精準(zhǔn)扶貧政策的縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量效應(yīng)評(píng)估
——基于縣域不平等的分析視角

方迎風(fēng) 楊子明

一、前言

經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展是否協(xié)調(diào)、人民生活水平是否提升是經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的重要衡量指標(biāo)(方迎風(fēng)、童光榮,2014)?？h域經(jīng)濟(jì)是脫貧攻堅(jiān)、鄉(xiāng)村振興與區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的基礎(chǔ)和載體,是推動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展和實(shí)現(xiàn)共同富裕的支撐。一方面,縣域經(jīng)濟(jì)體系包含第一、二、三級(jí)產(chǎn)業(yè),涵蓋了產(chǎn)品循環(huán)的各個(gè)環(huán)節(jié),具備支撐國(guó)內(nèi)大循環(huán)的產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ),幫助中國(guó)建立起以國(guó)內(nèi)大循環(huán)為主體、以國(guó)內(nèi)外雙循環(huán)聯(lián)合帶動(dòng)的新發(fā)展格局。另一方面,縣域經(jīng)濟(jì)已成為中國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展中各項(xiàng)政策的主要支撐和微觀紐帶,通過(guò)發(fā)展縣域經(jīng)濟(jì),能夠更好地鞏固脫貧攻堅(jiān)的成果、推動(dòng)鄉(xiāng)村振興和城鎮(zhèn)化的進(jìn)程,加快城鄉(xiāng)融合,實(shí)現(xiàn)共同富裕。習(xí)近平總書(shū)記強(qiáng)調(diào),要把縣域作為城鄉(xiāng)融合發(fā)展的重要切入點(diǎn)。然而,隨著中國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快,城鄉(xiāng)差距依然較大,縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展也日漸示弱,縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡問(wèn)題、縣域產(chǎn)業(yè)發(fā)展和融合問(wèn)題依然突出,縣域經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展質(zhì)量還有待提升。不僅如此,縣域不平等嚴(yán)重地影響了中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展,進(jìn)而影響到共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。

國(guó)家一直高度重視縣域發(fā)展不平等問(wèn)題,把推動(dòng)縣域經(jīng)濟(jì)均衡發(fā)展作為脫貧攻堅(jiān)和實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的重要路徑。2013年年底,習(xí)近平總書(shū)記創(chuàng)造性提出精準(zhǔn)扶貧的概念,旨在通過(guò)“精準(zhǔn)識(shí)別、精準(zhǔn)施策、精準(zhǔn)脫貧”的方式,幫助全國(guó)范圍的貧困地區(qū)及其人民擺脫貧困?！傲?xiàng)扶貧行動(dòng)、十項(xiàng)精準(zhǔn)扶貧工程”等一大批精準(zhǔn)扶貧舉措在全國(guó)各地實(shí)施,緩解了地區(qū)間和個(gè)體間的發(fā)展不平衡問(wèn)題,從而改善了中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量。到2020年年底,9899萬(wàn)農(nóng)村貧困人口在現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下(2300元/人·年,2010年不變價(jià))全部脫貧,832個(gè)貧困縣摘帽,12.8萬(wàn)個(gè)貧困村出列,中國(guó)實(shí)現(xiàn)了千年來(lái)的小康夢(mèng)想。

精準(zhǔn)扶貧政策作用下的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展對(duì)縮小縣域發(fā)展不平等、提升縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量發(fā)揮了至關(guān)重要的作用。一方面,精準(zhǔn)扶貧政策能有效識(shí)別和幫助真正的貧困人口和地區(qū),可以更有效地解決縣域內(nèi)部因資源稟賦、自然環(huán)境等因素造成的不同程度和不同類型的貧困問(wèn)題,促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展,逐步縮小縣域不平等,增加縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量。另一方面,精準(zhǔn)扶貧政策促使各地區(qū)根據(jù)自身特點(diǎn)發(fā)展特色產(chǎn)業(yè)和優(yōu)勢(shì)資源,促進(jìn)區(qū)域內(nèi)部分工合作和互利共贏,對(duì)激發(fā)縣域內(nèi)生發(fā)展動(dòng)力、鞏固脫貧攻堅(jiān)成果、提升脫貧質(zhì)量和貧困縣發(fā)展質(zhì)量具有重要意義。以貧困縣為例,在民生領(lǐng)域,精準(zhǔn)扶貧工程對(duì)790萬(wàn)戶、2568萬(wàn)脫貧群眾的老、危房進(jìn)行了改建;在基建方面,新改建農(nóng)村公路110萬(wàn)公里,新建鐵路里程3.5萬(wàn)公里;貧困地區(qū)的農(nóng)網(wǎng)供電系統(tǒng)安全水平達(dá)到99%,全國(guó)范圍內(nèi)實(shí)現(xiàn)農(nóng)村動(dòng)力電全覆蓋,光纜和4G的覆蓋率更是達(dá)到了98%。除此之外,在2013年至2020年間,“三大區(qū)”(1)三大區(qū)指西部地區(qū)、“三區(qū)三州”地區(qū)和“十四連片”地區(qū)。與全國(guó)其他地區(qū)之間以及“三大區(qū)”內(nèi)部各省份之間,人均可支配收入增速都呈現(xiàn)出明顯趨同態(tài)勢(shì)。精準(zhǔn)扶貧政策通過(guò)建設(shè)基礎(chǔ)設(shè)施、改善生態(tài)環(huán)境、提供政策和制度保障等措施,降低了個(gè)體之間、城鄉(xiāng)之間、縣域之間的發(fā)展差距,推動(dòng)中國(guó)縣域經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。

本文使用縣級(jí)面板數(shù)據(jù),分析精準(zhǔn)扶貧時(shí)期中國(guó)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異的變化,運(yùn)用空間計(jì)量模型研究該時(shí)期區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會(huì)均衡發(fā)展的機(jī)制,并采用模糊斷點(diǎn)回歸方法,通過(guò)評(píng)估精準(zhǔn)扶貧政策對(duì)縣域不平等的作用效果,進(jìn)而探討精準(zhǔn)扶貧政策對(duì)縣域發(fā)展質(zhì)量的影響效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn),精準(zhǔn)扶貧政策有力促進(jìn)了區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展,驅(qū)動(dòng)各縣經(jīng)濟(jì)水平逐步趨同,精準(zhǔn)扶貧政策對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的推動(dòng)效應(yīng)明顯。在2016年精準(zhǔn)扶貧政策全面實(shí)施后,貧困縣的發(fā)展速度比非貧困縣快了約20%。從影響機(jī)制來(lái)看,精準(zhǔn)扶貧時(shí)期的縣域發(fā)展受經(jīng)濟(jì)資源稟賦影響較重,同時(shí)也與區(qū)位等地理因素有關(guān)。高第三產(chǎn)業(yè)占比的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和高人力資本整體上促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

二、文獻(xiàn)綜述

(一)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的相關(guān)研究

2008年全球金融危機(jī)之后,中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展也進(jìn)入了調(diào)整期,追求高質(zhì)量增長(zhǎng)成為中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的必然選擇。如何衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量成為研究的主要課題(鈔小靜、任保平,2011;方迎風(fēng)、童光榮,2014;馬茹等,2019;劉帥,2019;單勤琴、李中,2022)。然而,在現(xiàn)有研究中,不管如何構(gòu)建經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量指標(biāo)體系,個(gè)體與地區(qū)發(fā)展差異始終是其重要的構(gòu)成部分,它們是衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的重要指標(biāo)?？h域不平等是地區(qū)發(fā)展差異的一個(gè)體現(xiàn),本質(zhì)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的收斂問(wèn)題,Williamson(1965)提出區(qū)域不平等與國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展成“倒U型”關(guān)系的區(qū)域收入收斂性假說(shuō)。此后,對(duì)于地區(qū)不平等問(wèn)題的研究形成了兩條主線,對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)和關(guān)注區(qū)域間收入差距變化的機(jī)制。

