非每年每個(gè)縣區(qū)均有公布，存在大量的樣本數(shù)據(jù)缺失。因此，本文假設(shè)援助資金是GDP的函數(shù)，以GDP作為援助的代理指標(biāo)。對于人才交流，最容易量化的指標(biāo)是一段時(shí)期內(nèi)的人才培訓(xùn)、干部掛職等人次指標(biāo)。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文以一段時(shí)間內(nèi)舉辦的培訓(xùn)會(huì)、交流會(huì)次數(shù)作為人才支持的代理指標(biāo)。關(guān)于自身的脫貧潛力，本文以農(nóng)村人均收入的增長來表示。同時(shí)，貧困地區(qū)自身以及支援地區(qū)的一些因素也會(huì)影響減貧成效。為更好估計(jì)人才交流與資源援助的減貧成效，選取了是否屬于三區(qū)三州、收入、省市GDP增速、所在市的國貧縣數(shù)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(fā)現(xiàn)，五年的扶貧工作，農(nóng)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(zhì)。人均最高收入與最低收入相差12600元，也極具代表性。貧困發(fā)生率平均降低了23.2％，在0.1％—54.4％之間波動(dòng)，波動(dòng)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(huì)城市為市場中心，從距離省會(huì)城市31公里到距離省會(huì)城市1425公里，貧困地區(qū)在近市場中心和遠(yuǎn)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(dǎo)致地級市之間的經(jīng)濟(jì)增速也存在顯著差異。最低的地級市經(jīng)濟(jì)增速只有0.672，最高的經(jīng)濟(jì)增速則有2.275。在國貧縣數(shù)量上也有類似差異，有些市只有1個(gè)國貧縣，有些市則擁有18個(gè)國貧縣。

3.結(jié)果分析

由表3可知，K的系數(shù)為正，K2的系數(shù)為負(fù)，表明援助越多，貧困發(fā)生率降幅越大，而K2的系數(shù)為負(fù)則說明援助的效率邊際遞減。同時(shí)，自身脫貧潛力的指標(biāo)P的系數(shù)為正，這意味著更高的脫貧潛力更能發(fā)揮資金援助的作用。需要注意的是，地理位置的影響如三區(qū)三州的減貧效果更好（系數(shù)為0.0386），原因可能是這些地區(qū)的貧困程度更深。這一經(jīng)驗(yàn)結(jié)論也適用于對貧困縣個(gè)數(shù)的分析，雖然nm的系數(shù)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(xiàn)正相關(guān)。

我們考察脫貧的日期，結(jié)果顯示P值越大，脫貧時(shí)間越早，這體現(xiàn)出了“涓滴效應(yīng)”。地方經(jīng)濟(jì)的發(fā)展會(huì)帶動(dòng)貧困人口脫貧，因?yàn)镻值是經(jīng)濟(jì)增長的衡量，反映了地方的脫貧潛力。

表4顯示了貧困發(fā)生率的地區(qū)差異。東部地區(qū)由于樣本過少，估值失敗，因此對比中西部地區(qū)。不難發(fā)現(xiàn)，資金援助對中部地區(qū)的減貧效果（0.0189）明顯高于西部地區(qū)的減貧效果（0.00131），也能發(fā)現(xiàn)“貨幣資本的減貧邊際報(bào)酬遞減”規(guī)律在中部也比西部更加明顯，可能是由于中部貧困地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)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(shí)，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(shí)間維度上資金援助能夠縮短中部地區(qū)的脫貧進(jìn)程，但是會(huì)略微增加西部貧困縣的脫貧進(jìn)程，均表現(xiàn)有邊際報(bào)酬遞減的現(xiàn)象且難以被觀測到。由此可見，自身脫貧潛力對脫貧進(jìn)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(jié)果。當(dāng)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(jīng)驗(yàn)結(jié)果來看，資金援助存在門檻效應(yīng)，這種效應(yīng)是體現(xiàn)在貧困人口減少上的，但從減貧的時(shí)間進(jìn)程而言，經(jīng)驗(yàn)結(jié)果并未顯示出能夠加快減貧的進(jìn)程。也就是說，資金援助的突然改變并不會(huì)對何時(shí)脫貧造成影響，但會(huì)改變貧困人口的數(shù)量。

從圖2可知，給予恒定且持續(xù)的援助能提高人均穩(wěn)態(tài)貨幣資本與人均消費(fèi)；而且隨著時(shí)間的延長，達(dá)到穩(wěn)態(tài)所付出的努力越多，而且兩條曲線之間的導(dǎo)數(shù)存在一致性，也就是說恒定且持續(xù)的援助并未讓受援方提前達(dá)到穩(wěn)態(tài)，只是提高了穩(wěn)態(tài)水平。

