精準投資、脫貧增收與鄉(xiāng)村振興
——來自脫貧縣(區(qū))的實證研究

王立國，李 卓

(東北財經大學 投資工程管理學院，遼寧 大連 116025)

一、問題的提出

2016年9月30日，國務院辦公廳印發(fā)了《貧困地區(qū)水電礦產資源開發(fā)資產收益扶貧改革試點方案的通知》(以下簡稱《試點方案》)指出，要在貧困地區(qū)開發(fā)水電、礦產資源占用集體土地，試行通過給原住居民集體股權方式進行補償，探索對貧困人口試行資產收益扶貧制度。具體措施是在集中連片特困地區(qū)縣和國家扶貧開發(fā)工作重點縣(由于2020年所有貧困縣全部脫貧，以下統(tǒng)稱“脫貧縣(區(qū))”)開展試點，優(yōu)先選擇革命老區(qū)和民族地區(qū)脫貧縣(區(qū))，選擇建設周期短、經濟性較好、征地面積和移民人數適量的試點項目，試點期限從2016年啟動，2019年底結束。隨后，中華人民共和國國家發(fā)展和改革委員會(以下簡稱“國家發(fā)改委”)對《試點方案》實施效果做了跟蹤、調查與總結，認為《試點方案》基本實現了扶貧的初定目標。雖然中央政府充分肯定了《試點方案》的有效性，但脫貧縣(區(qū))經濟狀況的改善與試點項目的關聯(lián)性仍需充分驗證和客觀評判，其經濟績效的提升在多大程度上來自試點項目的影響？脫貧縣(區(qū))的政策效應是否存在異質性？能否實現脫貧縣(區(qū))自我造血發(fā)展能力，縮小貧困地區(qū)與富裕地區(qū)居民的收入差距，實現共同富裕？這一系列問題亟待客觀的量化研究和科學評估。

現有文獻雖然分別從基礎設施建設、人力資本投入和資本積累三個方面剖析了貧困的根源，評估了投資的減貧效應，并給出了治理路徑，但仍存在以下問題未能得到很好解決：首先，學術界更關注精準政策整體減貧機制的研究和效應的評價，主要集中在對貧困的定義、測度和目標群體的標準等定性分析和精準扶貧政策的宏觀減貧效應的評估方面，缺少對精準投資中具體政策的研究和效果的評價。其次，學術界更關注精準扶貧政策具體制度的減貧機制研究和理論分析，缺少對精準投資中具體政策微觀經濟減貧機制的研究。如駐村干部制度優(yōu)勢的減貧機制[1]、第一書記的資本下沉減貧機制[2-3]和教育扶貧制度的減貧機制[4]等，這些研究停留在理論分析和定性研究層面，沒有從微觀角度定量分析減貧機制。最后，《試點方案》是精準扶貧措施的重大創(chuàng)新，目前少有文獻對其政策效應進行跟進研究和評價。中央政府指出，要把廣大西部各種形式的自然資源有效利用起來，要把建設相關項目作為鞏固拓展脫貧攻堅成果與鄉(xiāng)村振興有效銜接的一項重要任務。因此，本文深入探究試點項目的減貧機制和定量分析試點項目的經濟績效，為鄉(xiāng)村振興制定更科學更有效的政策措施提供經驗證據。

本文可能的學術貢獻：首先，基于貧困陷阱理論[5-6]，筆者構建了精準投資項目的理論模型，探討了精準扶貧項目的運行機制，為鄉(xiāng)村振興的落實和推廣提供理論支撐。其次，基于2016年試點項目這一準自然實驗，定性分析了試點項目對扶貧績效的貢獻和作用機制，定量測度試點項目的扶貧績效和傳導機制，為鞏固拓展脫貧成果提供實證依據。最后，進一步檢驗精準扶貧項目是否通過多種渠道對當地經濟績效產生影響，為進一步完善扶貧政策，實現更高層次發(fā)展提供行之有效的政策建議。