第一,區(qū)域發(fā)展差異的測(cè)度研究。根據(jù)新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)增長(zhǎng)理論,由于生產(chǎn)要素之間存在邊際收益的遞減效應(yīng),因此,地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異應(yīng)當(dāng)縮小。Rey和Montouri(1999)研究發(fā)現(xiàn),美國(guó)各州的區(qū)域收入最終趨同,區(qū)域間的不平等程度逐漸降低。但也有學(xué)者提出了反對(duì)觀點(diǎn),Amos(1988)研究美國(guó)的空間不平等時(shí)發(fā)現(xiàn),不平等與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間存在“倒U型”關(guān)系。Terrasi(1999)拓展了Amos的發(fā)現(xiàn),他指出空間不平等程度在更高經(jīng)濟(jì)水平再次上升,呈“類N型”。Lessmann(2014)利用56個(gè)國(guó)家在1980-2009年間的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)區(qū)域不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的發(fā)散現(xiàn)象。

關(guān)于中國(guó)的區(qū)域不平等現(xiàn)象,大多數(shù)研究認(rèn)為存在某種下降趨勢(shì)。魏后凱 (1997)指出,自改革開(kāi)放以來(lái),落后地區(qū)和發(fā)達(dá)地區(qū)的人均GDP以每年2%的速度縮小,但是由于政策的遲滯和宏觀調(diào)控的誤差,地區(qū)居民人均收入增長(zhǎng)的不平等現(xiàn)象反而進(jìn)一步加劇。涂正革等(2022)在考慮營(yíng)商環(huán)境的條件下發(fā)現(xiàn),中國(guó)整體上呈現(xiàn)出集聚式收斂特征,但是地區(qū)間存在“東高西低”的梯度化地區(qū)差異,同時(shí)中、西部地區(qū)內(nèi)部經(jīng)濟(jì)收斂速度的異質(zhì)性較強(qiáng)。方毅等(2022)驗(yàn)證了中國(guó)經(jīng)濟(jì)存在著符合康德拉季耶夫周期的狀態(tài)躍遷規(guī)律,并且在當(dāng)前的新增長(zhǎng)路徑上,中國(guó)經(jīng)濟(jì)具有明顯的收斂趨勢(shì)。方迎風(fēng)(2022)發(fā)現(xiàn),中國(guó)縣域經(jīng)濟(jì)總體上均衡收斂,但各省縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的異質(zhì)性較強(qiáng)。隨著空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展和完善, 有學(xué)者將空間區(qū)位因素引入經(jīng)濟(jì)收斂分析框架。劉明和王思文(2018)指出經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下中國(guó)區(qū)域不平等問(wèn)題的異質(zhì)性。單勤琴和李中(2022)通過(guò)主成分分析法得到中國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的加權(quán)指標(biāo),利用時(shí)空收斂模型研究得出高質(zhì)量發(fā)展對(duì)于促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂、縮小區(qū)域不平等的顯著作用。李福柱等(2022)指出收斂現(xiàn)象在全域、域內(nèi)及域間均顯著存在。但是,也有一些研究認(rèn)為,中國(guó)區(qū)域發(fā)展差異沒(méi)有變小,從而影響了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量。黃森和蒲勇健(2011)發(fā)現(xiàn)由于經(jīng)濟(jì)體的塊狀分布,并未產(chǎn)生良好的協(xié)作集聚效應(yīng),導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)與欠發(fā)達(dá)地區(qū)的差距擴(kuò)大。朱建平等(2021)從波動(dòng)維度出發(fā)驗(yàn)證了中國(guó)經(jīng)濟(jì)先收斂后發(fā)散的“U型”變化趨勢(shì),指出中國(guó)正處于經(jīng)濟(jì)發(fā)散的階段,全域收斂及東部、中部、西部收斂均不存在,個(gè)別省份的大幅度經(jīng)濟(jì)波動(dòng)造成了這種周期差異。

第二,區(qū)域不平等形成的機(jī)制研究。當(dāng)前探討縣域?qū)用娴奶嵘?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量動(dòng)因的文獻(xiàn)較少,基于已有研究成果,本文將區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異的主要因素歸為以下三種。第一,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)和布局對(duì)區(qū)域發(fā)展質(zhì)量意義重大。范劍勇(2006)的研究表明,第二產(chǎn)業(yè)高產(chǎn)出比例與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟(jì)空間結(jié)構(gòu)上的不均勻分布,是改革開(kāi)放以來(lái)區(qū)域經(jīng)濟(jì)效益差異增大的根本原因。Zhang(2021)以浙江省為實(shí)證案例,發(fā)現(xiàn)浙江省非農(nóng)產(chǎn)業(yè)聚集現(xiàn)象已經(jīng)十分明顯,與第三產(chǎn)業(yè)相關(guān)的技術(shù)能力和商業(yè)繁榮程度對(duì)區(qū)域不平等起到?jīng)Q定性作用。第二,資金、人力資本等生產(chǎn)要素是縮小區(qū)域不平等和提升發(fā)展質(zhì)量的重要影響因素。Thuvachote(2011)研究表明,與企業(yè)合作為貧困人口創(chuàng)造大量就業(yè)機(jī)會(huì),增加家庭平均收入和消費(fèi)支出。徐現(xiàn)祥等(2011)將地區(qū)資源稟賦、人力、資本、政府政策、基礎(chǔ)設(shè)施、勞動(dòng)力等影響地區(qū)收入差距的因素歸為四類,并考察這些因素對(duì)區(qū)域不平等的影響。第三,金融信貸、國(guó)際貿(mào)易、地理位置和其他要素對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有重要作用。儲(chǔ)德銀和費(fèi)冒盛(2021)指出地方政府支出結(jié)構(gòu)優(yōu)化顯著提升了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量,但支出規(guī)模的增加卻顯著抑制了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量。Meng(2013)評(píng)估得出,“八七計(jì)劃”使國(guó)家級(jí)貧困縣收入增長(zhǎng)38%的結(jié)論,并指出革命老區(qū)、民族貧困地區(qū)及山區(qū)的貧困根源在于初始經(jīng)濟(jì)資源稟賦低。朱一鳴和王偉(2017)等的研究成果表明,完善的金融信用市場(chǎng)制度在一定程度上降低了貧窮人群所受到的融資限制,擴(kuò)大了貧困人口的投資途徑,從而提高了他們參與社會(huì)再生產(chǎn)的水平,降低了區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡程度。Rodriguez-Pose和Sotiriou(2021)研究希臘的貿(mào)易增長(zhǎng)與區(qū)域不平等,指出相對(duì)富裕地區(qū)來(lái)說(shuō),低收入地區(qū)不僅無(wú)法獲利,甚至受到來(lái)自社會(huì)和政治方面的負(fù)面影響。

