區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叩臏p貧績效及作用機制
——基于全國832個國家級貧困縣數(shù)據(jù)

胡承晨，張 帆，毛豐付

（1.安徽師范大學，安徽蕪湖241000；2.浙江工商大學，浙江杭州310018；3.廈門大學，福建廈門361005）

一、引言

消除貧困、改善民生、實現(xiàn)共同富裕是全黨全社會的共同責任。黨的十八大以來，以習近平為核心的黨中央對“十三五”脫貧攻堅規(guī)劃作出全面部署。黨的十九屆四中全會進一步提出“堅決打贏脫貧攻堅戰(zhàn)，建立解決相對貧困的長效機制”。2018年《中共中央國務(wù)院關(guān)于打贏脫貧攻堅戰(zhàn)三年行動的指導意見》明確提出“統(tǒng)籌銜接脫貧攻堅與鄉(xiāng)村振興”的要求。2021年2月，習近平在全國脫貧攻堅總結(jié)表彰大會上明確指出，“我國已如期實現(xiàn)9899萬農(nóng)村貧困人口全部脫貧，832個貧困縣全部摘帽，12.8 萬個貧困村全部出列，區(qū)域性整體貧困得到解決，完成了消除絕對貧困的艱巨任務(wù)?！瑫r，脫貧摘帽不是終點，而是新生活、新奮斗的起點?！苯窈笠欢螘r期內(nèi)，解決相對貧困問題將成為接續(xù)的重點。在既有的農(nóng)村扶貧政策實踐中，瞄準縣域的區(qū)域?qū)蛐头鲐氄邽閲H減貧事業(yè)貢獻了具有中國特色的扶貧經(jīng)驗，也為治理相對貧困提供了政策借鑒。

區(qū)域?qū)蛐头鲐氄呤蔷哂忻黠@區(qū)域瞄準性的政府干預(yù)舉措［1］，表現(xiàn)為中央及地方政府針對瞄準縣域給予財稅支持、金融服務(wù)、投資傾斜、產(chǎn)業(yè)扶持及其他相應(yīng)扶貧政策［2］。具體來看，財稅支持是由政府主導，通過直接轉(zhuǎn)移支付的“輸血式”扶貧來提高貧困戶的收入水平［3-4］；金融服務(wù)、投資傾斜、產(chǎn)業(yè)扶持等則是通過提供更多金融服務(wù)渠道、促進資本積累、推動技術(shù)創(chuàng)新等途徑實現(xiàn)“造血式”幫扶［5-7］。其中，產(chǎn)業(yè)扶持作為區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叩暮诵?，一直是學術(shù)界關(guān)注的焦點，包括成立農(nóng)民合作社、駐村幫扶、培育龍頭企業(yè)、實施“互聯(lián)網(wǎng)+”、開展生態(tài)旅游等多種形式［8-10］。此外，隨著經(jīng)濟社會的不斷發(fā)展以及居民需求的不斷升級，鄉(xiāng)村旅游扶貧、互聯(lián)網(wǎng)背景下的消費扶貧、醫(yī)療扶貧、數(shù)字下鄉(xiāng)等新興扶貧政策不斷涌現(xiàn)［11-14］，成為新一輪扶貧舉措的中堅力量。

各項扶貧政策的實施有力推動了貧困地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展，其成效多體現(xiàn)在農(nóng)戶增收、扶貧效率和目標完成度提升等方面［15-16］。隨著扶貧工作的逐步推進，學界逐漸將研究目光轉(zhuǎn)向扶貧政策績效評估方面。從研究內(nèi)容來說，現(xiàn)有關(guān)于區(qū)域?qū)蛐头鲐氄呖冃гu估的研究多側(cè)重于對某項特定扶貧政策的績效評價。如王國勇［17］、梁晨［18］從公共管理、國家治理的角度研究扶貧政策的工作機制，胡偉斌［19］嘗試從產(chǎn)業(yè)推動經(jīng)濟發(fā)展視角探索產(chǎn)業(yè)扶貧政策的傳導機制，趙曉峰［20］圍繞更為具體的農(nóng)民合作社探討扶貧工作中的制度安排。從研究方法來說，主要是基于微觀數(shù)據(jù)采用包括斷點回歸、雙重差分法（DID）、Probit模型等方法。如李志平［21］構(gòu)建了包括貧困戶和非貧困戶的微觀主體行為模型以及基于農(nóng)村公平和效率的農(nóng)村福利模型，分別研究了這兩條新路徑上貧困戶福利和農(nóng)村福利的動態(tài)演變過程，并使用系統(tǒng)動力學模型進行了政策模擬，探索我國產(chǎn)業(yè)精準扶貧的最優(yōu)路徑及政策支持空間。胡晗［22］利用陜西省3 縣6 鎮(zhèn)863 戶貧困戶的入戶調(diào)查數(shù)據(jù)，運用Probit 模型和粗略精確匹配方法估計產(chǎn)業(yè)扶貧政策對貧困戶生計策略選擇及家庭收入的影響，并運用定性與定量相結(jié)合的混合研究方法對研究結(jié)果進行解讀。尹志超［23］基于2011 年—2017 年中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，運用雙重差分法研究了精準扶貧政策對農(nóng)業(yè)信貸渠道和農(nóng)業(yè)信貸規(guī)模的影響，研究發(fā)現(xiàn)西部地區(qū)的政策效果更為顯著，且相較于貧困縣，非貧困縣的貧困戶獲得正規(guī)信貸的概率及規(guī)模提升效果更為顯著。