二、理論模型與研究假設

(一)精準投資經濟績效的決定：扶貧效率曲線

與非貧困地區(qū)相比，貧困地區(qū)在自然資源、基礎設施、市場環(huán)境和人力資本等方面有天然的弱質性，試點項目通過以下手段解決貧困問題：第一，確保貧困居民是試點項目的參與主體和受益主體，調動貧困居民的積極性。第二，鼓勵技術留存和推動技術技能型人才的培養(yǎng)。第三，降低開發(fā)企業(yè)的融資成本、運營成本和征地難度，調動開發(fā)企業(yè)的積極性。第四，給予地方政府充分的財權和事權，調動地方政府的積極性。

為了進一步剖析精準投資對貧困地區(qū)的減貧機制，本文構建三部門模型:

1.脫貧縣(區(qū))居民模型

假設一個處于無期限生產周期的居民每期消費為cpt(p為地區(qū)，t為時間)，其收入來自政府補貼(AL1pt)、扶貧項目股權分紅(rpt)和項目為當地帶來就業(yè)機會勞動力得到的工資(wpt)。假設脫貧縣(區(qū))居民增加工作時間為hpt，每期持有資本為kpt，資本來源于上述收入，其消費效用函數為U(cpt)，γ為跨期消費貼現率，δ為資本折舊率，脫貧縣(區(qū))居民的效用最大化函數為：

(1)

s.t.cpt+kp,t+1≤wpthpt+AL1pt+rpt+(1-δ)kpt

2.試點項目模型

試點項目生產函數為F(Kpt,Lpt)，主要依托資本(Kpt)和勞動(Lpt)進行生產，項目的收益在各期的價格為Ppt，為了簡化模型，把項目開發(fā)和運營過程中獲取的所有扶貧專項資金記為AL2pt，項目建成后的稅收貢獻為Tpt。試點項目的最大化收益為：

maxPptF(Kpt,Lpt)-wptLpt-rptKpt+AL2pt-Tpt

(2)

3.地方政府模型

脫貧縣(區(qū))財政收入大部分依賴扶貧專項資金，小部分是地方稅收。假設地方政府各期獲得扶貧專項資金為Hpt，地方稅收為Tpt，各項支出為Gpt。地方政府財政支出是政府對居民補貼(AL1pt)、項目開發(fā)支出專項資金(AL2pt)和各項其他支出(Gpt)，地方政府財政收入是各期獲得的扶貧專項資金(Hpt)和稅收收入(Tpt)，則地方政府每一期的財政收支方程為：

AL1pt+AL2pt+Gpt≤Tpt+Hpt

(3)

當區(qū)域經濟實現均衡時聯(lián)立三部門預算約束，解得該脫貧縣(區(qū))經濟實現均衡時的方程：

(4)

(5)

由式(5)分析可得：一是政府的直接資金援助并不能幫助貧困地區(qū)真正擺脫貧困，一旦資金援助停滯，貧困地區(qū)存在返貧風險。二是直接資金援助反而加劇地方資本流失，加深貧困地區(qū)陷入貧困陷阱。三是精準投資有助于降低地方能源供應成本，提升經濟績效。據此，筆者提出如下假設：

假設1：精準投資項目能有效兼顧三方利益，提升經濟績效。

(6)

其中,?F(x*)為F在x*點的梯度向量，cosθ∈[0,1]，且僅當z與?F(x*)之間夾角為0時，cosθ=1，單位長度向量z的?F(x*)×z取得最大值。換言之，F的增長速度最快的軌跡是z沿著梯度向量方向前進。此時有：

(7)

假設在x*點使得F增長速度最快的投入比例Ipt(Lpt,Kpt)為：

(8)

由式(8)可知，在發(fā)展初期，脫貧縣(區(qū))由于缺乏必要的基礎設施和就業(yè)機會，無法充分利用當地的勞動力，致使勞動力外流。因此，在試點項目前期需要重視對人力資本的投入，創(chuàng)造滿足最優(yōu)生產要素的投入組合，以實現貧困地區(qū)經濟的快速增長。隨著脫貧縣(區(qū))經濟增長和勞動力投入的不斷增加，根據邊際報酬遞減規(guī)律，勞動力的邊際產出會逐步下降，最終使得生產要素比例變?yōu)椋?/p>