(二)精準(zhǔn)扶貧政策的相關(guān)研究

貧困始終是各國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展進(jìn)程中的重要問(wèn)題,貧困程度也是一國(guó)或地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展質(zhì)量的重要體現(xiàn)。在脫貧攻堅(jiān)階段,精準(zhǔn)扶貧政策是推動(dòng)中國(guó)高質(zhì)量發(fā)展、建成全面小康社會(huì)的必然選擇。精準(zhǔn)扶貧政策不僅能推動(dòng)中國(guó)的全面脫貧和改善經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展質(zhì)量(Fang 和 Zhang,2021),還提升了中國(guó)脫貧本身的質(zhì)量(羅連發(fā)等,2021)。單德朋(2019)通過(guò)實(shí)證說(shuō)明扶貧政策對(duì)低經(jīng)濟(jì)、低技術(shù)地區(qū)的提振作用。方迎風(fēng)(2019)利用中國(guó)縣級(jí)面板數(shù)據(jù)分析了2008-2014年國(guó)家級(jí)貧困縣戰(zhàn)略的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng),指出設(shè)立貧困縣從長(zhǎng)期和短期來(lái)看均顯著推動(dòng)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)均衡發(fā)展,但在扶貧對(duì)象的選擇和調(diào)整期存在瞄準(zhǔn)誤判。Wang等(2022)認(rèn)為考慮到城鄉(xiāng)異質(zhì)性,無(wú)法保證對(duì)外貿(mào)易的減貧效應(yīng),城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)改革是減貧的最佳途徑。

精準(zhǔn)扶貧政策降低縣域不平等、提升縣域發(fā)展質(zhì)量存在其微觀作用機(jī)理,包括產(chǎn)業(yè)、金融、勞動(dòng)、志氣等。在產(chǎn)業(yè)上,胡晗等(2018)使用陜西省入戶調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),產(chǎn)業(yè)扶貧政策能夠提高貧困戶參與種植業(yè)和畜牧業(yè)的比例,顯著增加了貧困戶的生產(chǎn)性收入,整體上脫貧增收效果明顯。蔡宇涵等(2021)認(rèn)為,精準(zhǔn)扶貧政策通過(guò)改善農(nóng)村生產(chǎn)生活所需要的基礎(chǔ)設(shè)施,對(duì)非貧困人口也產(chǎn)生了溢出效應(yīng),在總體上提升了農(nóng)村居民幸福感,提高了生活質(zhì)量。在金融方面,吳本健等(2019)指出,短期內(nèi)財(cái)政扶貧對(duì)邊緣貧困戶的減貧作用高于金融扶貧,而就長(zhǎng)遠(yuǎn)而言,金融扶貧則有助于深度貧困戶擺脫貧困狀態(tài),金融扶貧還能夠遏制因財(cái)政扶貧所造成的多維貧困狀態(tài)惡化,提升脫貧質(zhì)量。尹志超等(2020)研究了精準(zhǔn)扶貧政策對(duì)農(nóng)業(yè)信貸約束的突破效應(yīng),這種政策作用隨時(shí)間推移不斷加強(qiáng),并且有效擠出非正規(guī)農(nóng)業(yè)信貸。在勞動(dòng)和信心上,李芳華等(2020)指出,精準(zhǔn)扶貧初期貧困戶勞動(dòng)時(shí)間增加、后期勞動(dòng)生產(chǎn)率提高,并發(fā)現(xiàn)政策對(duì)女性勞動(dòng)力的解放是脫貧主因。黃薇和曹楊(2022)的研究表明,勞動(dòng)能力不足的人群還會(huì)對(duì)福利救濟(jì)產(chǎn)生主動(dòng)依賴,從理論上解釋了精準(zhǔn)扶貧過(guò)程中部分貧困戶“等、靠、要”的原因。黃杏子等(2023)研究發(fā)現(xiàn),精準(zhǔn)扶貧政策從根本上為貧困人口提供了融入社會(huì)生產(chǎn)的良好發(fā)展條件,幫助貧困家庭樹(shù)立堅(jiān)定的自主、穩(wěn)定脫貧的信心,使貧困家庭的貧困脆弱性顯著降低,慢性、深度貧困家庭的貧困脆弱性降低幅度更大,提升脫貧質(zhì)量。

在鄉(xiāng)村振興的新階段也依然存在脫貧質(zhì)量的相關(guān)研究。黃薇和祝偉(2021)認(rèn)為,精準(zhǔn)扶貧政策總體上的減貧效果是顯著的,能夠和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略進(jìn)行有效銜接。但是,趙普等(2022)也指出,西南民族地區(qū)脫貧質(zhì)量不高,仍存在產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)薄弱、產(chǎn)業(yè)人才匱乏、發(fā)展意識(shí)不強(qiáng)、經(jīng)濟(jì)形勢(shì)下行、幫扶政策不可持續(xù)等問(wèn)題,規(guī)模性返貧風(fēng)險(xiǎn)高。因此,中國(guó)依然需要從產(chǎn)業(yè)、教育、政策、文化等方面建立完善的風(fēng)險(xiǎn)防控機(jī)制,鞏固脫貧成果。王雨磊和蘇揚(yáng)(2020)認(rèn)為,精準(zhǔn)扶貧政策成功的基礎(chǔ)是中國(guó)獨(dú)特的國(guó)家治理體制,這種新型舉國(guó)體制有效克服了扶貧中常見(jiàn)的政府失靈、市場(chǎng)失靈和社會(huì)失靈,提高扶貧資金使用效率,并帶動(dòng)社會(huì)力量參與其中,使經(jīng)濟(jì)發(fā)展發(fā)揮出其應(yīng)有的作用。

(三)文獻(xiàn)概述

綜上所述可以發(fā)現(xiàn),已有研究針對(duì)區(qū)域不平等的影響機(jī)制做出了諸多探索,這些研究為解決中國(guó)縣域不均衡發(fā)展問(wèn)題提供了重要參考。然而,中國(guó)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡問(wèn)題仍需深入探討,并且從縣域不平等的視角對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量以及精準(zhǔn)扶貧政策減貧質(zhì)量的研究目前還相對(duì)欠缺。雖然中國(guó)在2020年實(shí)現(xiàn)現(xiàn)行貧困標(biāo)準(zhǔn)下農(nóng)村貧困人口的全部脫貧,但是以個(gè)人和地區(qū)發(fā)展不平等為特征的相對(duì)貧困將一直存在,依然需要精準(zhǔn)扶貧政策的支持(方迎風(fēng)、周少馳,2023)。對(duì)于中國(guó)精準(zhǔn)扶貧政策,政策實(shí)行早期對(duì)精準(zhǔn)識(shí)別的研究較多,2018年開(kāi)始,大量政策評(píng)估文獻(xiàn)出現(xiàn),脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)勝利后一些學(xué)者嘗試從理論和實(shí)證的角度評(píng)估精準(zhǔn)扶貧政策的減貧效應(yīng)和貧困人口的脫貧質(zhì)量,闡述“十四五”時(shí)期如何鞏固脫貧成果、推動(dòng)鄉(xiāng)村振興。本文將研究視角上升至縣域?qū)哟?從縣域發(fā)展不平衡視角探究精準(zhǔn)扶貧政策對(duì)縣域發(fā)展質(zhì)量的影響,為推動(dòng)縣域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供了很好的理論和經(jīng)驗(yàn)支撐。

三、數(shù)據(jù)說(shuō)明與縣域不平等分析

(一)數(shù)據(jù)說(shuō)明與變量選擇

本文所采用的縣級(jí)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來(lái)自于《中國(guó)縣域統(tǒng)計(jì)年鑒》。文中空間計(jì)量模型用到的地理數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家基礎(chǔ)地理信息中心公布的全國(guó)縣級(jí)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)(2015年版)。因數(shù)據(jù)的獲得渠道和連續(xù)性的限制,在整理過(guò)程中剔除了來(lái)自海南省、臺(tái)灣省、香港特別行政區(qū)和澳門特別行政區(qū)的數(shù)據(jù),最后得到涵蓋其他30個(gè)省級(jí)行政單位1886個(gè)縣域單元的2013-2020年面板數(shù)據(jù)。其中,所有經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)均按照2000年的購(gòu)買力平價(jià)進(jìn)行調(diào)整;發(fā)生合并、拆分或改制的地區(qū),按照其在2015年的狀態(tài)進(jìn)行處理。

