帥競+成金華+帥傳敏+李文靜+郭晴+程欣+丁麗萍

摘要 基于課題組在7省區(qū)1 356農(nóng)戶的調(diào)查問卷數(shù)據(jù)，采用雙差分析模型對IFAD項目的扶貧績效進行了測度；選用人均純收入作為貧困代理指標，并采用傾向得分匹配法對項目干預的凈效應進行了分析，分別采用核匹配和半徑匹配（0.001）方法測算了項目的干預效果，定量評價了聯(lián)合國IFAD中國項目對項目區(qū)受益人精準脫貧的實際貢獻。研究結(jié)果顯示：①IFAD項目脫貧效果顯著：IFAD項目的實施對項目區(qū)貧困農(nóng)戶脫貧率的凈貢獻為18.71%，由于IFAD項目實施而擺脫貧困的受益人總數(shù)達到80.746萬人，其中直接受益人46.113 7萬人，間接受益人為34.632 3萬人；②從收入結(jié)構(gòu)來看，IFAD項目干預對貧困農(nóng)戶種植業(yè)收入增長的影響最大：采用DiD、包含控制變量的DiD、加權(quán)最小二乘DiD和PSM方法分析的結(jié)果顯示，IFAD項目實施使項目受益人的種植業(yè)收入人均增長了1 031.15元，且在0.05的水平上顯著；③從家庭特征來看，市場便捷程度和戶主學歷對IFAD項目干預效果的影響最大。基于以上研究結(jié)論，本文提出了旨在提高IFAD中國項目脫貧績效的政策建議：①應充分發(fā)揮聯(lián)合國IFAD項目精準脫貧的示范效應；②加快貧困地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級以優(yōu)化貧困戶的收入結(jié)構(gòu)；③進一步加強貧困地區(qū)道路和教育等基礎(chǔ)設施建設。

關(guān)鍵詞 聯(lián)合國IFAD；項目績效評價；精準脫貧；雙差分析（DiD）；傾向得分匹配（PSM）

中圖分類號 F061.3 文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104（2017）02-0126-09 doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2017.02.018

貧困問題是關(guān)乎社會穩(wěn)定和可持續(xù)發(fā)展的世界性難題。如何消除貧困一直是世界各國共同關(guān)心的問題。消除絕對貧困是實現(xiàn)我國共享發(fā)展和全面建成小康社會的重要措施。中國作為世界最大的發(fā)展中國家，農(nóng)村貧困一直是一個不容忽視的問題。黨的十八大提出了2020年全面建成小康社會的宏偉目標。當前，我國已經(jīng)吹響了消滅絕對貧困的沖鋒號，從中央到地方都在積極推進精準扶貧，為2020年實現(xiàn)“精準脫貧、不落一人”的目標而不懈努力。聯(lián)合國國際農(nóng)業(yè)發(fā)展基金（簡稱IFAD），是一個致力于全球農(nóng)村減貧使命的聯(lián)合國專門機構(gòu)。IFAD從1981年開始與中國政府開展了長達34年的反貧困合作，積極參與到中國農(nóng)村的減貧事業(yè)并做出了重要貢獻。截至2016年，IFAD共向中國批準了29個項目，直接受益人4 393 300人，投資總額達21.918 億美元。IFAD項目的實施，惠及中國西北、西南和中部20多個省市自治區(qū)的農(nóng)村貧困地區(qū)。然而，IFAD中國項目的扶貧績效究竟如何？IFAD中國項目的實施使項目區(qū)多少貧困人口擺脫了貧困？哪些因素對IFAD項目干預效果的影響最大？農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)對IFAD項目干預效果是否存在顯著差異？現(xiàn)有的研究文獻，都沒能回答這些問題。有鑒于此，本文將采用雙差分析（DiD）和傾向得分匹配（PSM）法，對收入視角下IFAD項目干預的凈效應進行分析，以檢驗IFAD項目脫貧績效和對農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)干預效應的影響，旨在提出提高扶貧項目精準脫貧效果的政策建議。