(9)

在這個階段，最優(yōu)要素投入比例必須向基礎工業(yè)傾斜。因此，要維持最優(yōu)的要素邊際產出，就必須引導資金進入基礎工業(yè)領域，加強對基礎工業(yè)的資金投入，以降低脫貧縣(區(qū))生產成本，為未來的產業(yè)發(fā)展打下物質基礎。而只有保障脫貧縣(區(qū))自我生產能力，才能維持其最優(yōu)經濟增長路徑?；谏鲜龇治?，筆者繪制了扶貧效率曲線，如圖1所示。

圖1 扶貧效率曲線

假設2：精準投資項目在最優(yōu)扶貧效率曲線上可有效規(guī)避貧困陷阱、返貧陷阱和福利陷阱。

(二)精準投資項目的貢獻：機制與效應

精準投資項目與普通扶貧項目的顯著區(qū)別在于是否以“精準扶貧”理論作為指導，具體區(qū)別如下：第一，精準投資項目重視智力投資。第二，精準投資項目重視精準識別和具體精準識別到人的過程。第三，精準投資項目重視不平等型貧困，(1)不平等型貧困是指在2014年以后，中國經濟增長速度放緩，特別是投資放緩，投資放緩會減緩人口就業(yè)水平，同時貧困地區(qū)人口的消費和人力資本儲備又很難適應經濟增長動力轉變的需要，經濟結構轉型越來越不利于貧困人口從經濟發(fā)展中直接受益，此外收入不平等日益加劇，社會分化日益明顯，城鄉(xiāng)差距加大，扶貧面臨著效率和公平雙重挑戰(zhàn)。有效兼顧效率與公平。

本文構建了內生增長模型，通過模型推導探討普通扶貧項目與試點項目在促進脫貧縣(區(qū))經濟增長方面的區(qū)別。

就普通扶貧項目而言，其生產函數為：

(10)

就試點項目而言，其擁有更高人力資本利用率，即ρ>0，此時的生產函數為：

(11)

為了便于討論，假設生產規(guī)模報酬不變，即α+β=1，勞動力的邊際產出等于勞動力收入水平。分別對ys和yh求偏導，可得：

(12)

(13)

試點項目投資的貢獻效應D通過相對值表示為：

(14)

當ρ>0時，有D>1。對于項目的貢獻值求偏導為：

(15)

這里把l定義為試點項目對脫貧縣(區(qū))的貢獻率。由式(15)可知，試點項目與經濟績效呈正相關關系，即試點項目能夠顯著提升脫貧縣(區(qū))經濟績效。在此基礎上，進一步討論試點項目對脫貧縣(區(qū))的貢獻率與產出彈性之間的變化規(guī)律。推導可得：

(16)

(17)

試點項目對脫貧縣(區(qū))貢獻率伴隨著資本的產出彈性減小而增大。對于脫貧縣(區(qū))來說，缺少發(fā)展經濟的必要基礎設施導致其生產方式相對落后，勞動力多集中在勞動密集型產業(yè)或者流失，伴隨著脫貧縣(區(qū))必要基礎設施的完善與配套產業(yè)的建設，資本會逐步積累，資本產出彈性也會增加，越是貧困程度(g)高的地區(qū)，資本產出彈性β就越低，如圖2所示，由式(15)和式(16)可知，D是ρ的單調遞增凹函數，由式(16)和式(17)可知，l是β的單調遞減凸函數，伴隨著貧困程度g的加深，試點項目對脫貧縣(區(qū))的貢獻率l就越大。