以上研究提供了不同的研究視角，豐富了貧困領(lǐng)域的相關(guān)研究，然而研究主要側(cè)重于相關(guān)分析而非因果分析，且研究結(jié)果往往限于研究數(shù)據(jù)來源區(qū)域，研究中微觀數(shù)據(jù)來源的適用性也有待拓展。少有文獻探討扶貧政策的經(jīng)濟學傳導機制，也未能清晰闡明貧困縣扶貧政策的運行機制?？梢哉f，既有研究中針對特定類型、特定區(qū)域的扶貧政策績效評估研究難以對區(qū)域?qū)蛐头鲐氄哌M行全面評價。

區(qū)域?qū)蛐头鲐氄咄ㄟ^改善貧困縣域的經(jīng)濟發(fā)展條件進而實現(xiàn)扶貧目標，既能使貧困家庭受益，又能對貧困縣域的經(jīng)濟增長產(chǎn)生積極影響，隨著區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叩倪M一步落實，各類政策績效相互重疊，因而構(gòu)建面向貧困縣域的扶貧政策績效綜合評估體系，識別各類政策對推動當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的傳導路徑十分重要。本文的邊際貢獻在于：第一，瞄準國家級貧困縣的區(qū)域?qū)蛐头鲐氄唧w現(xiàn)了由“區(qū)域瞄準”精準至“縣域瞄準”的區(qū)域扶貧理念，因而以國家級貧困縣為切入點探討瞄準縣域的區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叩姆鲐毧冃?，可為科學評估區(qū)域?qū)蛐头鲐氄呖冃峁├碚撝С帧５诙?，以縣域為單位，利用2014年國務(wù)院扶貧辦公布的全國832個貧困縣名單，采用雙重差分法對區(qū)域?qū)蛐头鲐氄吆徒?jīng)濟增長之間的關(guān)系進行識別，并結(jié)合中國流動人口動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)對區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叩姆鲐毲肋M行再檢視，以拓展現(xiàn)有文獻對區(qū)域扶貧研究結(jié)論的適用范圍。第三，基于對經(jīng)濟增長的宏觀把握，逐步分解貧困縣域經(jīng)濟的增收渠道，總結(jié)區(qū)域?qū)蛐头鲐氄呓档拓毨?、推動縣域經(jīng)濟增長的理論機制，豐富關(guān)于扶貧政策經(jīng)濟學傳導機制方面的研究。

二、理論分析與研究假說

（一）區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叩臏p貧績效

區(qū)域?qū)蛐头鲐氄呤峭苿迂毨У貐^(qū)經(jīng)濟增長的重要工具，也是鄉(xiāng)村振興的重要載體，對其進行績效評估應(yīng)重點參考區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展成果。由于政策目標不同，扶貧政策可分為開放式扶貧政策和救濟式扶貧政策。其中，救濟式扶貧政策源于財政脫貧理論，主要通過增加政府公共財政支出來提高農(nóng)戶的收入水平以保證脫貧的平等性和分配的均衡性。開放式扶貧政策則從涓滴效應(yīng)理論出發(fā)，通過改善貧困地區(qū)的經(jīng)濟環(huán)境以促進當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展進而實現(xiàn)脫貧。根據(jù)Bourguignon［24］提出的“增長—平等—貧困”三角理論，經(jīng)濟增長是解決貧困的重要起點。為追求更好的減貧績效，上述兩類扶貧政策都需要經(jīng)濟增長作為主要推動力：一方面，經(jīng)濟增長為貧困地區(qū)提供了更多就業(yè)、創(chuàng)業(yè)機會，提高了貧困人口的收入水平；另一方面，經(jīng)濟增長也會增加當?shù)卣斦杖?，為救濟式扶貧提供資金保障。