1 文獻綜述

貧困概念最早由英國經(jīng)濟學家Holman 提出，認為貧困應按照滿足家庭基本需要的物品量或支出量來衡量[1]。美國經(jīng)濟學家Orshansky用收入定義美國的貧困問題，她提出的貧困定義為美國官方統(tǒng)計機構(gòu)所采納，將購買美國農(nóng)業(yè)部食品計劃所包含食物費用的3倍設定為貧困線，如果某人的家庭收入低于由此計算出來的具有相同特征家庭的貧困線，這個人就被認為是貧困者[2]。我國學者童星認為貧困是一個復合概念，是經(jīng)濟、社會、文化落后的總稱，因為收入水平低，導致一些生活必需品和基本服務無法得到滿足的一種生活狀況[3]。中國國家統(tǒng)計局從1998年開始使用人均收入和人均消費雙指標衡量一個農(nóng)戶是否屬于貧困人口。根據(jù)住戶調(diào)查分戶收支數(shù)據(jù)測算，2014年中國現(xiàn)行農(nóng)村貧困標準為年人均純收入2 800元人民幣。世界銀行根據(jù)對 34 個發(fā)展中國家特別是12 個最貧困國家貧困狀況的研究結(jié)果提出，將 370 美元作為國際通用貧困標準衡量各國的貧困狀況，按購買力平價簡化為“1天1美元”的貧困標準[4]。世界銀行2005年調(diào)整為“1天1.25美元”，2015年又調(diào)整到“1天1.9美元”。

基于收入視角的貧困，與生理最低需要相聯(lián)系，低于這個需要，人就不能正常成長和生活。由于基本需求確定的復雜性，經(jīng)濟學家們在研究的基礎(chǔ)上又提出貧困確定的相對標準。歐盟各國普遍采用人均收入低于中位數(shù)50%作為貧困線。1979 年以來，英國對貧困的定義是“家庭收入低于收入中位數(shù)的 60%”，中位數(shù)收入是指處于中間收入分配階層的家庭所獲得的稅后收入。張全紅用向量自回歸模型對中國政府的農(nóng)村扶貧資金投入和貧困減少的關(guān)系和Granger因果關(guān)系進行了研究，認為經(jīng)濟增長不僅減少了農(nóng)村貧困人口，同時也加重了貧困深度指數(shù)和貧困強度指數(shù)[5]。傳統(tǒng)的貧困測度方法通常是基于家庭的貨幣收入或家庭消費的指標來測度貧困，這種方法較為直接和簡單，并被世界銀行和中國政府用來界定貧困。任春麗基于河北省農(nóng)村貧困的調(diào)查數(shù)據(jù)，從農(nóng)民收入、支出和國家的扶貧政策三個方面分析了農(nóng)村貧困狀況，得出的結(jié)論是：農(nóng)民收入少、支出多、政府投資力度不夠、扶貧政策效果不佳是造成農(nóng)村貧困的主要原因[6]。陳琦從人力資本和收入角度對武陵山區(qū)連片特困地區(qū)農(nóng)村家庭進行了研究[7]。Shuai et al.對IFAD項目對中國項目區(qū)的影響進行了評估，結(jié)果顯示：IFAD項目的減貧效果是明顯的，在減貧理念方面的示范作用和影響是深遠的[8]。Gao et al.采用傾向得分匹配法分析了低保家庭與非低保家庭的減貧效應，結(jié)果表明低保家庭減貧效果較為顯著，但難以消除其目標群體內(nèi)的貧困現(xiàn)象[9]。

汪三貴認為，我國精準扶貧方面的困難體現(xiàn)在精準識別、精準扶持和精準考核三個方面，并提出了改進精準扶貧績效的政策建議[10]。李毅等認為，對扶貧項目的績效評價應該以項目的目的性為基礎(chǔ)進行多角度評價，同時驗證了利用數(shù)據(jù)包絡法對單一項目績效評價的可行性[11]。朱乾宇通過政府扶貧資金及其具體投向?qū)μ岣咿r(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和農(nóng)民純收入、降低農(nóng)村貧困人口及其比例的回歸分析研究了政府扶貧資金的使用績效[12]。Garriga R G采用3個指標構(gòu)建了貧困指數(shù)，以貧困指數(shù)排名確定貧困區(qū)域[13]。Amartya Sen提出了能力貧困的概念，他認為：貧困問題不僅僅是因為收入低，它還意味著貧困人口缺乏獲得收入的能力，也就是說貧困的真正含義是貧困人口創(chuàng)造收入機會和能力的貧困[14]。孫璐基于管理生態(tài)學思想，采用不同性質(zhì)的評估案例進行對比實證檢驗，探索了扶貧項目評估的適用方式，提出了精準扶貧視角下扶貧項目績效評估的改進建議[15]。在扶貧績效評價指標方面，李興江運用層次分析法，通過建立參與式扶貧模式績效評價指標體系，對甘肅省徽縣麻安村參與式扶貧模式的績效進行了評價[16]。宋衛(wèi)信的研究結(jié)果表明：甘肅省扶貧績效明顯的主要因子依此為人均收入、人均財政狀況、政府投入的人均非扶貧資金、未解決溫飽人口的人均扶貧資金、人均銀行存款及GDP值[17]。