圖2 貧困程度、試點項目與扶貧績效

據此，筆者提出如下假設：

假設3：精準扶貧項目對貧困地區(qū)經濟績效改善要優(yōu)于普通扶貧項目，即試點縣(區(qū))的經濟績效改善優(yōu)于普通縣。

綜合上述分析，本文研究了試點項目對脫貧縣(區(qū))經濟績效的影響路徑，即試點項目給貧困居民提供就業(yè)，以促進物質和精神的改善，同時試點項目的開發(fā)可以促進新市場的形成，當地政府則利用試點項目開發(fā)的過程識別和學習市場機制，逐步完善當地經濟結構，以激發(fā)脫貧縣(區(qū))的內生動力，實現減貧效果最優(yōu)。

三、研究設計：估計策略與樣本數據

(一)估計策略

1.識別策略

為避免內生性問題和其他政策效應的影響，保證研究的客觀性，本文擬采用雙重差分模型來評估《試點方案》政策實施效果。

本文以832個脫貧縣(區(qū))為研究對象，并將其分為四組：實驗組是申報試點項目并獲得批準的脫貧縣(區(qū))，包括7省份11個試點縣；精準對照組是申報試點項目但未通過批準的脫貧縣(區(qū))，包括5省份10個沒通過的脫貧縣(區(qū))；一般對照組是指除實驗組和精準對照組以外其他脫貧縣(區(qū))，包括25省份811個脫貧縣(區(qū))；混合對照組是精準對照組和一般對照組的組合。實驗組與精準對照組對比得到政策的純效應(effect1)，實驗組與一般對照組對比得到政策的普通效應(effect2)，精準對照組與一般對照組對比得到剔除該政策的其他政策效應(effect3)，最后是實驗組與混合對照組對比的綜合政策效應(effect4)。然后，分別對比四個效應判斷試點項目的政策效應。表1給出了實驗組和精準對照組的名單。

表1 實驗組和精準對照組的名單

2.模型構建

(1)基準回歸模型構建

為了準確估計試點項目對脫貧縣(區(qū))經濟績效的影響，本文構建如下基準回歸模型：

(18)

其中，i和t分別為地區(qū)和年份。Y為經濟績效。DID為試點項目。Ctrl為控制變量。DP為地區(qū)固定效應，控制地區(qū)層面不隨時間變化的因素。Dt為年份固定效應，剔除時間趨勢的影響。ε為隨機誤差項。

(2)調節(jié)效應回歸模型構建

本文構建調節(jié)效應回歸模型如下：

(19)

(20)

(3)中介效應回歸模型構建

試點項目需精準識別貧困對象，因地、因戶、因人精準施策，為了探究試點項目是否通過各項扶貧配套措施間接影響了當地的經濟績效，本文借鑒宋弘等[10]與Shi和Wang[11]提出的中介效應檢驗方法，構建如下中介效應回歸模型：

(21)

(二)變量選取

1.被解釋變量：經濟績效(Ypt)

參考劉瑞明和趙仁杰[12]、張俊[13]與黃志平[14]的做法，本文選取脫貧縣(區(qū))實際GDP自然對數(lnGDP)和人均實際GDP自然對數(lnPGDP)來衡量，其中，用脫貧縣(區(qū))實際GDP的自然對數來衡量扶貧的整體效果，用人均實際GDP的自然對數來衡量扶貧的微觀效果。

2.解釋變量：試點項目(DIDpt)

DIDpt=Treatmentp×postt，其中，Treatmentp為政策分組，若脫貧縣(區(qū))被國家發(fā)改委選為試點，則Treatmentp=2，申請但未批準，則Treatmentp=1，其他為0。Postt為2017年政策實施前后年份，若年份t在2017年(包含2017年)之前，則Postt=0，若年份t在2017年之后，則Postt=1。

3.調節(jié)變量

本文選取地方政府干預度(gspendpt)和地方財政依賴度(finpt)作為調節(jié)變量。借鑒張國建等[15]的做法，地方政府干預度用脫貧縣(區(qū))政府一般公共預算支出占實際GDP的比重來衡量。借鑒郗曼等[16]的做法，財政依賴度用縣級政府一般公共預算支出與一般公共預算收入的比值，該值越大，說明該縣對上級政府的財政依賴就越強。