表1中的統(tǒng)計(jì)顯示,國(guó)家級(jí)貧困縣在精準(zhǔn)扶貧政策出臺(tái)前確實(shí)比非國(guó)家級(jí)貧困縣要貧窮很多,2016年非貧困縣的人均生產(chǎn)總值比貧困縣高出約82%,但到了2020年只高出65%,直觀認(rèn)為在政策執(zhí)行期間,國(guó)家級(jí)貧困縣的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度比非貧困縣快。然而,由于處理狀態(tài)并不是隨機(jī)分配的,我們不能簡(jiǎn)單地將增長(zhǎng)率的差異解釋為項(xiàng)目的因果效應(yīng)。此外,國(guó)家級(jí)貧困縣與非貧困縣在政策開(kāi)始時(shí)的初始資源稟賦存在差別,貧困縣的農(nóng)業(yè)占比和政府支出比例均大幅高于非貧困縣,第三產(chǎn)業(yè)占比及人力資本則幾乎不存在差別。在地理因素方面,少數(shù)民族縣、革命老區(qū)縣和山區(qū)縣大部分為國(guó)家級(jí)貧困縣。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(二)基于中國(guó)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平等現(xiàn)狀

收斂分析是研究區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異的一個(gè)重要方法,進(jìn)而可以被用來(lái)研究當(dāng)前縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的變化趨勢(shì)。已有研究較多采用截面數(shù)據(jù),但是截面數(shù)據(jù)可能由于遺漏變量的情況而導(dǎo)致回歸結(jié)果的偏誤。因此,本文在Elhorst(2014)的收斂實(shí)證分析模型的基礎(chǔ)上,構(gòu)建面板數(shù)據(jù)的β絕對(duì)收斂模型和俱樂(lè)部收斂模型。具體模型如下:

(1)

其中,下標(biāo)i代表地區(qū),t代表年份,Yit和Yi,t-1分別表示i地區(qū)t年及t-1年的人均生產(chǎn)總值,α為截距項(xiàng),β代表收斂速度。T為時(shí)間跨度,取值為1,故可將式(1)轉(zhuǎn)化為:

lnYit=α+(1-β)lnYi,t-1+ηt+μi+εit

(2)

如果收斂速率顯著大于0,則表明具有β絕對(duì)收斂特征,在考察時(shí)期內(nèi),欠發(fā)達(dá)地區(qū)比發(fā)達(dá)地區(qū)發(fā)展更快,兩地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨于平衡,經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量將最終提高。

基于式(2)的回歸結(jié)果如表2所示。從表2的估計(jì)結(jié)果可知,中國(guó)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的質(zhì)量得到改善,全國(guó)范圍的縣域經(jīng)濟(jì)收斂速度為正值,縣域間的發(fā)展差距有不斷縮小的趨勢(shì)。不僅如此,中國(guó)還存在東、中、西部三大收斂俱樂(lè)部。根據(jù)經(jīng)濟(jì)收斂理論,各地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)差距可以通過(guò)收斂效應(yīng)逐步消除。分區(qū)域來(lái)看,東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)收斂速率最大,其絕對(duì)值為0.320,其次為中部地區(qū),最慢的是西部地區(qū)。

表2 全國(guó)及東、中、西部地區(qū)β絕對(duì)收斂結(jié)果

表3 全國(guó)范圍縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異評(píng)估的β收斂結(jié)果

相較于β絕對(duì)收斂,β條件收斂向模型中加入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在影響的控制變量,用以衡量在其他因素影響下各地區(qū)之間的收斂趨勢(shì)。參考已有文獻(xiàn),選取產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府規(guī)模和人力資本作為經(jīng)濟(jì)控制變量,選取縣域地形地貌因素和文化背景因素作為地理控制變量,從而得到以下條件收斂模型:

lnYit=α+(1-β)lnYi,t-1+λXit+ηt+μi+εit

(3)

其中,Xit代表i地區(qū)t年的控制變量,其余變量含義與絕對(duì)收斂模型相同。

在加入經(jīng)濟(jì)和地理控制變量后,全域收斂速度顯著提高,由0.236增加到0.437,說(shuō)明中國(guó)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異有顯著縮小趨勢(shì),縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量改善是穩(wěn)健的,并且經(jīng)濟(jì)資源稟賦和地理因素可能導(dǎo)致了縣域發(fā)展速度的異質(zhì)性。但如果只加入地理控制變量,地區(qū)差距縮小的速度僅發(fā)生了微小變化。故認(rèn)為在考慮精準(zhǔn)扶貧的大前提下,經(jīng)濟(jì)自然發(fā)展過(guò)程中地理位置、地形地貌、文化特征等因素帶來(lái)的不利影響被強(qiáng)有力的扶持政策熨平,說(shuō)明全國(guó)統(tǒng)一施策的可行性。

在以地理目標(biāo)為研究對(duì)象時(shí),樣本觀測(cè)值往往缺乏獨(dú)立性,與其他地區(qū)的觀測(cè)值存在相關(guān)關(guān)系。經(jīng)典的線性回歸模型并不考慮這種空間效應(yīng),然而如果變量存在空間相關(guān)性,傳統(tǒng)線性回歸模型就會(huì)得到有偏誤的估計(jì)結(jié)果。為了減小回歸誤差,Anselin(1988)首次提出了空間計(jì)量模型。與傳統(tǒng)計(jì)量模型相比,空間計(jì)量模型考慮了區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中普遍存在的空間依賴性,并根據(jù)地區(qū)間的絕對(duì)位置和相對(duì)位置,不同程度地引入空間相關(guān)的程度和模式。因此,在對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的收斂性進(jìn)行分析時(shí),應(yīng)考慮區(qū)域之間空間依賴性造成的影響?？紤]到空間區(qū)位因素,本文將β收斂模型加以改造:

(4)

由表4可知,將空間杜賓模型引入到β收斂模型后,縣域收斂趨勢(shì)仍然存在,并且收斂速度提高,說(shuō)明空間溢出效應(yīng)的存在事實(shí)上有利于縣域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的縮小,提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量。根據(jù)空間自相關(guān)結(jié)果,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的區(qū)縣會(huì)對(duì)鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生輻射作用,這種輻射作用加快了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的地區(qū)發(fā)展,降低縣域不平等,提升縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展質(zhì)量。在控制了縣域經(jīng)濟(jì)因素后,收斂速度顯著提高,但在加入經(jīng)濟(jì)控制變量和地理控制變量后,模型的收斂速度并未明顯提高,說(shuō)明地理位置和縣域特征不是縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的重要影響因素。