2 數(shù)據(jù)與方法

2.1 評估范圍

按照聯(lián)合國IFAD總部的部署，本次中國項目影響評估覆蓋7個項目，涉及9個省市區(qū)，這7個項目實際總投資達到49 432.73萬美元，其中，IFAD投入19 892.96萬美元，占項目總投資的40.24%，中國政府配套資金投入26 247.16萬美元，總投資的53.10%，其余（6.66%）為農(nóng)民投工投勞等（見表1）。這7個項目的計劃受益人總數(shù)為5 915 874人、項目實際受益人總數(shù)為6 407 550人，包括項目直接受益人2 580 779人和項目間接受益人3 826 771人。按照IFAD的定義，項目直接受益人是指直接接受項目干預措施的農(nóng)戶即項目戶的總?cè)丝?，項目間接受益人是指項目溢出效應即項目示范效應所輻射的農(nóng)戶的總?cè)丝凇?/p>

2.2 IFAD中國項目脫貧績效評價的理論框架

列入本次評估對象的7個IFAD中國項目，分布在中國西南、西北和中部地區(qū)三大區(qū)域9個省市區(qū)。每個IFAD項目都包括5方面建設內(nèi)容（子項目）：即基于土地的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展、農(nóng)村基礎(chǔ)設施建設、農(nóng)村信貸、社會發(fā)展和項目管理。考慮到IFAD中國項目的實際情況，按照課題組與IFAD總部達成的共識，本次評估選擇了農(nóng)村信貸、農(nóng)村基礎(chǔ)設施建設和社會發(fā)展3個子項目開展了IFAD國家級項目影響的后評估。IFAD扶貧項目的主要干預方式，是向貧困農(nóng)戶發(fā)放小額信貸幫助其發(fā)展農(nóng)牧業(yè)生產(chǎn)，因而農(nóng)村信貸子項目是本次評估的重點。而農(nóng)村基礎(chǔ)設施子項目可以反映政府投入和貧困村生產(chǎn)生活設施的改善情況，這對項目持續(xù)發(fā)揮效益具有重要作用。社會發(fā)展子項目主要反映貧困村和貧困人口的健康、教育和賦權(quán)等社會發(fā)展水平，是項目長遠影響和長期效益的重要體現(xiàn)。

本次IFAD項目影響評估，參照美國國際開發(fā)署（USAID）開發(fā)的邏輯框架分析法（LFA），并結(jié)合IFAD項目親貧與減貧目標導向的設計理念，通過在項目區(qū)開展的一系列“投入-產(chǎn)出-結(jié)果-影響”的因果鏈條，從而實現(xiàn)項目的短期和長期脫貧目標。課題組基于IFAD項目設計理念和邏輯框架法（LFA），從項目干預投入-項目產(chǎn)出-項目短期效果-中期效果-長期影響的邏輯因果關(guān)系鏈，分析和構(gòu)建了農(nóng)村信貸、農(nóng)村基礎(chǔ)設施建設、社會發(fā)展3個子項目的減貧路徑，形成了本次IFAD國家級項目影響評估的理論框架。

2.3 樣本容量的確定

為了確定適合本次IFAD國家級項目深度影響評估的樣本容量大小，在90%的置信度下，本文采用SAS 9.1軟件模擬在7種不同情景下受益群體人均純收入的改善程度?？紤]到10年來中國農(nóng)村的迅速發(fā)展，根據(jù)IFAD項目在中國項目區(qū)實施的實際情況，本文認為在7種情景中，情景4（樣本量為900）與現(xiàn)實最為接近?？紤]到運用傾向得分匹配（PSM）方法，本文在理論模擬結(jié)果基礎(chǔ)上又增加了50%的農(nóng)戶樣本量，即900 × 150% = 1 350，樣本量設定為1 350左右。

