李 娜 張廣來* 周應(yīng)恒 武文杰

(1.江西財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，南昌 330013；2.暨南大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，廣州 510632)

貧困問題是制約社會經(jīng)濟發(fā)展的重要因素，實現(xiàn)減貧目標已成為各國長期以來的重點關(guān)注任務(wù)。自黨的十八大以來，中國深入推進脫貧攻堅工作并取得巨大進展，根據(jù)世界銀行每日人均支出1.9美元的國際貧困標準計算，中國貧困人口占世界比重已由1981年的近50%下降至2016年(1)因世界銀行的數(shù)據(jù)只更新至2016年，故此處最后統(tǒng)計數(shù)據(jù)為2016年數(shù)據(jù)。的近1%，累計脫貧人口超過8億人。截止于2021年2月，中國脫貧攻堅戰(zhàn)取得全面勝利，歷經(jīng)8年的時間，在現(xiàn)行標準下全國832個貧困縣全部摘帽，區(qū)域性整體貧困得到解決，絕對貧困得以消除(2)資料來源：2021年2月25日“脫貧攻堅總結(jié)表彰大會”。。可見，中國脫貧攻堅取得了歷史性的巨大成就。為實現(xiàn)上述脫貧成果，中共中央在2015年正式發(fā)出《國務(wù)院關(guān)于打贏脫貧攻堅戰(zhàn)的決定》并相繼出臺多項政策措施保障脫貧攻堅工作的順利推進。其中，“光伏扶貧”在內(nèi)的“十大精準扶貧工程”即為全國層面重要的減貧戰(zhàn)略之一。

與此同時，伴隨著減貧工作的平穩(wěn)推進，“三農(nóng)”工作的重心已由“全面建成小康社會”轉(zhuǎn)移到了“以鄉(xiāng)村發(fā)展為中心的全面改革”道路上，而減貧實踐證明要實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興，應(yīng)重點關(guān)注產(chǎn)業(yè)發(fā)展[1]。2015年國務(wù)院印發(fā)的《“十三五”脫貧攻堅規(guī)劃的通知》中也曾將產(chǎn)業(yè)扶貧設(shè)置為首要脫貧攻堅工程，強調(diào)要立足貧困地區(qū)資源稟賦，建設(shè)貧困縣區(qū)的特色產(chǎn)業(yè)，進而提升減貧內(nèi)生動力并使之成為鞏固脫貧攻堅成果的長效機制。因此，充分利用貧困地區(qū)優(yōu)質(zhì)太陽能資源、以發(fā)展光伏發(fā)電產(chǎn)業(yè)為核心的農(nóng)村光伏能源建設(shè)工程即為將產(chǎn)業(yè)發(fā)展、鄉(xiāng)村振興與精準扶貧三者有機結(jié)合的創(chuàng)新型扶貧工程，且有利于促進鄉(xiāng)村的綠色發(fā)展?？梢姡瑢ⅰ肮夥鲐殹弊鳛樵u估農(nóng)村扶貧政策的研究對象具有顯著可靠性與現(xiàn)實意義。但是，此項需依托資源優(yōu)勢而開展的扶貧政策，對于實施地區(qū)究竟能產(chǎn)生多大的積極效益？在不同的區(qū)域?qū)嵤┦欠裼钟兴町惸兀?/p>

為探索此問題，不同于以往研究多聚焦于具體地區(qū)的經(jīng)驗討論，本研究嘗試通過全國層面的縣域統(tǒng)計數(shù)據(jù)與已在因果識別實證中使用較為成熟的雙重差分法(DID)，從社會、經(jīng)濟效益兩方面對光伏扶貧縣的政策實施效果進行科學(xué)估計，并對產(chǎn)生效果的影響機理進行討論，以及通過異質(zhì)性分析關(guān)注會獲得更好效益地區(qū)的特征。同時立足于基準分析結(jié)果，進一步對實施“光伏扶貧”政策的成本效益進行測算，以期為此政策持續(xù)性推廣提供更多的經(jīng)驗證據(jù)，并為未來探索減緩相對貧困的扶貧模式提供實踐參考與實證基礎(chǔ)。