表4 空間收斂模型估算結(jié)果

在考慮空間區(qū)位因素的情況下,精準(zhǔn)扶貧政策對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在顯著的促進(jìn)作用。為了定量分析縣域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長(zhǎng)的有效機(jī)制,本文以縣域生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)作為被解釋變量,以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府規(guī)模和人力資本變量的一階滯后項(xiàng)為主要解釋變量,探究這三種經(jīng)濟(jì)要素對(duì)縣域發(fā)展質(zhì)量的影響,本文采用控制個(gè)體固定效應(yīng)的空間杜賓模型進(jìn)行回歸分析(見(jiàn)表5)。同時(shí),當(dāng)被解釋變量的空間自回歸系數(shù)顯著不為零時(shí),可以分解計(jì)算各解釋變量的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。其中,直接效應(yīng)又稱本地效應(yīng),反映區(qū)域內(nèi)部變化對(duì)自身的影響,包括反饋效應(yīng),即鄰近地區(qū)把影響傳回給效應(yīng)的來(lái)源地區(qū)。間接效應(yīng)則度量鄰近區(qū)域變化對(duì)本地區(qū)的影響,代表了解釋變量的空間溢出效應(yīng)。

表5 對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的空間杜賓模型回歸結(jié)果

由表5的結(jié)果可以看到,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和人力資本提升對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的提升存在顯著的促進(jìn)作用,但是這種正面影響的實(shí)現(xiàn)形式有所不同。第三產(chǎn)業(yè)的直接效應(yīng)為負(fù),間接效應(yīng)為正,總體效應(yīng)為正,說(shuō)明第三產(chǎn)業(yè)縮小地區(qū)差距的作用主要表現(xiàn)為空間溢出效應(yīng)。金融業(yè)、旅游業(yè)、服務(wù)業(yè)等行業(yè)集聚經(jīng)濟(jì)性極強(qiáng),一個(gè)金融中心或大型景區(qū)的建立會(huì)催生出眾多配套產(chǎn)業(yè)和就業(yè)機(jī)會(huì),客觀上帶動(dòng)了其他地區(qū)的發(fā)展。第三產(chǎn)業(yè)對(duì)于周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于自身發(fā)展帶來(lái)的相對(duì)經(jīng)濟(jì)位置改變,因此,各省內(nèi)部扶持一個(gè)經(jīng)濟(jì)先驅(qū)型城市雖然可以在一定程度上積極帶動(dòng)本省發(fā)展,但是多點(diǎn)開(kāi)花建成數(shù)個(gè)經(jīng)濟(jì)中心城市的戰(zhàn)略能夠更加長(zhǎng)期、有效的提高本省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量。

第一產(chǎn)業(yè)不是推動(dòng)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的主要?jiǎng)恿?其直接效應(yīng)、間接效應(yīng)及總體效應(yīng)均顯著為負(fù),農(nóng)業(yè)占比提高帶來(lái)的負(fù)面影響甚至超過(guò)了其他因素的正面影響,這反映了主要農(nóng)業(yè)地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中面臨的困境。一方面,農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈條短、農(nóng)產(chǎn)品品牌價(jià)值低等農(nóng)業(yè)發(fā)展質(zhì)量不高的問(wèn)題依然突出,這在很大程度上限制了農(nóng)業(yè)人口凈收入的增長(zhǎng)。另一方面,農(nóng)民低收入問(wèn)題引起勞動(dòng)力外流,導(dǎo)致企業(yè)工人不足、城市化發(fā)展受限,使當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展很難向第二、第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型,導(dǎo)致更多人口外出務(wù)工陷入惡性循環(huán)。這從反面說(shuō)明了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的重要意義。政府規(guī)模所造成的影響均相對(duì)較低,其直接效應(yīng)為負(fù),間接效應(yīng)為正,總體效應(yīng)為負(fù),說(shuō)明政府規(guī)模的負(fù)面作用主要表現(xiàn)為本地效應(yīng),政府?dāng)U大支出造成總需求擴(kuò)大所帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)小于資源錯(cuò)配造成的阻礙。

人力資本的直接效應(yīng)顯著為正,間接效應(yīng)為負(fù)但未通過(guò)顯著性檢驗(yàn),總體效應(yīng)為正。說(shuō)明人力資本促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用主要表現(xiàn)為本地效應(yīng),區(qū)域間的相互影響可忽略不計(jì)。人力資本同時(shí)具有兩種屬性,它既作為必不可少的生產(chǎn)要素被應(yīng)用于生產(chǎn)過(guò)程,又能夠催化其他生產(chǎn)要素發(fā)生作用,提高整體生產(chǎn)效率。人力資本的知識(shí)效應(yīng)還降低了自然資源不足給經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)的不利影響,促進(jìn)社會(huì)生產(chǎn)的技術(shù)革新與升級(jí)改造,助力產(chǎn)業(yè)升級(jí)和中國(guó)縣域經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。但是這種作用僅在本地產(chǎn)生效果。當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段人才爭(zhēng)奪戰(zhàn)更加激烈,人才的虹吸效應(yīng)相當(dāng)明顯。因此,各地應(yīng)明晰發(fā)展現(xiàn)狀與自身比較優(yōu)勢(shì),根據(jù)實(shí)際情況制定未來(lái)的長(zhǎng)期發(fā)展策略,精準(zhǔn)把握人才流動(dòng)的規(guī)律和趨勢(shì),重視引才用才工作,善用人才的虹吸效應(yīng),提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。

四、精準(zhǔn)扶貧政策對(duì)縣域發(fā)展質(zhì)量的效果評(píng)估

(一)研究方法

在精準(zhǔn)扶貧政策從提出到實(shí)施的過(guò)程中,2016年是其正式落地施行的時(shí)間,因此可以將黨的十八大以來(lái)的精準(zhǔn)扶貧新時(shí)期分為兩個(gè)階段。第一階段是從2013年年底到2015年末。2013年11月,習(xí)近平總書(shū)記在湘西考察時(shí)首次提出精準(zhǔn)扶貧的概念,習(xí)近平總書(shū)記特別強(qiáng)調(diào),扶貧要實(shí)事求是、因地制宜,要精準(zhǔn)扶貧。經(jīng)過(guò)充分地研究和試點(diǎn),一年后國(guó)務(wù)院正式提出精準(zhǔn)扶貧工作的制度性安排。第二階段始于2016年,隨著國(guó)家扶貧重點(diǎn)縣逐步由貧困村轉(zhuǎn)向貧困縣和貧困地區(qū),以增強(qiáng)地方內(nèi)生發(fā)展活力和脫貧動(dòng)力為主要目的的新政策大量出臺(tái)。這其中既有對(duì)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè),也有對(duì)貧困戶生活環(huán)境的改善。比如,易地搬遷政策引導(dǎo)非務(wù)工人員由自然環(huán)境條件艱苦、交通不便、基礎(chǔ)設(shè)施條件較差的偏遠(yuǎn)地區(qū)遷移至鄉(xiāng)鎮(zhèn);產(chǎn)業(yè)扶貧政策引導(dǎo)民營(yíng)企業(yè)到貧困地區(qū)直接投資或合作建廠并雇用貧困戶,以支持貧困地區(qū)企業(yè)開(kāi)發(fā)富有競(jìng)爭(zhēng)性的新產(chǎn)品。雖然該時(shí)期的脫貧攻堅(jiān)工作以微觀的貧困戶為單位開(kāi)展,但在財(cái)政補(bǔ)助金發(fā)放、政策評(píng)價(jià)和成果驗(yàn)收時(shí)仍以縣級(jí)行政單位作為一個(gè)整體。貧困縣摘帽機(jī)制使得2016年時(shí)仍未脫貧的國(guó)家級(jí)貧困縣受到關(guān)注和財(cái)政、政策投入,這為本文利用斷點(diǎn)回歸方法進(jìn)行政策評(píng)估提供了契機(jī)。本文分析貧困縣從2016年后全面開(kāi)展的精準(zhǔn)扶貧政策所獲得的收益,借此評(píng)估精準(zhǔn)扶貧政策對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的提升效應(yīng)。