2.4 問卷設計和抽樣方法

本文采用了分層抽樣和隨機抽樣相結(jié)合的方法，按照省級、縣級、村級分層抽樣的方法，且各級抽樣均采用隨機抽樣的方式選取。此外，根據(jù)本次影響評估的設計方案，為了科學評估IFAD干預效應的大小，本研究采用了準實驗研究方法設計了干預組和對照組，并分別確定了抽樣方法。對干預組（項目村）的抽樣采用了隨機抽樣的方法選取，采用傾向得分匹配（PSM）法的匹配思想選取了對照組（非項目村）。在7個省（寧夏、重慶、甘肅、新疆、內(nèi)蒙、河南、四川）中抽取了49個樣本村。首先，每個省隨機抽取一個縣；其次，每個縣隨機抽取7個村，其中隨機抽取4個項目村，再運用傾向得分匹配（PSM）方法選擇3個最合適的非項目村；最后，在每個村隨機抽取28個左右的農(nóng)戶，使農(nóng)戶樣本總?cè)萘窟_到1 350左右。

2.5 樣本數(shù)據(jù)一致性檢驗

本研究樣本數(shù)據(jù)來源于本評估組實地調(diào)研的7個?。ɑ蜃灾螀^(qū)、直轄市，下同）的農(nóng)戶調(diào)查問卷。課題組在實地調(diào)研過程中共發(fā)放農(nóng)戶調(diào)查問卷1 362份，其中有效問卷數(shù)為1 356份，問卷有效率分別為99.56%。本文從受訪者是否接受項目干預、地域、性別、年齡及戶主學歷等角度統(tǒng)計了農(nóng)戶問卷樣本的基本特征，基本特征如下：干預戶764，對照戶592；從受訪者性別來看，男性占比75.96%，女性占比24.04%；從受訪者年齡來看，29歲及以下所占比例為6.34%，30—39歲為12.76%，40—49歲為30.60%，50—59歲為26.70%，60歲及以上為23.60%。從戶主學歷來看，文盲占比20.72%，小學占比40.78%，初中占比29.50%，高中及以上9.00%。本文對問卷所獲取得數(shù)據(jù)是否具有良好的內(nèi)在一致性進行了檢驗，結(jié)果顯示：Cronbachs Alpha值和KMO值均在0.7以上，表明實地調(diào)研獲取的樣本數(shù)據(jù)具有良好的內(nèi)部一致性。

2.6 貧困線的選取

本文選取了農(nóng)民人均純收入作為貧困代理指標，以測算本次調(diào)研的樣本農(nóng)戶的貧困狀況。已有研究中對收入測度的貧困界限的劃分通常采用中國政府貧困線標準和世界銀行貧困線標準。本次評估的項目實施年份跨度為2003—2013年。世界銀行根據(jù)1985年的購買力平價數(shù)據(jù)，將1990年的貧困線標準定在每天1美元。2005年，世界銀行將標準提高到1.25美元?？紤]到收入貧困線標準的國際實用性以及IFAD項目總部對貧困線劃分標準的要求，本文采用了世界銀行標準作為收入貧困線標準，以衡量本次調(diào)研的樣本農(nóng)戶貧困狀態(tài)的變動情況。

2.7 評價方法

2.7.1 雙差分法（DiD）

雙差分法主要通過自然試驗的數(shù)據(jù)，通過有效控制研究對象間的事前差異，排除時間等固定效應，從而將政策影響的真正結(jié)果有效分離出來，以便真實反映政策的真實干預效果，減少過濾結(jié)果變量受時間和固定效應的干擾[18]。本文主要采用雙差分析法對IFAD項目干預前后農(nóng)戶的貧困狀態(tài)進行評估和對比分析，借以考察IFAD項目對中國項目區(qū)農(nóng)戶貧困狀態(tài)改善（脫貧）的貢獻程度。本文對項目干預效應的分析主要從以下兩個角度進行：首先，本文基于雙差分方法，對IFAD項目干預前后對項目村與非項目村脫貧率變動的差異進行了分析；接著，本文采用雙差分析法，采用農(nóng)民人均純收入作為測度農(nóng)戶貧困狀態(tài)的代理指標，對項目前后項目農(nóng)戶和非項目（對照）農(nóng)戶收入的差異進行了分析。