4.中介變量

本文選取以下變量作為中介變量：農業(yè)生產(lnfood)，用糧食總產量自然對數衡量試點項目對農業(yè)生產產生的預期效果；生活水平，用油料產量自然對數(lnoil)和肉類產量自然對數(lnmeat)來衡量，以驗證試點項目是否對居民生活水平產生預期效果；產業(yè)扶貧，用第一產業(yè)增加值自然對數(lnindusty1)和第二產業(yè)增加值自然對數(lnindustry2)衡量；金融扶貧(lnbank)，用金融機構各項貸款余額自然對數衡量試點項目對金融方面的影響；教育扶貧(student)，用中等學校在校生人數和普通中學在校生人數之和與總人口比值衡量試點項目對人力資本方面的影響；政府稅收(lntax)，用政府各項稅收自然對數衡量；當地居民收入改善用城鎮(zhèn)人均可支配收入自然對數(lncincome)和農村人均可支配收入自然對數(lnrincome)衡量。

5.控制變量

實際上，除了試點項目會影響脫貧縣(區(qū))經濟的發(fā)展外，還有其他一些因素也會對其產生影響，還需要控制這些外生因素的干擾。具體參考李力行和申廣軍[17]與Li等[18]的相關研究，本文選取以下控制變量：經濟集聚效應(popden)，用縣(區(qū))人口密度衡量。居民儲蓄率(sav)，用居民儲蓄存款余額與當地GDP的比值衡量。產業(yè)規(guī)?；潭?industry)，用每萬人均規(guī)模以上企業(yè)數量衡量。城鎮(zhèn)化水平(n_agri)，用非農業(yè)人口占比衡量。社會福利(lnwelfare)，用社會福利收養(yǎng)性床位數自然對數衡量。社會醫(yī)療水平(lnmedical)，用醫(yī)療衛(wèi)生機構床位數自然對數衡量。農業(yè)生產機械化能力(lnapower)，用農業(yè)機械總動力自然對數衡量。是否是少數民族(minor)，是取1，不是取0。

(三)數據來源與變量的描述性統(tǒng)計

本文使用全國832個脫貧縣(區(qū))2014—2019年的面板數據，數據來自《中國縣域統(tǒng)計年鑒》、《中國區(qū)域統(tǒng)計年鑒》、中國經濟信息網統(tǒng)計數據縣域年度庫、EPS中國宏觀經濟數據庫、相關各省市的統(tǒng)計年鑒和縣區(qū)市統(tǒng)計公報。剔除異常值，對缺失數據通過移動平均法進行補齊。為了消除通貨膨脹的影響，用全國居民消費價格指數CPI(以2013年為基期)調整所有名義變量，對一些絕對數取自然對數處理，以降低異方差對評價結果的干擾。表2是變量的描述性統(tǒng)計分析結果。

表2 變量的描述性統(tǒng)計分析結果

(四)實驗組、精準對照組和一般對照組的平行趨勢檢驗

由被解釋變量分別為lnGDP和lnPGDP的平行趨勢檢驗圖(2)平行趨勢檢驗圖未在正文中列出，留存?zhèn)渌?，下同?？芍?，?016年(包括2016年)之前，實驗組、精準對照組和一般對照組基本保持相同的變化趨勢，但是在2016年之后，各組出現了明顯的差異，實驗組經濟增速快于一般對照組和精準對照組。2016年以后實驗組的人均實際GDP明顯提升，一般對照組保持之前的趨勢不變，精準對照組的增長趨勢先緩慢上升后又恢復到與一般對照組相同的趨勢。由此推斷，試點項目的缺失對于精準對照組可能存在一定的負面影響。

由控制了年度固定效應后的殘差均值平行趨勢檢驗圖可知，回歸殘差的變化趨勢在政策實施前后有顯著差異，相比于2016年之后，2016年之前的殘差變化趨勢保持較為一致。lnGDP實驗組的殘差均值有增大的趨勢，精準對照組則有向0收縮的趨勢。lnPGDP實驗組的殘差均值也出現了增大的趨勢，精準對照組有輕微下降的趨勢。以上分析表明可以用雙重差分模型進行分析。