圖3代表了不同初始貨幣資本存量的地區(qū)受到相同援助時(shí)的情況。在其他條件相同時(shí)，初始貨幣資本存量的不同并不影響最終的穩(wěn)態(tài)水平，這就意味著在相同生產(chǎn)方式下，相同的援助并不會(huì)帶來顯著性的改變，并不會(huì)使二者呈現(xiàn)差異性的發(fā)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(dāng)援助突然中斷后，受援地區(qū)的發(fā)展速度會(huì)降低，但不會(huì)影響未來的穩(wěn)態(tài)水平。這種關(guān)系對減貧而言具有很強(qiáng)的政策性意義，因?yàn)镽CK模型假設(shè)人具有無限的壽命，如果壽命有限，在壽命期間內(nèi)提供援助對減少貧困人口是很有效的。

為進(jìn)一步驗(yàn)證東西部協(xié)作的減貧效應(yīng)，本文選取四川省北川縣作為樣本，運(yùn)用合成控制法進(jìn)行實(shí)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(shí)間點(diǎn)設(shè)置為2008年。選取的因變量為農(nóng)民人均收入。結(jié)合相關(guān)文獻(xiàn)，選取自然條件、耕地資源狀況、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效益、交通條件、人口遷移、生育狀況、城鎮(zhèn)化水平、投資水平等指標(biāo)①，變量說明如表7所示：

表8報(bào)告了合成北川的權(quán)重組合。合成北川由平武縣和梓潼縣加權(quán)得到，容易看出平武縣的權(quán)重遠(yuǎn)高于梓潼縣，可以得出平武縣與北川縣存在極其相似的經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況。

從表9中可以看出，就農(nóng)民人均可支配收入而言，真實(shí)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(yù)測變量上，合成北川與真實(shí)北川也相對接近，這表明合成北川很好地?cái)M合了2008年之前的北川的特征。

進(jìn)一步地，計(jì)算了2000年—2020年合成北川與真實(shí)北川的收入增長路徑（如圖5所示）。研究發(fā)現(xiàn)，2008年之前合成北川與真實(shí)北川的農(nóng)民人均收入的發(fā)展路徑幾乎一致，說明合成北川與真實(shí)北川的經(jīng)濟(jì)特征高度吻合；而政策執(zhí)行后，真實(shí)北川的農(nóng)民人均收入明顯高于合成北川的農(nóng)民人均收入，說明援助使北川的農(nóng)民人均收入有所增長。

進(jìn)一步地，本研究計(jì)算了政策效應(yīng)（如圖6所示）。從圖中我們可以發(fā)現(xiàn)，在2000年—2008年之間，真實(shí)北川與合成北川的農(nóng)民人均收入差距在±200元之間波動(dòng)；在2008年之后，真實(shí)北川與合成北川的農(nóng)民人均收入差距不斷拉大，達(dá)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(xiàn)，促進(jìn)農(nóng)民人均收入增長。并且這種差距有擴(kuò)大的趨勢，這就說明持續(xù)的援助減緩了邊際遞減效應(yīng)的發(fā)生。

上述的結(jié)果是否受到遺漏因素的影響？為了使上述結(jié)果更加可信，對其進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。圖7展示了安慰劑檢驗(yàn)的結(jié)果。從圖中可以發(fā)現(xiàn)，真實(shí)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(nóng)民增收的影響是比較顯著的。

四、結(jié)論與啟示

本文從理論上分析了東西部協(xié)作對減貧進(jìn)程的影響，并結(jié)合經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)加以檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)：（1）援助減貧的傳導(dǎo)機(jī)制有三個(gè)，即直接增加家庭消費(fèi)、增加資本積累、增加公共支出。（2）在東西部協(xié)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(huì)受各種因素的影響，并不能單獨(dú)發(fā)揮作用。（3）資金援助存在門檻，只有跨越門檻之后才會(huì)有效。（4）資金援助在經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)較好的地區(qū)更容易發(fā)揮作用，但也存在邊際報(bào)酬遞減效應(yīng)。（5）政策的中斷也許會(huì)導(dǎo)致低收入陷阱，使得脫貧人口陷入低收入低儲(chǔ)蓄的狀況。

基于上述研究發(fā)現(xiàn)，本文得到如下啟示：一是在過渡期內(nèi)保持資金、人才、產(chǎn)業(yè)等區(qū)域援助政策的穩(wěn)定性、持續(xù)性，避免幫扶中斷帶來的返貧風(fēng)險(xiǎn)。本文構(gòu)建的理論模型表明，援助突然中斷不會(huì)提高其穩(wěn)態(tài)水平，經(jīng)驗(yàn)證據(jù)也顯示出持續(xù)的援助可以提高經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平。二是保持資金援助的一定規(guī)模（跨越有效援助的規(guī)模門檻），更大限度發(fā)揮資金援助對鞏固脫貧成果的作用。三是不同脫貧地區(qū)往往處于不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)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(shè)計(jì)最優(yōu)的協(xié)作幫扶方案。

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