新古典經(jīng)濟學認為，經(jīng)濟增長是減貧的重要途徑［25-26］。經(jīng)濟發(fā)展帶來的經(jīng)濟溢出效應(yīng)，奠定了二戰(zhàn)后發(fā)展中國家扶貧戰(zhàn)略選擇的重要理論基礎(chǔ)。然而，隨著絕對貧困的逐步緩解，經(jīng)濟溢出效應(yīng)也受到對扶貧績效平等性追求的質(zhì)疑。有學者認為，扶貧政策會面臨涓滴效應(yīng)阻滯，使得經(jīng)濟增長無法直接惠及貧困者［27］。減貧績效不僅取決于平均收入增長，也極大地受到收入分配狀況的影響［28］。庫茲涅茨的“倒U 假說”則認為，在減貧過程中財富差距不可避免，但達到一定臨界值后，伴隨著經(jīng)濟增長財富差距會不斷縮小。赫希曼的“極化—涓滴效應(yīng)”進一步從區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的角度說明經(jīng)濟增長可以為欠發(fā)達地區(qū)帶來更多經(jīng)濟溢出，最終縮小區(qū)域發(fā)展差距。在考慮收入差距的情況下，貧困人口仍能從經(jīng)濟增長中獲益，只是獲益程度因國家、地域而異［29］。因此，區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叩慕?jīng)濟增長效應(yīng)有助于推動貧困地區(qū)尤其是深度貧困地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展，實現(xiàn)貧困地區(qū)之間的平衡發(fā)展。

基于以上分析，本文提出研究假說1：區(qū)域?qū)蛐头鲐氄咄苿恿素毨Эh的經(jīng)濟增長。

（二）區(qū)域?qū)蛐头鲐氄呃瓌迂毨Эh經(jīng)濟增長的作用機制

有學者認為，區(qū)域?qū)蛐头鲐氄邔⒄深A(yù)性措施與縣域自身的資源稟賦形成合力，可更有效地整合和配置貧困縣域的要素資源，推動經(jīng)濟增長［30］。因此，本文嘗試將區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叩臏p貧作用機制置于宏觀經(jīng)濟增長的研究框架下，分析勞動力和資本這兩類生產(chǎn)要素驅(qū)動貧困縣經(jīng)濟增長的作用機制。根據(jù)發(fā)展經(jīng)濟學理論和中國區(qū)域?qū)蛐头鲐殞嵺`經(jīng)驗，貧困縣收入增量主要來源于3條渠道，分別是本地勞動力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來的農(nóng)產(chǎn)品銷售收入、對口勞務(wù)輸出帶來的務(wù)工收入以及外來資本注入形成的工業(yè)部門收益。

其一，勞動力從事本地農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，增加農(nóng)產(chǎn)品銷售收入，推動地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長。一些貧困縣域由于區(qū)位特點，具有豐富的耕地、林地等自然資源，土地成為貧困人口從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基礎(chǔ)資料。依靠自然資源稟賦的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟由此逐步發(fā)展為貧困縣域的特色產(chǎn)業(yè)，在維持貧困農(nóng)戶生計、增加地方財政收入方面起著基礎(chǔ)性作用。政策實踐中，在區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叩闹笇?，政府出臺了多項強農(nóng)、惠農(nóng)政策，鼓勵貧困農(nóng)戶利用地方資源從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，保障農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展與流通，幫扶成效不斷得到鞏固和提升。因此，設(shè)立國家級貧困縣、鼓勵貧困農(nóng)戶充分利用基礎(chǔ)生產(chǎn)資料發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，提升貧困戶生產(chǎn)經(jīng)營能力和市場參與能力，能保障貧困縣域的內(nèi)生性發(fā)展［31］?；诖耍疚奶岢鲅芯考僬f2a：區(qū)域?qū)蛐头鲐氄咄苿觿趧恿氖罗r(nóng)業(yè)生產(chǎn)，增加農(nóng)產(chǎn)品銷售收入，從而拉動貧困縣經(jīng)濟增長。

其二，勞動力從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，通過外出務(wù)工增加收入，擴大貧困縣域的消費市場容量，促進地方經(jīng)濟增長。一方面，貧困縣農(nóng)戶的就業(yè)行為是理性自由勞動力參與市場經(jīng)濟活動的表現(xiàn)；另一方面，農(nóng)戶勞動力進一步向回報率高的區(qū)域流動是市場優(yōu)化配置勞動力資源的結(jié)果，這會促進農(nóng)戶增收。政策實踐中，《國家八七扶貧攻堅計劃》提出有計劃有組織地發(fā)展勞務(wù)輸出，2015年《中共中央國務(wù)院關(guān)于打贏脫貧攻堅戰(zhàn)的決定》中進一步提出引導勞務(wù)輸出脫貧，要求“加大勞務(wù)輸出培訓投入，統(tǒng)籌使用各類培訓資源，以就業(yè)為導向，提高培訓的針對性和有效性”。實踐證明，勞務(wù)輸出扶貧可有效降低貧困率，是擺脫貧困的重要途徑。區(qū)域?qū)蛐头鲐氄呙闇实膰壹壺毨Эh特別是國家級重點貧困縣尚處于經(jīng)濟發(fā)展的初級階段，勞動力外流帶來的收入增長是經(jīng)濟增量的主要來源［32-33］。基于此，本文提出研究假說2b：區(qū)域?qū)蛐头鲐氄咄苿觿趧恿Τ渥愕呢毨Эh域向外輸出勞動力，通過異地就業(yè)增加貧困農(nóng)戶的家庭收入，提高貧困縣域消費水平，從而拉動貧困縣經(jīng)濟增長。