首先,本文以O(shè)LS估計(jì)作為基準(zhǔn),判斷國(guó)家級(jí)貧困縣的收入增長(zhǎng)是否高于其他縣:

(5)

其中,ΔlnYi是2016年至2020年i地區(qū)人均生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)變化;NPi是一個(gè)二元指標(biāo),如果i地區(qū)在2016年是國(guó)家級(jí)貧困縣則取值為1,其他情況取值為0。

其次,使用斷點(diǎn)回歸方法評(píng)估精準(zhǔn)扶貧政策對(duì)縣域發(fā)展不平等的影響。本文選擇精準(zhǔn)扶貧計(jì)劃的初始資格E作為實(shí)際國(guó)家級(jí)貧困縣地位的工具變量,在2013年精準(zhǔn)扶貧計(jì)劃開(kāi)始實(shí)施時(shí),人均生產(chǎn)總值低于標(biāo)準(zhǔn)的區(qū)縣取值為1,經(jīng)過(guò)平減指數(shù)調(diào)整后標(biāo)準(zhǔn)值約為7331元。從而得到計(jì)量方程如下:

NPi=γ0+γ1Ei+g(yi)+χi

(6)

和

ΔlnYi=π0+π1NPi+f(yi)+νi

(7)

其簡(jiǎn)化式為:

ΔlnYi=δ0+δ1Ei+h(yi)+μi

(8)

其中,yi作為驅(qū)動(dòng)變量,表示2013年各地區(qū)的人均生產(chǎn)總值,f(·)、g(·)和h(·)是驅(qū)動(dòng)變量yi的平滑函數(shù),將其定義為斷點(diǎn)兩側(cè)的低階多項(xiàng)式,并假定他們具有相同的階數(shù)和不同的斜率。δ1衡量分界點(diǎn)上下各區(qū)縣被解釋變量的相對(duì)差異,γ1衡量斷點(diǎn)處傾向得分的不連續(xù)變化,兩階段回歸的系數(shù)π1=δ1/γ1。

具體到本文研究,依據(jù)1994年的標(biāo)準(zhǔn),人均生產(chǎn)總值在2700元以下的縣應(yīng)劃分為國(guó)家貧困縣。但是還有其他因素也會(huì)影響國(guó)家級(jí)貧困縣的選擇,一些低收入縣可能因種種原因未被選為國(guó)家貧困縣,一些原有的國(guó)家級(jí)貧困縣可能因補(bǔ)貼等原因不愿意退出貧困縣行列。所以,國(guó)家貧困縣選取規(guī)則僅僅使得被劃分為國(guó)家級(jí)貧困縣的可能性在政策規(guī)定的人均生產(chǎn)總值處發(fā)生了一個(gè)外生的跳躍,但不一定是從0直接變動(dòng)到1的改變,而只是增大了處理變量取值為1的概率,具有這種特征的斷點(diǎn)回歸被稱為模糊斷點(diǎn)回歸。在本文的模糊斷點(diǎn)回歸中,縣域人均生產(chǎn)總值是驅(qū)動(dòng)變量,處理狀態(tài)理論上是驅(qū)動(dòng)變量的非連續(xù)函數(shù)。本文報(bào)告了采用全樣本及2階驅(qū)動(dòng)函數(shù)的回歸結(jié)果,并在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中采用多個(gè)帶寬和多種平滑函數(shù)形式進(jìn)行回歸。在進(jìn)行回歸之前,首先以圖的形式直觀展示驅(qū)動(dòng)變量與處理狀態(tài)和結(jié)果變量之間的關(guān)系。圖中給出了以二階多項(xiàng)式進(jìn)行擬合的結(jié)果,由圖1和圖2可以看到,成為國(guó)家級(jí)貧困縣的概率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)量在斷點(diǎn)附近有明顯的跳躍,且通過(guò)了統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn),這意味著因果關(guān)系的存在。

注:已對(duì)樣本的對(duì)數(shù)人均GDP數(shù)據(jù)做了相對(duì)于斷點(diǎn)的中心化處理。

注:已對(duì)樣本的對(duì)數(shù)人均GDP數(shù)據(jù)做了相對(duì)于斷點(diǎn)的中心化處理。

(二)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表6的第(1)列展示了被解釋變量與處理變量之間未經(jīng)過(guò)調(diào)整的相關(guān)性關(guān)系,處理變量的系數(shù)為正,并在1%的水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn),這表明精準(zhǔn)扶貧政策促進(jìn)了貧困縣的經(jīng)濟(jì)發(fā)展,提升了縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的質(zhì)量。在2016年至2020年間,國(guó)家級(jí)貧困縣的人均生產(chǎn)總值增長(zhǎng)速度大約比非貧困縣快10%,精準(zhǔn)扶貧政策有較高的脫貧質(zhì)量。第(2)列在回歸中引入各地區(qū)在2013年的初始經(jīng)濟(jì)狀態(tài),增幅有所下降,但仍然顯著,即在初始經(jīng)濟(jì)特征相似的情況下,國(guó)家貧困縣的發(fā)展速度同樣快于非貧困縣。第(3)列加入地理特征,回歸系數(shù)略有增大,在同時(shí)控制初始經(jīng)濟(jì)特征和地理特征時(shí),國(guó)家級(jí)貧困縣的經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度大約比非貧困縣快4%,說(shuō)明精準(zhǔn)扶貧政策下縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量有顯著提高。最后,在回歸中進(jìn)一步控制省份虛擬變量,只允許在省級(jí)行政區(qū)內(nèi)部進(jìn)行縣級(jí)層面的比較,這一做法導(dǎo)致估計(jì)系數(shù)只發(fā)生了微小的變化,說(shuō)明各省內(nèi)部的縣級(jí)特征相似,無(wú)明顯差別。

表6 OLS估計(jì)結(jié)果

(三)政策效果評(píng)估

表7報(bào)告了模糊斷點(diǎn)的估計(jì)結(jié)果。Panel B中簡(jiǎn)約式方程回歸結(jié)果(見(jiàn)表7)表明,所有四列的驅(qū)動(dòng)變量系數(shù)均顯著為正,說(shuō)明實(shí)施精準(zhǔn)扶貧政策顯著促進(jìn)了國(guó)家級(jí)貧困縣的經(jīng)濟(jì)發(fā)展,提升了縣域發(fā)展質(zhì)量和脫貧質(zhì)量。從第(4)列控制最多變量的模型來(lái)看,受到精準(zhǔn)扶貧政策影響的區(qū)縣的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度比未受到政策影響的縣至少高10%。在控制縣級(jí)地理特征后,貧困縣與非貧困縣間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度的差距變大,說(shuō)明不同地形地貌或文化背景的縣域所受到精準(zhǔn)扶貧政策影響的差距較大,地理及文化因素的異質(zhì)性較強(qiáng)。

表7 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)量的2SLS回歸結(jié)果

Panel A的一階段回歸結(jié)果表明初始的接受扶貧政策的資格,對(duì)最終的國(guó)家貧困縣確定有很強(qiáng)的預(yù)測(cè)作用。人均生產(chǎn)總值低于官方貧困線的區(qū)縣被確定為國(guó)家貧困縣的概率明顯提高,與圖形證據(jù)保持一致。當(dāng)引入其他控制變量時(shí),驅(qū)動(dòng)變量的系數(shù)有所下降,但仍大于0.80且在1%水平下顯著。這表明選擇2013年的對(duì)數(shù)人均生產(chǎn)總值作為工具變量是合適的。Panel C的工具變量估計(jì)結(jié)果顯示精準(zhǔn)扶貧政策對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的顯著影響,第(1)列在不控制任何變量的情況下,國(guó)家貧困縣的發(fā)展速度大約比非貧困縣高20%。第(2)列～第(4)列依次加入控制變量,驅(qū)動(dòng)變量系數(shù)大小發(fā)生變化,但都在1%水平下顯著?？傮w來(lái)說(shuō),工具變量估計(jì)值始終是顯著的,并相對(duì)穩(wěn)定。2SLS的估計(jì)結(jié)果表明,精準(zhǔn)扶貧政策會(huì)使國(guó)家貧困縣的經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度至少高出非貧困縣13%,這一結(jié)果明顯高于OLS估計(jì)值。