四、實證結果與分析

對于試點項目的政策效果評估實證檢驗主要分為三個部分：使用DID模型檢驗試點項目對脫貧縣(區(qū))經濟績效的影響；分別進行識別假定檢驗和穩(wěn)健性檢驗，以此排除遺漏變量造成的估計偏誤；對試點項目的作用機制進行檢驗。

(一)基準回歸結果與分析

1.試點項目對脫貧縣(區(qū))實際GDP影響的檢驗

表3是試點項目對脫貧縣(區(qū))實際GDP影響的檢驗結果。

由表3可知，列(1)和列(5)結果都表明試點項目對脫貧縣(區(qū))實際GDP存在顯著正向影響，即試點項目會顯著促進脫貧縣(區(qū))整體經濟發(fā)展。列(1)與列(5)、列(2)與列(6)、列(3)與列(7)和列(4)與列(8)四組對比結論基本一致。其中，列(4)的系數為6.7%，列(8)的系數為7.8%，試點縣(區(qū))的經濟增長效果顯著。實驗組與精準對照組回歸結果明顯低于實驗組與一般對照組的回歸結果，推測其原因可能是精準對照組的自身資源條件相對優(yōu)渥，其潛在增長率高于一般對照組。精準對照組與一般對照組的檢驗結果顯示，兩者之間的經濟績效并無顯著差異。而實驗組與混合對照組的結果列(16)與列(4)和列(8)對比的經濟績效也無顯著差異，結論相對穩(wěn)健，試點項目對試點縣(區(qū))經濟增長效應為7.8%。假設1得到驗證。

表3 試點項目對脫貧縣(區(qū))實際GDP影響的檢驗結果

2.試點項目對脫貧縣(區(qū))人均實際GDP影響的檢驗

表4是試點項目對脫貧縣(區(qū))人均實際GDP影響的檢驗結果。

表4 試點項目對脫貧縣(區(qū))人均實際GDP影響的檢驗結果

由表4可知，列(1)和列(5)結果都表明試點項目對脫貧縣(區(qū))人均實際GDP存在顯著的正向影響。列(4)系數為6.8%，列(8)系數為8.7%，表明實驗組的人均實際GDP增長效果顯著，但是實驗組與精準對照組的增長效應為6.8%，要小于實驗組與一般對照組的增長效應，這再次驗證了之前的結論，即精準對照組的脫貧縣(區(qū))由于自身資源稟賦較好，其潛在增長率高于一般對照組。表4中的列(4)和列(8)與表3中的列(4)和列(8)的對比不難發(fā)現，表4中的列(4)的系數是6.8%略高于表3列(4)中系數6.7%，表4中的列(8)的系數8.7%略高于表3列(8)中系數7.8%，試點項目對人均實際GDP的效應要大于試點項目對脫貧縣(區(qū))實際GDP的效應。該差別說明：一是精準投資項目的優(yōu)勢在于實現了瞄準到人的精細化管理，確保了扶貧資源真正用在了扶貧對象上。二是考慮到宏觀數據統(tǒng)計的滯后性，試點項目對脫貧縣(區(qū))實際GDP的效應需要長期觀察。列(12)的系數為負，雖不顯著，但仍能在一定程度上說明貧困地區(qū)和貧困地區(qū)居民對扶貧政策的依賴性。列(16)系數與列(8)的系數相同，均高于列(4)的系數，這也印證上述結論。假設2得到驗證。

(二)安慰劑檢驗

(22)