其三，貧困縣域普遍資本匱乏，外來資本注入可增加資本積累，助推經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，促進當?shù)亟?jīng)濟增長。貧困縣域長期處于資本積累的洼地，資本存量匱乏，其發(fā)展需要外來資本的支持。政策實踐中，區(qū)域?qū)蛐头鲐氄哚槍γ闇士h域給予貸款貼息、財政補助和財政獎勵等支持，向貧困地區(qū)注入專項扶貧資金，提高當?shù)鼗A(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平，增加當?shù)毓潭ㄙY產(chǎn)投資，促進當?shù)刭Y本形成。需要注意的是，資本流入貧困縣域的表現(xiàn)形式不一，有的通過系列產(chǎn)業(yè)扶貧政策逐步發(fā)展貧困縣域當?shù)佚堫^企業(yè)，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，進而推動當?shù)亟?jīng)濟增長；有的通過資本注入創(chuàng)立企業(yè)或以合作社等形式構(gòu)建新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，實現(xiàn)收益共享，這也是農(nóng)戶收入增加的重要來源［33］。基于此，本文提出研究假說2c：區(qū)域?qū)蛐头鲐氄咄苿油鈦碣Y本注入形成產(chǎn)業(yè)投資，促進當?shù)刂鲗Мa(chǎn)業(yè)由農(nóng)產(chǎn)品逐步轉(zhuǎn)向初級工業(yè)品，實現(xiàn)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，從而拉動貧困縣經(jīng)濟增長。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

2014 年，國務(wù)院扶貧辦公布了全國832 個國家級貧困縣名單，相較于非重點貧困縣，重點貧困縣的減貧空間更大，區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叩臏p貧績效在重點貧困縣表現(xiàn)更為顯著。因此，參照Guadal‐upe［34］的做法，本文通過構(gòu)建雙重差分模型，分別以國家扶貧辦劃分的國家扶貧開發(fā)工作重點縣（以下簡稱國家級重點貧困縣）與非國家扶貧開發(fā)工作重點縣（以下簡稱非國家級重點貧困縣）來評估區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叩臏p貧績效。本文使用2013年—2017年全國832個國家級貧困縣面板數(shù)據(jù)來評估區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叩臏p貧績效，研究中的原始數(shù)據(jù)來自歷年《中國縣（市）社會經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》、貧困縣政府統(tǒng)計公報以及中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS）。同時，為保證數(shù)據(jù)的連續(xù)性與可比性，本文剔除了數(shù)據(jù)缺失較嚴重的縣最終得到811個貧困縣樣本。

（二）變量選取

1.被解釋變量。本文參考黃志平［31］的研究，以地區(qū)生產(chǎn)總值為被解釋變量，衡量縣域經(jīng)濟增長績效。

2.解釋變量。本文以區(qū)域?qū)蛐头鲐氄邲_擊交互項PRPit為解釋變量，其為treated（重點貧困縣與非重點二分）與time（政策實施節(jié)點）這兩個變量的交互，PRPit=treatedi×timet。評估政策從2015年開始實施(1)由于832個貧困縣名單發(fā)布時間為2014年12月23日，故將2015年設(shè)定為政策實施年份。，若t≥2015，則timet= 1。雖然區(qū)域?qū)蛐头鲐氄吒采w各個貧困縣，但不同類型的貧困縣受到的影響會有差異，因此若i縣為國家級重點貧困縣，則treated= 1，否則為0。

3.控制變量。除區(qū)域?qū)蛐头鲐氄咄?，還有一些因素也會對貧困縣經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響，因此需要控制其他因素的干擾。本文參考張國建［35］的研究，在控制變量的選取中主要考慮如下方面：一是控制縣域的原始稟賦，包括行政區(qū)域面積、鄉(xiāng)鎮(zhèn)數(shù)量、戶籍人數(shù)等。二是控制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，使用第一產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重、第二產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量縣域產(chǎn)業(yè)增加值；使用第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)占戶籍人口的比重、第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)占戶籍人口的比重來衡量縣域從業(yè)人員構(gòu)成。三是控制投資，使用固定資產(chǎn)投資占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重、年末金融機構(gòu)各項貸款余額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量縣域投資情況。四是控制財政收支，使用公共財政收入占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重、公共財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量縣域財政收支情況。五是控制社會保障，用醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)床位數(shù)、小學在校學生數(shù)和固定電話用戶數(shù)來衡量縣域社會保障情況。