精準(zhǔn)扶貧政策顯著提高了國(guó)家級(jí)貧困縣的經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度,接下來(lái)分產(chǎn)業(yè)探究精準(zhǔn)扶貧政策的作用機(jī)制。以三種產(chǎn)業(yè)的對(duì)數(shù)增加值為被解釋變量,控制初始經(jīng)濟(jì)稟賦、地理特征和省份變量進(jìn)行回歸。表8給出了三種產(chǎn)業(yè)的2SLS估計(jì)結(jié)果,從中可以看到,在精準(zhǔn)扶貧政策的影響下,貧困縣的三種產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)幅度均高于非貧困縣。其中,第二產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)最為突出,其增長(zhǎng)幅度甚至大于第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)之和。說(shuō)明在2016-2020年間,精準(zhǔn)扶貧政策對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)作用最強(qiáng),貧困縣脫貧摘帽主要是由于工業(yè)的發(fā)展,反映出產(chǎn)業(yè)振興在精準(zhǔn)扶貧和鄉(xiāng)村振興中的重要作用。除此之外,在表8的第四列顯示,貧困縣的居民儲(chǔ)蓄約有4.5%的超額增長(zhǎng),這一結(jié)果驗(yàn)證了精準(zhǔn)扶貧政策對(duì)貧困人口的減貧效果,精準(zhǔn)扶貧政策對(duì)宏觀的縣域經(jīng)濟(jì)和微觀的個(gè)體收入均產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用。

表8 分產(chǎn)業(yè)及個(gè)人層面的2SLS回歸結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.改變驅(qū)動(dòng)函數(shù)階數(shù)和帶寬

斷點(diǎn)回歸估計(jì)的有效性和穩(wěn)健性受驅(qū)動(dòng)變量函數(shù)形式的影響。驅(qū)動(dòng)變量的函數(shù)形式能夠在一定程度上反映出斷點(diǎn)附近的不可觀測(cè)因素,因此將通過(guò)調(diào)整驅(qū)動(dòng)變量的階數(shù),觀察模型估計(jì)系數(shù)的顯著性變化來(lái)確定結(jié)果是否穩(wěn)健。同時(shí),斷點(diǎn)回歸估計(jì)結(jié)果的有效性和穩(wěn)健性也受到帶寬的影響。帶寬越小,斷點(diǎn)附近不可觀測(cè)因素和其他控制變量對(duì)回歸結(jié)果的影響就越小,無(wú)偏性越好,然而損失的樣本也越多,估計(jì)誤差增大,有效性降低;帶寬越大,進(jìn)入回歸的樣本量也越多,密度函數(shù)越平滑,方差越小,但會(huì)導(dǎo)致無(wú)偏性降低。

為了使估計(jì)具有可信性,本文提高了多項(xiàng)式階數(shù),并將樣本限制在斷點(diǎn)周圍越來(lái)越窄的區(qū)間內(nèi)。為便于比較,表9第(1)列重復(fù)了表7第(4)列的結(jié)果作為基準(zhǔn)值。在第(2)列中使用三階平滑函數(shù),并使用全樣本進(jìn)行估計(jì)。在之后的回歸中,控制各項(xiàng)條件不變,分別使用2倍最優(yōu)帶寬、最優(yōu)帶寬和1/2倍最優(yōu)帶寬的樣本,并嘗試不同的平滑函數(shù)形式。表9中的結(jié)果顯示,2SLS估計(jì)結(jié)果十分穩(wěn)健,在最優(yōu)帶寬設(shè)定下2SLS估計(jì)系數(shù)達(dá)到0.187,意味著斷點(diǎn)附近的樣本中,國(guó)家貧困縣的經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度比非貧困縣快約20%?？傮w來(lái)說(shuō),穩(wěn)健性檢驗(yàn)驗(yàn)證了精準(zhǔn)扶貧政策能夠顯著加快國(guó)家貧困縣的發(fā)展速度,其值大致為13%～20%,說(shuō)明精準(zhǔn)扶貧政策對(duì)中國(guó)的脫貧質(zhì)量和縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量都具有顯著的效應(yīng)。

表9 不同階數(shù)和帶寬的2SLS回歸結(jié)果

2.增長(zhǎng)趨勢(shì)評(píng)估

從理論上來(lái)講,在資格門檻附近的貧困縣和非貧困縣的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨勢(shì)應(yīng)異于2016年精準(zhǔn)扶貧政策全面實(shí)施之前,因此,本文將被解釋變量替換為2013-2016年人均生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)差,并保持其他控制變量不變進(jìn)行2SLS回歸。如果在斷點(diǎn)附近,接受處理和未接受處理的地區(qū)之間沒(méi)有任何不同的增長(zhǎng)趨勢(shì),那么處理狀態(tài)的回歸系數(shù)不應(yīng)顯著異于零。表10中的結(jié)果顯示,2SLS的回歸系數(shù)非常小,且大部分不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。在最優(yōu)帶寬時(shí),處理變量的估計(jì)系數(shù)在10%的水平下顯著,但絕對(duì)值極小且符號(hào)為負(fù)。這說(shuō)明計(jì)劃開(kāi)始前國(guó)家貧困縣的經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度與非貧困縣不存在顯著差別,甚至可能慢于非貧困縣?？傮w來(lái)說(shuō),表10的回歸結(jié)果證明了本文2SLS的穩(wěn)健性。

表10 計(jì)劃開(kāi)始前的2SLS回歸結(jié)果

3.識(shí)別策略有效性檢驗(yàn)

在上一部分中,本文采用多種帶寬和不同的平滑函數(shù)形式,結(jié)果表明模糊斷點(diǎn)回歸結(jié)果相對(duì)穩(wěn)健。本部分分別采用兩種檢驗(yàn)方法,進(jìn)一步檢驗(yàn)本文斷點(diǎn)估計(jì)的有效性。首先,有效的斷點(diǎn)識(shí)別過(guò)程要求研究對(duì)象不能操縱或者至少不能完全操縱驅(qū)動(dòng)變量。通過(guò)檢驗(yàn)驅(qū)動(dòng)變量密度函數(shù)的連續(xù)性可以檢驗(yàn)其是否被操縱。圖3給出了2013年縣域人均生產(chǎn)總值的密度函數(shù),結(jié)果顯示,斷點(diǎn)兩側(cè)的驅(qū)動(dòng)變量密度函數(shù)僅存在微小跳躍,并且函數(shù)的置信區(qū)間在此處存在重疊,這表明斷點(diǎn)兩側(cè)的驅(qū)動(dòng)變量存在連續(xù)的密度函數(shù),證明不存在對(duì)驅(qū)動(dòng)變量的人為干預(yù)。由于斷點(diǎn)處局部小樣本可能影響密度函數(shù)的連續(xù)性檢驗(yàn),本文還構(gòu)造G階統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn),在斷點(diǎn)處的樣本非隨機(jī)檢驗(yàn)的概率值為0.291,不能拒絕“分配變量密度函數(shù)在臨界值處是連續(xù)函數(shù)”的原假設(shè),從統(tǒng)計(jì)學(xué)維度證明了驅(qū)動(dòng)變量的密度函數(shù)在斷點(diǎn)處是連續(xù)函數(shù),研究對(duì)象不能操縱驅(qū)動(dòng)變量。