DiD的評估模型見式（1）：

包括協(xié)變量的DiD評估模型見式（2）：

上式中，yit代表農(nóng)戶貧困狀態(tài)，i代表農(nóng)戶，t代表時期，Pi為二值虛擬變量，用于衡量農(nóng)戶是否參與IFAD項目，Tt衡量農(nóng)戶參與項目時期，Xit為影響農(nóng)戶貧困狀態(tài)的協(xié)變量組。我們將全部樣本分為四組，即項目前、后控制組和項目前、后處理組。經(jīng)代入公式可知交乘項的系數(shù)N1為本文研究的IFAD項目對中國項目區(qū)農(nóng)戶的凈影響。然而，該方法對項目前后其他因素要求非?？量?，要求對照組和處理組對于項目干預以外的其它影響因素完全相同。因此，我們在（2）的基礎(chǔ)上引入了協(xié)變量，考察其在控制外部變量的情況下IFAD項目對農(nóng)戶的平均處理效應。

本文采用獨立樣本T檢驗對項目干預前處理組與對照組差異的顯著性進行了檢驗，結(jié)果表明：項目干預前，處理組與對照組之間不具備顯著差異，即滿足采用雙差異分析法的前提條件。

2.7.2 傾向得分匹配法（PSM）

傾向得分匹配方法（PSM）最早由Rosenbaum和Rubin提出，其基本思想在于評估某項政策的效果時，若能找到與處理組盡可能相似的控制組，就可能盡最大程度的降低樣本選擇偏誤，使得政策評估的結(jié)果更加合理[19]。本文采用PSM的基本思想進行了樣本村與對照村的選擇，選取了4個基本指標用于確定對照村（項目基年的村級農(nóng)民人均純收入、人均耕地面積、農(nóng)戶到最近市場的距離、村部所在地的海拔高度），并據(jù)此采用傾向得分匹配的方式從項目縣沒有參加IFAD項目的村中抽取對照村，在對照村內(nèi)采用隨機抽樣的方式選擇樣本農(nóng)戶。本文采用PSM法對IFAD中國項目脫貧的凈貢獻進行了分析。PSM方法的基本原理見式（4），項目組的可觀察特征X，參與了項目用T = 1表示，傾向得分值為P（X） = Pr （T = 1|x），當PSM方法的前提假設得到滿足時，IFAD項目干預的平均處理效應ATET可以用項目組的平均產(chǎn)出E[YT|T=1， P（X）]減去對照組的平均產(chǎn)出E[YC|T=0， P（X）]表示：

本文根據(jù)Logit模型獲取PS值，采用多維匹配的方法，獲取影響農(nóng)戶貧困狀態(tài)的個體因素和家庭因素，以便于尋找與項目戶更相似的對照戶。運用Probit模型分析選擇作為進入PSM模型的協(xié)變量，分別為戶主年齡（hha）、戶主學歷（hhe）、家庭成員數(shù)（nfm）、勞動力中女性占比（pww）、家庭勞動力個數(shù)（nfl）、去市場的最短耗時（ttm）和人均耕地面積（aveland）。然后，本文分別運用近鄰匹配法（1∶1）、核匹配法、半徑匹配法，估計IFAD項目干預的平均處理效果ATET。通過運用不同的匹配方法對項目組農(nóng)戶和對照組農(nóng)戶進行匹配，可以檢驗PSM方法對IFAD項目干預的平均處理效果的穩(wěn)健性。

本文采用PSM平衡假設檢驗結(jié)果表明：匹配后偏差百分比基本上都小于5%，表明平衡效果較好；匹配后的t檢驗結(jié)果表明，處理組與對照組的差異不顯著，表明滿足平衡假設條件。

3 IFAD中國項目精準脫貧績效評價結(jié)果與分析

3.1 IFAD項目對項目區(qū)直接受益人的精準脫貧績效分析

本文采用雙差分分析法，參照世界銀行貧困線標準，基于IFAD項目實施前后農(nóng)民人均純收入變動的樣本數(shù)據(jù)，測算了項目區(qū)項目前后脫貧率的變動情況，以揭示IFAD項目對項目區(qū)直接受益人脫貧的實際貢獻，測算結(jié)果見表2。