（三）模型構(gòu)建

雙重差分模型可以檢驗政策實施前后處理組與對照組的經(jīng)濟發(fā)展水平是否存在顯著差異。為滿足雙重差分的基本假設(shè)，本文按照是否為國家級重點貧困縣將832個縣分為處理組和對照組，處理組為國家級重點貧困縣，對照組為非國家級重點貧困縣。由于處理組和對照組均為貧困縣，因此二者處于較為相似的發(fā)展階段。樣本是否被確定為國家級重點貧困縣是本文的政策變量，時間變量為2015年政策實施前后的虛擬變量。

本文構(gòu)建的檢驗區(qū)域?qū)蛐头鲐氄邷p貧績效的估計方程為：

其中：i代表貧困縣，t代表年份，Yit表示t年i縣的地區(qū)生產(chǎn)總值，用于衡量地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展績效。PRPit表示區(qū)域?qū)蛐头鲐氄邲_擊，γ表示區(qū)域?qū)蛐头鲐氄咴趪壹壷攸c貧困縣的平均效應(yīng)，若政策有效，則γ顯著為正。Xit為控制變量，ηi為縣域固定效應(yīng)，λt為時間固定效應(yīng)，εit為隨機擾動項。此外，本文使用縣域?qū)用婢垲悩藴收`以解決潛在的序列相關(guān)問題和異方差問題。

四、區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叽龠M經(jīng)濟增長的實證分析

（一）變量的描述性統(tǒng)計分析

研究中主要變量的定義和描述性統(tǒng)計見表1。由表1可以看出：從各縣原始資源稟賦來看，各縣的生產(chǎn)總值、行政區(qū)域面積、鄉(xiāng)鎮(zhèn)數(shù)量、戶籍人數(shù)等變量的標準差較大，表明各樣本縣域原始資源稟賦差異較大，扶貧政策需要精準識別、精準實施，避免粗放型扶貧。從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來看，第二產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重均值僅為37.34%，表明樣本貧困縣的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次偏低。從投資情況來看，固定資產(chǎn)投資占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重均值超過100%，同時標準差較大，可能是因為部分貧困縣通過大規(guī)模發(fā)行地方債、舉債投資所造成。從財政收支狀況來看，財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重均值為54%，遠大于財政收入占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重均值，說明樣本縣存在入不敷出的財政風險。

表1 主要變量定義及描述性統(tǒng)計

（二）回歸分析

為驗證區(qū)域?qū)蛐头鲐氄呤欠駥ω毨Эh經(jīng)濟增長具有正向影響，本文使用雙重差分模型評估區(qū)域?qū)蛐头鲐氄邔?jīng)濟增長的平均效應(yīng)，回歸結(jié)果見表2。由表2 可知，在控制個體效應(yīng)和時期效應(yīng)的基礎(chǔ)上加入控制變量后，區(qū)域?qū)蛐头鲐氄邲_擊交互項在10%的水平上顯著為正，說明區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叩膶嵤龠M貧困縣經(jīng)濟增長，這驗證了前文提出的研究假說1。進一步的分析表明，與非國家級重點貧困縣相比，區(qū)域?qū)蛐头鲐氄唢@著促進了國家級重點貧困縣的經(jīng)濟增長。具體而言，區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叩膶嵤┦沟锰幚斫M國家級重點貧困縣比對照組非國家級重點貧困縣的地區(qū)生產(chǎn)總值平均高出1.37億元，扶貧效果顯著。

表2 區(qū)域?qū)蛐头鲐氄邔?jīng)濟增長的平均效應(yīng)

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.平行趨勢檢驗。雙重差分模型要求政策實施前處理組和對照組滿足平行趨勢條件。本文參考盧盛峰［36］的做法，選取變量Current表示區(qū)域?qū)蛐头鲐氄邔嵤┊斈甑那闆r，且受政策實施影響當年該變量取值為1，否則為0；After表示區(qū)域?qū)蛐头鲐氄邔嵤┲蟾髂昵闆r，且受政策實施影響后的第1年該變量取值為1，否則為0；Before表示區(qū)域?qū)蛐头鲐氄邔嵤┲案髂昵闆r，具體賦值方法同上。由表3 可以看出，區(qū)域?qū)蛐头鲐氄邔嵤┣暗囊幌盗凶兞恐蠦efore的回歸結(jié)果均不顯著，而政策實施后的變量After回歸系數(shù)顯著，表明本文使用的雙重差分模型滿足平行趨勢假定，所得到的雙重差分估計量PRP的系數(shù)是無偏的。此外，區(qū)域?qū)蛐头鲐氄邔嵤┖螅珹fter系數(shù)顯著為正，表明區(qū)域?qū)蛐头鲐氄邔ω毨Эh的經(jīng)濟增長發(fā)揮了積極作用，研究假說1得以驗證。