為了提高安慰劑檢驗的可識別能力，本文借鑒周茂等[19]與沈坤榮和金剛[20]的做法，將這個隨機過程重復了500次，圖3報告了lnGDP估計系數的概率密度分布圖。由圖3可知，隨機分配的估計值集中分布在0附近，估計的標準差為0.050，基準估計結果(7.8%)位于整個分布之外。圖4報告了lnPGDP估計系數的概率密度分布圖。由圖4可知，估計的標準差為0.050，基準估計結果(8.7%)位于整個分布之外。因此，可以反推出γ為0，從而證明了不存在其他隨機因素影響的基本結論。換言之，500次安慰劑檢驗中隨機挑選的脫貧縣(區(qū))沒有明顯的政策效應，反推出2016年試點項目投資建設對實驗組的縣域實際GDP和人均實際GDP產生的顯著提升是真實存在的。綜上所述，試點項目對脫貧縣(區(qū))的經濟效應正向顯著影響并未受到非觀測變量和遺漏變量的干擾。

圖3 lnGDP的安慰劑檢驗 圖4 lnPGDP的安慰劑檢驗

(三)作用機制分析

1.調節(jié)效應的回歸結果與分析

考慮到脫貧縣(區(qū))的經濟基礎、要素稟賦結構和地理位置等因素的異質性會導致政策實施效果存在差異，本文針對基準回歸結果進行調節(jié)效應分析，主要從地方政府干預度和地方財政依賴度兩個方面進行考察。

(1)地方政府干預度和地方財政依賴度對試點項目與實際GDP的調節(jié)效應

表5是地方政府干預度和地方財政依賴度對試點項目與實際GDP的調節(jié)效應檢驗結果。由表5可知，列(1)交互項DID×gspend系數在1%的水平下顯著為正，其效應為15.9%，列(3)和列(5)的結果依舊顯著，可得若給予地方更多自主控制經濟的權力，可充分調動地方政府的積極性，會放大扶貧效果。列(2)、列(4)和列(6)是地方財政依賴度調節(jié)效應的檢驗結果。結果發(fā)現，DID×fin系數并不顯著，且隨著對照組的放寬，交互項的系數由正到負，脫貧縣(區(qū))實際GDP與地方財政依賴度并無明顯的關系，推測原因可能是試點項目的費用支出主要由國家扶貧辦統(tǒng)籌規(guī)劃、統(tǒng)一布局，因而也就無法體現到脫貧縣(區(qū))財務數據中，即脫貧縣(區(qū))對財政依賴度越高，可能對當地經濟增長的抑制作用也就越大，郗曼等[16]也有類似的結論。

表5 地方政府干預度和地方財政依賴度對試點項目與實際GDP調節(jié)效應的檢驗結果

(2)地方政府干預度和地方財政依賴度對試點項目與人均實際GDP的調節(jié)效應

表6是地方政府干預度和地方財政依賴度對試點項目與人均實際GDP調節(jié)效應的檢驗結果。

表6 地方政府干預度和地方財政依賴度對試點項目與人均實際GDP調節(jié)效應的檢驗結果

由表6可知，從列(1)、列(3)和列(5)的DID×gspend的系數不難發(fā)現，地方政府干預度對試點項目與人均實際GDP的影響至少在5%的水平下顯著，試點項目對人均實際GDP影響效應要強于試點項目對脫貧縣(區(qū))實際GDP的影響效應，列(1)實驗組與精準對照組的交互項DID×gspend系數為17.3%，列(3)和列(5)的結果依舊穩(wěn)健，這其中可能的原因是當地居民是精準扶貧投資的受益者和政府對經濟的干預可以為居民提供更多就業(yè)機會。列(2)、列(4)和列(6)是地方財政依賴度的調節(jié)效應回歸結果。交互項DID×fin系數在統(tǒng)計學上不顯著，與表5結論一致，地方財政依賴度與居民人均實際GDP提升無關聯(lián)，同時也驗證了前文的一個結論，簡單的轉移支付只能提升貧困地區(qū)的財政依賴度，并不能為脫貧縣(區(qū))帶來造血機能。