1 文獻綜述

1.1 關(guān)于“光伏扶貧”的研究

作為中國精準扶貧工程之一，受實施時間較短的制約，目前國內(nèi)以“光伏扶貧”為主題的研究還相對較少。通過對已有文獻的分析，本研究發(fā)現(xiàn)在探討“光伏扶貧”時，現(xiàn)有文獻主要聚焦于以下3個方面：

一是通過對已建成光伏扶貧項目的回顧，討論其現(xiàn)存問題、實施成效，如張銅會[2]以內(nèi)蒙古庫倫旗光伏項目為例，簡要介紹了光伏扶貧建設(shè)情況與預(yù)期成效，并強調(diào)該地致貧原因及光伏扶貧發(fā)展必要性；鄒樂樂等[3]基于對安徽阜陽及山西左權(quán)具體光伏案例的分析，發(fā)現(xiàn)了中國目前光伏項目實施中存在政府補貼依賴程度高、扶貧對象選取有待完善、項目招投標體制存在缺陷等問題并提出具體優(yōu)化建議；二是基于特定項目具體測算由光伏扶貧所產(chǎn)生的實施成效，如昌敦虎等[4]采用平準化度電成本、凈現(xiàn)值模型對湖北宜昌農(nóng)村地區(qū)光伏扶貧電站的經(jīng)濟效益進行計算，發(fā)現(xiàn)該電站能夠創(chuàng)造經(jīng)濟效益，但是否可確定能否實現(xiàn)長期效益還需進一步討論；黃圓圓等[5]通過超效率模型和Malmquist全要素生產(chǎn)率指數(shù)對寧夏回族自治區(qū)光伏扶貧項目的實施成效進行測算，結(jié)果表明該地光伏扶貧項目具有持續(xù)性穩(wěn)定收益，可實現(xiàn)顯著性扶貧。三是立足當(dāng)下，對未來光伏扶貧項目建設(shè)方案進行分析并提出相關(guān)創(chuàng)新性思考，如劉淵[6]結(jié)合精準扶貧背景與光伏發(fā)電特點，從實行依據(jù)、建設(shè)條件和貧困地區(qū)現(xiàn)有條件等3方面為光伏扶貧項目建設(shè)構(gòu)建指標體系，用于對建設(shè)可行性評估提供參考；吳素華[7]基于光伏扶貧建設(shè)目前所面臨的挑戰(zhàn)，從精準施策、投資管理、規(guī)劃動能、考核問責(zé)等方面提出促進其高質(zhì)量建設(shè)與發(fā)展的對策建議。

綜上，目前國內(nèi)對光伏扶貧的研究多依托于調(diào)研案例，并以定性分析為主，定量分析為輔，即使存在效益測算，也主要是采用案例參數(shù)所完成的具體計算，而缺少從全國層面對“光伏扶貧”政策的考慮，以定量方法對其展開政策效益分析也可對現(xiàn)有文獻形成一個較好的補充。

1.2 關(guān)于扶貧效果分析方法的研究

在對扶貧效果的研究中，雙重差分法(DID)和斷點回歸法(RD)為較為主流的實證方法，如張國建等[8]將扶貧改革試驗區(qū)的設(shè)立作為準自然實驗背景，基于雙重差分法對該政策實施所產(chǎn)生的經(jīng)濟增長效應(yīng)進行估計；葉林等[9]也通過雙重差分法分析了貴州“農(nóng)民畫”文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策的增收與減貧效應(yīng)；張全紅等[10]在CFPS兩期面板數(shù)據(jù)的支撐下，將貧困線設(shè)置為斷點，重點討論了農(nóng)村貧困人口受精準扶貧政策的影響情況；李芳華等[11]則采用模糊斷點回歸法，通過貧困人口微觀追蹤數(shù)據(jù)，檢驗了精準扶貧政策對貧困人口短期收入、勞動供給產(chǎn)生的影響。此外，也存在諸多通過其它定量分析展開的扶貧效果評價研究，如章貴軍等[12]結(jié)合傾向得分匹配(PSM)與分位數(shù)線性回歸模型，重點探討了政策性金融扶貧項目對農(nóng)村貧困居民收入效果改進的結(jié)果；李京棟等[13]通過構(gòu)建復(fù)利效應(yīng)函數(shù)模型，研究了全國馬鈴薯主產(chǎn)區(qū)產(chǎn)業(yè)扶貧效果。