表3 平行趨勢檢驗結(jié)果

2.PSM-DID 檢驗。采用雙重差分模型估計政策沖擊效果要滿足處理組和對照組均為隨機選擇的前提假設(shè)，而國家級重點貧困縣和非國家級重點貧困縣的劃分可能存在一定的選擇性偏差。對于樣本自選擇問題，在采用傾向得分匹配法后再進行雙重差分估計可以更好地控制觀測因素和非觀測因素的影響，從而較好地校正選擇性偏差［37］，故本文進一步使用PSM-DID 方法檢驗區(qū)域?qū)蛐头鲐氄邔ω毨Эh經(jīng)濟增長的影響，采用的協(xié)變量包括反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和政府財政收支的變量。由表4可知，無論采用哪種匹配方法，雙重差分估計量的估計系數(shù)和顯著性均與基準回歸結(jié)果基本一致。因此，PSM-DID檢驗結(jié)果支持前文的研究結(jié)論，區(qū)域?qū)蛐头鲐氄邔ω毨Эh經(jīng)濟增長的正向影響穩(wěn)健，研究假說1得以驗證。

表4 PSM-DID雙重差分檢驗結(jié)果

3.安慰劑檢驗。為進一步確認區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叩臏p貧效果，本文參考尹志超［23］的方法，將政策實施時間提前到2014 年作為虛擬政策時點進行安慰劑檢驗。由表5 安慰劑檢驗結(jié)果可知，雙重差分估計量PRP不顯著，說明未實施區(qū)域?qū)蛐头鲐氄吆拓毨Эh經(jīng)濟增長沒有類似上文的因果關(guān)系，從而證明區(qū)域?qū)蛐头鲐氄邔ω毨Эh經(jīng)濟增長具有正向影響。安慰劑檢驗結(jié)果表明基準回歸結(jié)果穩(wěn)健，即區(qū)域?qū)蛐头鲐氄邔ω毨Эh經(jīng)濟增長具有促進作用，研究假說1成立。

表5 安慰劑檢驗結(jié)果

五、區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叽龠M經(jīng)濟增長的作用機制分析

區(qū)域?qū)蛐头鲐氄甙óa(chǎn)業(yè)扶貧、消費扶貧、勞務(wù)扶貧等一系列扶貧舉措。前文已驗證了區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叩膶嵤@著促進貧困縣尤其是國家級重點貧困縣經(jīng)濟增長，下文將重點分析區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叽龠M當?shù)亟?jīng)濟增長的作用機制。

（一）傳導渠道分析

根據(jù)前文的分析，可歸納出3 條傳導渠道：勞動力從事本地農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來農(nóng)產(chǎn)品銷售收入、對口勞務(wù)輸出帶來務(wù)工收入以及資本注入形成工業(yè)部門收益。為驗證研究假說2a～2c，本文借鑒溫忠麟［38］提出的中介效應(yīng)檢驗方法，構(gòu)建如下檢驗方程：

其中，M為中介變量，β1為政策總效應(yīng)，φ1為直接效應(yīng)，α1、φ2為中介變量M的間接效應(yīng)。對于產(chǎn)業(yè)扶貧，采用第二產(chǎn)業(yè)增加值的對數(shù)值來反映工業(yè)層面的總變化；對于勞務(wù)扶貧，在控制金融機構(gòu)各項貸款余額、公共財政支出的基礎(chǔ)上，采用居民儲蓄存款余額來反映居民外出務(wù)工收入情況；對于消費扶貧，采用農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)增加值來反映農(nóng)產(chǎn)品銷售情況?？刂谱兞縓it與基準回歸中的控制變量一致。

具體檢驗思路如下：先估計式（2），以β1顯著為正為前提；然后估計式（3）和式（4），若α1和φ2同方向且均顯著，則表明區(qū)域?qū)蛐头鲐氄邥ㄟ^中介變量影響縣域經(jīng)濟發(fā)展。在此基礎(chǔ)上，若φ1不顯著，則表明存在完全中介效應(yīng)；若φ1顯著，則表明存在部分中介效應(yīng)。若φ1和φ2只有一個顯著，則需要對交互項φ1×φ2的顯著性進行Sobel檢驗，若通過顯著性檢驗，則表明中介變量M代表的因素發(fā)揮了中介作用。