圖3 驅(qū)動(dòng)變量的密度函數(shù)

其次,本文還檢驗(yàn)了前定控制變量的平滑性,從理論上來(lái)講,本文所采用的控制變量在斷點(diǎn)兩邊不應(yīng)該存在明顯的跳躍。表11報(bào)告了對(duì)控制變量的平滑性檢驗(yàn)結(jié)果,使用的回歸設(shè)定同前文的方程相同,僅將被解釋變量換做原先的控制變量,同時(shí)仍然控制省份虛擬變量。由表11可知,所有控制變量在斷點(diǎn)附近均不存在明顯的斷點(diǎn),滿足平滑性要求。

表11 控制變量的連續(xù)性檢驗(yàn)

(五)政策效果的延續(xù)性分析

本文繼續(xù)分析精準(zhǔn)扶貧政策效果的延續(xù)性,表12第(1)列至第(4)列分別報(bào)告了以2016-2017年、2016-2018年、2016-2019年和2016-2020年縣域人均生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)增量作為被解釋變量的兩階段回歸結(jié)果。一階段回歸中驅(qū)動(dòng)變量的系數(shù)平穩(wěn)且顯著,表明所選取的工具變量解釋能力較強(qiáng),并且相對(duì)穩(wěn)健。從表12中的回歸結(jié)果可以看到,精準(zhǔn)扶貧政策的延續(xù)性較好,在精準(zhǔn)扶貧政策全面實(shí)施一年后,國(guó)家級(jí)貧困縣就已經(jīng)出現(xiàn)快于非貧困縣的發(fā)展趨勢(shì),政策實(shí)施兩年后的2018年,貧困縣相對(duì)于非貧困縣的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度幾乎翻倍,并在2019年達(dá)到峰值。這表明經(jīng)過(guò)兩年時(shí)間的政策適應(yīng)和工作模式調(diào)整,精準(zhǔn)扶貧政策的脫貧質(zhì)量達(dá)到最大化,精準(zhǔn)扶貧政策所推動(dòng)的縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量較高。

表12 政策效果的延續(xù)性分析

五、總結(jié)與討論

本文以精準(zhǔn)扶貧政策為切入點(diǎn),從縣域不平等的視角出發(fā),實(shí)證分析精準(zhǔn)扶貧政策對(duì)改善縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的效果,探討推動(dòng)縣域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的機(jī)制。研究結(jié)果表明,首先,精準(zhǔn)扶貧政策的實(shí)施使縣域經(jīng)濟(jì)水平顯著提高,精準(zhǔn)扶貧政策使得貧困縣的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度比非貧困縣高出13%～20%。精準(zhǔn)扶貧政策在民族縣、老區(qū)縣、山區(qū)縣等傳統(tǒng)條件落后地區(qū)仍產(chǎn)生顯著增收作用,說(shuō)明政策對(duì)提升縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量顯著有效。值得注意的是,精準(zhǔn)扶貧時(shí)期貧困縣的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要源自第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展,這為進(jìn)一步實(shí)施政策干預(yù)、促進(jìn)增產(chǎn)增收提供實(shí)證依據(jù)。其次,在精準(zhǔn)扶貧政策實(shí)施期間,中國(guó)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距大幅度縮小。在考慮空間相關(guān)性的情況下,趨勢(shì)依然存在。這表明政策干預(yù)能夠有效縮小地區(qū)差距,促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展,實(shí)現(xiàn)縣域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。最后,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和人力資源對(duì)于縣域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響較大,發(fā)達(dá)的第三產(chǎn)業(yè)及豐富的人力資源可以在整體上促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長(zhǎng),農(nóng)業(yè)規(guī)模和政府支出的增加會(huì)極大地抑制縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展?？疾熘袊?guó)三大區(qū)域發(fā)現(xiàn),東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)、結(jié)構(gòu)健康,第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶來(lái)的邊際收益減少,同時(shí)其政府支出相對(duì)合理,總體上未對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成負(fù)面影響。中、西部地區(qū)人力資本的增長(zhǎng)總體上不會(huì)影響經(jīng)濟(jì),但中部地區(qū)的人才虹吸效應(yīng)明顯,對(duì)相鄰地區(qū)的人才剝奪抑制了縣域發(fā)展,此外中部地區(qū)的政府支出大,不利于縣域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

本文認(rèn)為繼續(xù)保持縣域扶貧政策穩(wěn)定,做好鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果同鄉(xiāng)村振興有效銜接,通過(guò)如下途徑縮小縣域經(jīng)濟(jì)差距、推進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展:第一,落實(shí)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略,發(fā)揮縣域經(jīng)濟(jì)的承接功能,基于地域資源的特色,發(fā)展縣域特色經(jīng)濟(jì),轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)方式,重視科技創(chuàng)新在推動(dòng)第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展中的作用。例如加強(qiáng)縣域數(shù)字和網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè),通過(guò)電商等渠道,促使農(nóng)村居民收入來(lái)源多樣化,進(jìn)一步提升脫貧質(zhì)量。第二,進(jìn)一步加強(qiáng)財(cái)政專項(xiàng)資金的發(fā)展調(diào)節(jié)功能和縣域金融的創(chuàng)業(yè)扶持功能,設(shè)立縣域發(fā)展專項(xiàng)資金,對(duì)剛剛脫貧的縣域繼續(xù)加強(qiáng)資金支持,推動(dòng)縣域的創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)建設(shè),實(shí)現(xiàn)縣域經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)。第三,加強(qiáng)對(duì)政府公共資金的監(jiān)管,落實(shí)群眾監(jiān)督機(jī)制,嚴(yán)格限制不必要的政府支出,減少資源浪費(fèi)。政府在進(jìn)行政府性購(gòu)買和投資前,應(yīng)綜合考量資金涌入市場(chǎng)可能帶來(lái)的影響,避免造成擠出現(xiàn)象。第四,從區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的大格局下統(tǒng)籌調(diào)整縣域產(chǎn)業(yè)、基礎(chǔ)設(shè)施等的空間布局,對(duì)省內(nèi)各縣域主體因地制宜設(shè)定合理的發(fā)展藍(lán)圖,加強(qiáng)省域間和地區(qū)間的重要交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè),并通過(guò)地區(qū)中心城市建設(shè)所帶來(lái)的擴(kuò)散和集聚效應(yīng),推動(dòng)縣域經(jīng)濟(jì)的均衡協(xié)調(diào)發(fā)展。第五,推進(jìn)縣域的人力資源發(fā)展戰(zhàn)略規(guī)劃,一方面,通過(guò)對(duì)農(nóng)村地區(qū)現(xiàn)有勞動(dòng)者的職業(yè)訓(xùn)練,培育新的農(nóng)村勞動(dòng)力,以促進(jìn)在縣域就業(yè)的勞動(dòng)者就地市民化,為區(qū)域開(kāi)發(fā)創(chuàng)造更豐富、更高質(zhì)量的勞動(dòng)力;另一方面引導(dǎo)高水平人才和高技術(shù)企業(yè)向縣域地區(qū)回流,改變當(dāng)前縣域發(fā)展中人口因素的不利局面,以促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會(huì)的高質(zhì)量發(fā)展。