按照IFAD要求，本次評估采用世界銀行貧困線標準，各省項目村脫貧率均實現(xiàn)了大幅度增長。從總體上看，七省項目村項目前脫貧率為35.86%，而項目后脫貧率為93.59%，項目前后增長了57.73%。同期，對照村脫貧率由項目前的36.99%提高到項目后的76.01%，項目前后增長了39.02%。雙差異分析（DiD）結(jié)果顯示：由于IFAD項目實施，項目村脫貧速度高于對照村18.71%，這是IFAD項目對項目村減貧的凈貢獻。從各省分別來看，IFAD項目對脫貧率的貢獻大小依次為：內(nèi)蒙古（24.70%）、新疆（20.83%）、甘肅（17.56%）、重慶（17.27%）、寧夏（15.31%）、四川（12.60%）、河南（10.40%）。

與此同時，本文從項目村與對照村人均純收入上升的農(nóng)戶所占比例之差的視角來分析IFAD項目對減貧帶來的影響。本文以世界銀行標準衡量農(nóng)戶項目后的脫貧和未脫貧狀態(tài)，且農(nóng)戶在項目期內(nèi)人均純收入的變動情況，即農(nóng)戶若在項目后處于未脫貧或脫貧狀態(tài)，則該農(nóng)戶的人均純收入在整個項目期內(nèi)是處于上升還是下降？從總體上來看，所有項目村農(nóng)民人均純收入處于上升的比率為97.64%，而同期對照村為90.03%，項目村比對照村高出7.61%。項目區(qū)有6.15%的農(nóng)戶雖未達到脫貧標準，但這部分農(nóng)戶的人均純收入在項目期內(nèi)也實現(xiàn)了正增長。

3.2 脫貧績效的顯著性檢驗

基于上述人均純收入貧困標準，本文對7個省項目村和對照村的脫貧率以及脫貧率的差異進行了分析，并在此基礎(chǔ)上采用獨立樣本T檢驗了項目村和對照村脫貧情況變動差異的顯著性。檢驗結(jié)果表明：P=0.023<0.05，這顯示項目村與對照村在人均純收入維度下脫貧率的雙差分結(jié)果存在顯著差異，置信水平達到95%（見表3）。與此同時，本文對項目戶與對照戶項目前后的收入差異進行了分析，并對項目戶與非項目戶項目前后人均純收入增量差異的顯著性也進行了檢驗，結(jié)果見表4。檢驗結(jié)果表明：在脫貧率方面，項目村的脫貧率顯著高于對照村；在人均純收入的增量方面，項目戶的收入增長顯著高于非項目戶。

3.3 基于雙差分的扶貧項目效果分析

本文首先采用雙差分模型對IFAD項目的扶貧績效進行測度，選用人均純收入作為主要測度指標，結(jié)果表明，項目干預對農(nóng)戶收入的凈貢獻為：農(nóng)戶人均收入增長了1 101.145元，且達到了99.99%的顯著性水平。為增加分析結(jié)果的可靠性和穩(wěn)定性，本文采用包括控制變量的雙差異分析模型對IFAD項目的扶貧績效進行測度。本文對控制變量的選取采用Logit模型，最終選用家庭中婦女勞動力占比、戶主年齡、戶主學歷、家庭成員數(shù)、家庭勞動力個數(shù)、去市場的最短耗時和人均耕地作為控制變量，對IFAD項目對農(nóng)戶人均純收入的凈貢獻進行分析，結(jié)果見表5。從表5不難看出：在控制農(nóng)戶家庭規(guī)模、土地情況、勞動力情況和市場便捷程度等規(guī)模的情況下，IFAD項目干預對農(nóng)戶收入增長的凈貢獻為883.299元。對模型中控制變量的分析結(jié)果表明，去市場的最短耗時對項目凈貢獻的影響最大（-1 017.533，p=0.000），即以市場最短耗時表征的市場便利越短，對收入增長的影響最大；戶主學歷對項目凈貢獻的影響也較大（176.726，p=0.000），即戶主學歷越高，對收入增長的貢獻越大。研究結(jié)果還表明，家庭勞動力個數(shù)（-99.645，p=0.049）和人均耕地面積（-30.635，p=0.014）對收入增長具有負向影響。