研究假說2a提出區(qū)域?qū)蛐头鲐氄咄苿觿趧恿氖罗r(nóng)業(yè)生產(chǎn)，增加農(nóng)產(chǎn)品銷售收入，從而拉動貧困縣經(jīng)濟增長。驗證這一假說的回歸結(jié)果如表6所示，第（1）～（3）列分別反映了以農(nóng)產(chǎn)品銷售收入lagri為中介變量時方程（2）～（4）的回歸結(jié)果。由表6 第（2）列可以看出，區(qū)域?qū)蛐头鲐氄咄ㄟ^推動勞動力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)增加農(nóng)產(chǎn)品銷售收入這一渠道來促進貧困縣經(jīng)濟增長的作用并不顯著，故研究假說2a 未得到驗證。本文認為可能的原因是貧困縣尤其是重點貧困縣的農(nóng)產(chǎn)品加工往往處于較為低級的階段，盡管大量本地勞動力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，但在低級產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)下生產(chǎn)效率的提高十分有限，多數(shù)農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)品附加值較低，因此對經(jīng)濟增長的推動作用有限。

表6 勞動力從事本地農(nóng)業(yè)生產(chǎn)渠道

研究假說2b提出區(qū)域?qū)蛐头鲐氄咄苿觿趧恿Τ渥愕呢毨Эh域向外輸出勞動力，通過異地就業(yè)增加貧困農(nóng)戶的家庭收入，提高貧困縣域消費水平，拉動貧困縣經(jīng)濟增長。驗證這一假說的回歸結(jié)果如表7所示，第（1）～（3）列分別反映了以農(nóng)戶家庭收入save為中介變量時方程（2）～（4）的回歸結(jié)果。由表7第（2）列可以看出，區(qū)域?qū)蛐头鲐氄咄ㄟ^引導貧困地區(qū)勞動力外出務(wù)工發(fā)揮了積極的減貧作用，故研究假說2b得以驗證，外出務(wù)工是區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叽龠M貧困縣經(jīng)濟增長的重要渠道。

表7 勞動力外出務(wù)工渠道

研究假說2c 提出區(qū)域?qū)蛐头鲐氄咄苿油鈦碣Y本注入形成產(chǎn)業(yè)投資，促進當?shù)刂鲗Мa(chǎn)業(yè)由農(nóng)產(chǎn)品逐步轉(zhuǎn)向初級工業(yè)品，實現(xiàn)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，拉動貧困縣經(jīng)濟增長。驗證這一假說的回歸結(jié)果如表8 所示，第（1）～（3）列分別反映了以第二產(chǎn)業(yè)增加值lindus為中介變量時方程（2）～（4）的回歸結(jié)果。由表8 第（2）列可以看出，區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叩膶嵤Φ诙a(chǎn)業(yè)增加值的影響不顯著，故研究假說2c未得以驗證。本文認為可能的原因是工業(yè)發(fā)展從前期投入到正常生產(chǎn)需要較長時間，貧困地區(qū)的工業(yè)基礎(chǔ)薄弱，區(qū)域?qū)蛐头鲐氄邔I(yè)部門發(fā)展的影響存在滯后效應(yīng)。因此，短期內(nèi)區(qū)域?qū)蛐头鲐氄咄ㄟ^外來資本注入促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級很難實現(xiàn)大幅推動經(jīng)濟增長的效果。

表8 外來資本注入渠道

（二）進一步分析

上述實證分析結(jié)果表明，貧困縣域經(jīng)濟增量主要來源于勞務(wù)輸出帶來的收入增長，而勞動力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)增加農(nóng)產(chǎn)品銷售收入，以及外來資本注入形成工業(yè)部門收益這兩條渠道對于推動貧困縣域經(jīng)濟增長的作用均不顯著。為充分驗證研究假說2b，本文進一步通過2017年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查（CMDS）數(shù)據(jù)，對人口集中流入地的人員戶籍地進行分析。具體做法為先分析貧困縣和非貧困縣的人員占比，再比較國家級重點貧困縣和非國家級重點貧困縣的人員占比，最后對來自國家級重點貧困縣人員的流動原因、工作情況、戶籍地等進行分析。

CMDS 是一項樣本規(guī)模大、涉及范圍廣的全國流動性人口抽樣調(diào)查，樣本覆蓋我國大陸31 個省（區(qū)市）和新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團中流動人口較為集中的流入地。本文通過分析各省級行政區(qū)域貧困縣數(shù)量占全國縣級行政單位總數(shù)的比重，發(fā)現(xiàn)我國貧困縣主要集中在貴州、甘肅、云南、陜西、青海、西藏和寧夏7 個省區(qū)。由圖1 戶籍地為貧困集中地區(qū)的流動人口比較可知，CMDS 數(shù)據(jù)庫中來自貧困集中地區(qū)的樣本數(shù)占比逐年上升，且明顯大于當?shù)厝丝跀?shù)占全國總?cè)丝跀?shù)的比重。這表明對于人口集中流入地來說，來自貧困集中地區(qū)的流入人口所占比例越來越高，在一定程度上反映了區(qū)域?qū)蛐头鲐氄邔嵤┲胸毨Эh勞務(wù)輸出的真實性。