2.中介效應回歸結果與分析

表7是試點項目中介效應的檢驗結果。由表7可知，列(1)是試點項目對試點縣(區(qū))農業(yè)生產的影響效應，結果顯示，試點項目對農業(yè)生產產生了積極的影響。列(2)和列(3)是居民生活水平改善的政策效應，結果表明，試點項目對居民生活水平的改善并不明顯。推測其可能的原因，一是短期消費習慣存在路徑依賴，消費結構的改變滯后于收入水平的提高。二是肉類消費的降低受到豬周期生產的影響。列(4)和列(5)是試點項目對第一和第二產業(yè)產值加總層面的影響效應，結果說明，試點項目提高了產業(yè)加總層面中第一產業(yè)總產值，但第二產業(yè)不顯著。列(6)是試點項目對試點縣(區(qū))金融扶貧方面的影響效應，結果表明，脫貧縣(區(qū))的金融機構各項貸款余額水平得到提高，脫貧縣(區(qū))的金融效率得到提升。列(7)是試點項目對脫貧縣(區(qū))教育層面的影響效應，結果表明，試點項目并沒有顯著提升當地的教育水平。列(8)是試點項目對地方政府稅收的影響效應，結果顯示，試點項目對地方政府稅收的提升有限。列(9)和列(10)為試點項目對城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農村居民人均可支配收入的影響，結果表明，試點項目顯著提升了脫貧縣(區(qū))城鎮(zhèn)居民可支配收入和農村居民人均可支配收入。假設3得到驗證。

表7 中介效應檢驗結果

五、研究結論和政策建議

《試點方案》是精準扶貧的重大創(chuàng)新，為鞏固脫貧成果和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的順利實施提供了寶貴經驗和物質基礎。研究結果表明：

首先，試點項目的實施顯著促進了脫貧縣(區(qū))經濟發(fā)展，該結論也通過了多種識別假定檢驗和穩(wěn)健性檢驗。其次，扶貧是系統(tǒng)工程，脫貧縣(區(qū))對扶貧政策依賴性較強。再次，調節(jié)效應分析表明，地方財政依賴度對扶貧政策效應影響不大，試點項目的政策效應更依賴于地方政府干預度，即有明顯正向效應的政策需要地方政府精準識別后的深度配合。最后，中介效應分析表明，試點項目通過農業(yè)生產、金融扶貧和第一產業(yè)相關產業(yè)渠道對當地經濟產生了間接影響，主要表現在，試點項目對農業(yè)生產產生了正向影響；試點項目間接提高了第一產業(yè)整體產值；試點項目間接提高了脫貧縣(區(qū))的金融效率；試點項目還直接提高了農村居民人均可支配收入和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入。

基于上述分析，筆者提出以下政策建議：

首先，充分消化吸收精準扶貧的成功經驗，做好精準扶貧與鄉(xiāng)村振興在理念、規(guī)劃、政策和體制機制的有效銜接。鄉(xiāng)村振興與精準扶貧并非是完全割裂的政策理念，精準扶貧是鄉(xiāng)村振興的理論前提和物質基礎，鄉(xiāng)村振興是精準扶貧的邏輯延續(xù)和鞏固擴展，更是實現全體人民共同富裕的必由之路。其次，扶志與扶智有機結合，強化思想教育工作，增強教育扶貧力度，持續(xù)吸收優(yōu)秀黨政干部和科技人才投入到脫貧地區(qū)，加強對當地居民的思想教育和智力教育投入，激發(fā)貧困居民內生動力。再次，消除絕對貧困是中國在減貧道路上取得的階段性勝利，扶貧工作重心要從消除絕對貧困轉移到治理相對貧困問題，具體目標也應從基本物質生活層面提高到社會生活層面，要更注重收入維度、勞動能力維度、生活質量維度、教育維度和健康維度五個目標。最后，客觀上需要鞏固和拓展扶貧成果，主觀上要保證精準扶貧思想的延續(xù)。精準扶貧理論是中國減貧理論和實踐的重大創(chuàng)新，其“精準”的思想要求我們要尊重現實，立足長遠，從過去的扶貧經驗中學習、提煉和總結，依據現實情況不斷完善扶貧手段，將其消化、吸收、借鑒到鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施中，為2035年基本實現社會主義現代化遠景目標打下堅實的基礎。