此外，本文還對IFAD扶貧項目對受益農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)的影響進行了分析，分別采用DiD、包含控制變量的DiD和加權(quán)最小二乘DiD方法，對人均收入視角下IFAD項目干預的凈效應進行了分析。結(jié)果顯示：IFAD項目對農(nóng)戶人均純收入干預效果顯著，在不考慮控制變量的情況下，項目的凈干預效應為1 101.145元，在考慮控制變量的情況下為883.299元，在加權(quán)最小二乘法估計的結(jié)果下為938.978元，三種估計方法的均值為974.474元。即從總體上來看，IFAD對農(nóng)戶人均純收入的貢獻顯著。從收入結(jié)構(gòu)來分析，IFAD項目干預對人均種植業(yè)收入的貢獻顯著，而在人均養(yǎng)殖業(yè)收入、人均外出務工收入、人均政府補貼收入和人均其他收入方面的貢獻不顯著。其可能原因在于，上述項目地區(qū)主要以種植業(yè)為主，因此IFAD項目對種植業(yè)的干預效應顯著；而養(yǎng)殖業(yè)由于受養(yǎng)殖規(guī)模的影響，項目干預效應并未達到顯著性水平。

3.4 基于PSM的扶貧項目效果分析

為提高對IFAD扶貧項目干預效應分析的穩(wěn)定性，本文采用傾向得分匹配法對項目干預的凈效應進行了分析，分別采用核匹配和半徑匹配（0.001）的方法估算項目的干預效果。結(jié)果顯示：采用2種匹配方法估算的IFAD項目扶貧效果分別使農(nóng)民人均純收入增長了426.870元和564.180元，取二者的平均值，即項目干預對人均收入增長的凈貢獻為495.525元。從收入結(jié)構(gòu)來看，項目干預對人均種植業(yè)收入（728.756元）貢獻最大，其次為人均外出務工收入（666.889元）、人均養(yǎng)殖業(yè)收入（324005元）、人均其他收入（98.322元）和人均政府補貼收入（84.875元）。

3.5 IFAD項目在9省項目區(qū)脫貧總?cè)丝诘臏y算

3.5.1 IFAD中國項目區(qū)直接受益人脫貧人口的測算

本文根據(jù)上述IFAD項目區(qū)脫貧率的測度，以項目受益人為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，對項目區(qū)內(nèi)因受項目干預而脫貧的人口進行了推算，結(jié)果見表6。

3.5.2 IFAD中國項目區(qū)間接受益人脫貧人口的測算

本文以甘肅省廣河縣為例測算了IFAD項目對間接受益人脫貧的貢獻率，結(jié)果如表7所示。

由于缺乏其他項目縣的相關(guān)數(shù)據(jù)，本文采用甘肅省廣河縣項目后（2013年）IFAD項目對間接受益人脫貧的貢獻率（9.05%）來推算各省IFAD項目間接受益人的脫貧人口數(shù)，如表8所示。

3.5.3 IFAD中國項目區(qū)總受益人脫貧人口的測算

基于上述分析結(jié)果，本文對本次評估9個IFAD項目?。ㄊ?、區(qū)）的受益人脫貧總?cè)丝谶M行了測算，IFAD項目脫貧的總受益人數(shù)為80.746萬人（見表9）。基于樣本縣的脫貧率對我國9省市區(qū)的測算，截至2013年底，IFAD項目實施的9省市項目區(qū)擺脫貧困的總?cè)丝谝堰_562.61萬人，其中項目直接受益人239.58萬人，項目間接受益人323.03萬人。

4 結(jié)論與建議

4.1 研究結(jié)論

通過以上實證分析，本文得出如下結(jié)論：

（1）從總體上來看，IFAD項目脫貧效果顯著。研究結(jié)果顯示：參照世界銀行貧困線標準，截至2013年底，我國9?。▍^(qū)市）IFAD項目區(qū)脫貧總?cè)丝谝堰_562.61萬人。從IFAD項目對項目區(qū)脫貧的實際貢獻來看，IFAD項目的實施對項目區(qū)貧困農(nóng)戶脫貧率的凈貢獻為18.71%，對脫貧人口總數(shù)的凈貢獻為80.746萬人，即在9?。▍^(qū)市）項目實施期內(nèi)562.61萬的脫貧總?cè)丝谥?，?0.746萬人由于IFAD項目的實施而擺脫了貧困；從人均純收入角度來看，基于DiD模型分析的項目干預的凈貢獻為1 101.145元，采用包括控制變量的DiD模型分析的項目干預的凈貢獻為883.299元，采用加權(quán)最小二乘模型估計的項目干預凈效應為938.978元，采用PSM分析的項目干預的凈貢獻為574.290元，且均在0.05的水平上顯著，平均干預效果為974.474元。