進一步地，為識別出戶籍地為貧困縣的人員，考慮到2017 年之前的數(shù)據(jù)僅包含戶籍地對應(yīng)?。▍^(qū)、市）信息，本文僅使用2017年CMDS數(shù)據(jù)進行深入分析。調(diào)查對象為在流入地居住1個月及以上非本區(qū)（縣、市）戶口的15周歲及以上流入人口，其包含的總樣本量約為17萬人。首先，剔除戶籍地信息缺失的樣本，共得到有效樣本169989 個；其次，將樣本劃分為來自貧困縣組和來自非貧困縣組，有效樣本數(shù)分別為51062個和118927個；最后，將貧困縣組進一步劃分為來自國家級重點貧困縣組和來自非國家級重點貧困縣組，有效樣本數(shù)分別為41857個和9205個。

從流動人口占比來看，戶籍地為貧困縣的樣本占總樣本的比重為30.04%，而同期貧困縣戶籍人口占全國總?cè)丝诘谋戎貫?2.14%，這表明流動人口中來自貧困縣的較多。國家級重點貧困縣樣本數(shù)占貧困縣組樣本數(shù)的比重小于同期貧困縣戶籍人口占全國總?cè)丝诘谋戎?，這表明流動人口中來自國家級重點貧困縣的更多。以上結(jié)果表明勞務(wù)扶貧渠道是存在的。

圖2為戶籍地為貧困縣的流動人口流動原因比較。如圖2所示，戶籍地為貧困縣樣本的流動原因有62.81%是務(wù)工或工作。國家級重點貧困縣樣本中因務(wù)工而流動的比重明顯大于非國家級重點貧困縣樣本，進一步證明了勞務(wù)扶貧渠道的存在。此外，進一步的數(shù)據(jù)測算表明，對于戶籍地為國家級重點貧困縣的外出務(wù)工群體，其所從事的行業(yè)占比最高的是建筑業(yè)，對于非國家級重點貧困縣則是其他制造業(yè)。

六、結(jié)論與建議

進入后扶貧時代，中國將開啟消除相對貧困的新征程?？偨Y(jié)扶貧經(jīng)驗，評估扶貧政策績效，認識扶貧政策的作用機制，是國家治理現(xiàn)代化和社會建設(shè)的重要議題。本文采用2013 年—2017 年全國832 個國家級貧困縣的面板數(shù)據(jù)，利用雙重差分法研究了區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叩臏p貧績效。結(jié)果表明：一是區(qū)域?qū)蛐头鲐氄邔χ攸c貧困縣域的經(jīng)濟增長具有顯著的推動作用。二是區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叩臏p貧效應(yīng)聚焦于提高貧困縣域的經(jīng)濟增長水平和收入水平，當前經(jīng)濟增量的主要來源是勞務(wù)輸出帶來的本地儲蓄增長，而本地農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來的產(chǎn)品銷售收入增長以及外來資本注入形成的工業(yè)部門收益增長這兩條增收渠道的作用在短期并不顯著。

對此，本文提出如下建議：第一，在消除相對貧困的進程中，區(qū)域?qū)蛐头鲐氄咧饕ㄟ^勞務(wù)輸出渠道增加貧困縣收入、達到減貧效果。為確保這一渠道暢通，應(yīng)進一步推動戶籍制度改革，消除大城市戶籍限制，保障貧困縣通過勞務(wù)輸出及時轉(zhuǎn)移貧困人口，實現(xiàn)當?shù)厥杖朐黾雍拖M增長。第二，無論是充分利用當?shù)貏趧恿妥匀毁Y源發(fā)展第一產(chǎn)業(yè)還是通過外來資本注入發(fā)展第二產(chǎn)業(yè)，這兩條增收渠道均效果小、作用慢，無法在短期內(nèi)實現(xiàn)顯著的減貧效果。為加快這兩條渠道作用的發(fā)揮，應(yīng)保障貧困縣生產(chǎn)的穩(wěn)定性、標準化、產(chǎn)品質(zhì)量與持續(xù)供應(yīng)能力，充分發(fā)揮當?shù)刭Y源稟賦優(yōu)勢，利用外來資本加速賦能產(chǎn)業(yè)發(fā)展，擴大市場貿(mào)易規(guī)模，為貧困縣積極發(fā)展市場貿(mào)易保駕護航。第三，激發(fā)鄉(xiāng)村內(nèi)生發(fā)展動力，做好鄉(xiāng)村振興與脫貧攻堅的有效銜接，在資本注入的基礎(chǔ)上推動地方產(chǎn)業(yè)振興，助力鄉(xiāng)村內(nèi)生式發(fā)展。鄉(xiāng)村振興與脫貧攻堅的有效銜接需要扶貧政策的不斷更新演進，應(yīng)注重政策落實的標準化、規(guī)范化、配套化，加強人力資本積累，更好地發(fā)揮區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叩臏p貧效果，構(gòu)建解決相對貧困的長效機制。