（2）從收入結(jié)構(gòu)來看，IFAD項目干預對種植業(yè)收入增長的影響最大。本文的交叉驗證分析結(jié)果表明：在農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)中，IFAD項目干預對種植業(yè)收入增長影響最大。在IFAD項目的干預下，人均種植業(yè)收入平均增長了1 031.15元。雙差分結(jié)果表明：項目干預對人均種植業(yè)收入的貢獻最大（974.474元）且顯著，而對人均養(yǎng)殖業(yè)收入、外出務工收入、政府補貼收入和其他收入方面的貢獻不顯著；PSM分析結(jié)果表明：項目干預對人均種植業(yè)收入（728.756元）貢獻最大，其次為人均外出務工收入（666.889元）、人均養(yǎng)殖業(yè)收入（324.005元）、人均其他收入（98.322元）和人均政府補貼收入（84.875元），且均在0.05的水平上顯著。

（3）從家庭特征來看，市場便捷程度和戶主學歷對IFAD項目干預效果的影響最大。從包含控制變量的雙差分模型可以看出，去市場的最短耗時對項目凈貢獻的影響最大（-1 017.533，p=0.000），即以市場最短耗時表征的市場便利越短，對收入增長的影響最大；戶主學歷對項目

凈貢獻的影響也較大（176.726，p=0.000），即戶主學歷越高，對收入增長的貢獻越大。研究結(jié)果還表明，家庭勞動力個數(shù)（-99.645，p=0.049）和人均耕地面積（-30.635，p=0.014）對收入增長具有負向影響。

4.2 政策建議

基于以上研究結(jié)論，本文提出以下建議：

（1）應充分發(fā)揮聯(lián)合國IFAD項目精準脫貧的示范效應。研究表明，IFAD中國項目的精準脫貧效果顯著，為項目區(qū)貧困人口脫貧致富發(fā)揮了重要作用。本文課題組在各省IFAD項目區(qū)調(diào)研時發(fā)現(xiàn)，IFAD項目高度重視扶貧對象即項目受益人的生計改善和可持續(xù)發(fā)展，在增加項目受益人收入的同時加強貧困人口尤其是婦女等弱勢群體的能力建設，高度重視項目實施過程的監(jiān)測評價（M&E）和結(jié)果導向的精細管理（RIMS），使IFAD項目干預活動實現(xiàn)了預期的脫貧目標。為此，建議我國在當前精準扶貧和精準脫貧的語境下，充分發(fā)揮IFAD項目精準脫貧的示范效應，借鑒IFAD扶貧項目實施和管理的有益做法和經(jīng)驗，強化各類精準扶貧項目的監(jiān)測評價和過程管理，以大幅度改善扶貧項目脫貧的實際效果。

（2）加快貧困地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級以優(yōu)化貧困戶的收入結(jié)構(gòu)。研究結(jié)果顯示，IFAD扶貧項目的干預措施對貧困農(nóng)戶的收入結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了影響，提高了種植業(yè)和養(yǎng)殖業(yè)收入的比重，降低了貧困戶對政府補貼和外出打工的過度依賴。這有助于提高貧困人口的“造血機能”，以提高貧困人口脫貧致富的穩(wěn)定性和可持續(xù)性。因此，建議我國在精準脫貧進程中加快貧困地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，因地制宜、因戶施策地發(fā)展特色種植業(yè)和特色養(yǎng)殖業(yè)，以優(yōu)化貧困農(nóng)戶的收入結(jié)構(gòu)，提高貧困人口精準脫貧的長效性。

（3）進一步加強貧困地區(qū)道路和教育等基礎(chǔ)設施建設。研究表明，IFAD扶貧項目干預效果在很大程度上受貧困戶市場便捷程度和戶主學歷的影響。這表明，鄉(xiāng)村道路和貧困戶受教育程度是制約貧困人口盡快脫貧的瓶頸要素。因此，建議在當前我國強力推進的精準扶貧熱潮中，進一步加強貧困地區(qū)以鄉(xiāng)村道路為主的農(nóng)村基礎(chǔ)設施建設，加強貧困地區(qū)的基礎(chǔ)教育和勞動力的實用技能培訓，以此拔掉窮根，從根本上改變貧困地區(qū)的落后面貌，以實現(xiàn)到2020年“精準脫貧，不落一人”的目標。

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