盡管在進行扶貧效果評價時定量分析更受推崇，但在現(xiàn)有研究中也不乏采用定性分析的研究成果，如汪三貴[14]依據(jù)中國改革開放以來的減貧成就，多維度對中國的減貧經(jīng)驗進行總結(jié)，并提出所面臨的挑戰(zhàn)與努力的方向；洪業(yè)應(yīng)等[15]在公共價值的視角下，通過由經(jīng)濟、社會、生態(tài)、心理等4個角度構(gòu)建的指標體系評價精準扶貧績效，并對其運行機制進行研究；馬曉河等[16]根據(jù)所選取的貧困縣A與非貧困縣B的描述性對比結(jié)果，思考與評價了脫貧減貧政策效果。

由此可知，各學(xué)者已采用多種實證、描述性方式對扶貧效果予以評價，但從上述整理中我們可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)所評價對象為某項扶貧政策時，采用的研究方法則以雙重差分法見常。因此，本研究在進行“光伏扶貧”政策的社會、效益評價時采用該方法，可進一步增強研究結(jié)果的合理性與可靠性。

2 政策背景與影響機理分析

2.1 “光伏扶貧”的政策背景

“光伏”為太陽能光伏發(fā)電系統(tǒng)的簡稱。作為新興的可再生能源發(fā)電技術(shù)，光伏發(fā)電具有綠色清潔環(huán)保、技術(shù)可靠及收益穩(wěn)定的特點，既可應(yīng)用于小型、集中式大規(guī)模電站的建設(shè)，也可結(jié)合農(nóng)業(yè)、林業(yè)因地制宜地實施多元化光伏應(yīng)用。在農(nóng)村地區(qū)推行光伏能源建設(shè)，有利于進一步推動國家清潔低碳能源發(fā)展及落實國家精準脫貧戰(zhàn)略。2014年，在國家能源局、國務(wù)院扶貧辦印發(fā)的《關(guān)于實施光伏扶貧工程工作方案的通知》中，即首次提出要利用6年時間，通過開展分布式光伏扶貧、片區(qū)縣和貧困縣光伏農(nóng)業(yè)扶貧等方式，以縣為單位在具備條件的地區(qū)組織開展光伏發(fā)電產(chǎn)業(yè)扶貧工程。隨后，2016年在由國家多部門聯(lián)合印發(fā)的《關(guān)于實施光伏發(fā)電扶貧工作的意見》中，再次強調(diào)要充分認識實施光伏扶貧的重要意義，并明確2020年之前重點在全國16個省的417個縣，約3.5萬個貧困村中實施光伏扶貧計劃，以整村推進的方式保障200萬建檔立卡貧困戶每年每戶增收3 000元以上。

2017年國家能源局會同國務(wù)院扶貧辦正式下達《“十三五”第一批光伏扶貧項目計劃的通知》(以下簡稱《通知》)，通知公布了第一批總裝機規(guī)模419萬kW的光伏扶貧項目計劃表。其中，村級電站8 689個，共涉及全國14個省(自治區(qū))、236個光伏扶貧重點縣，扶持對象包括1.5萬個貧困村中71萬建檔立卡貧困戶?！锻ㄖ芬蟾魇〖壞茉粗鞴懿糠趾头鲐毑块T要建立健全光伏扶貧項目管理機制，爭取早日發(fā)揮項目扶貧效益；銀行等金融機構(gòu)應(yīng)按照相關(guān)政策和工作機制落實貸款優(yōu)惠條件、做好融資保障；電網(wǎng)公司對光伏扶貧電站要盡快接入系統(tǒng)方案，按照綠色通道辦理接網(wǎng)手續(xù)，確保接網(wǎng)工程與光伏扶貧項目同期投入運行。同時，通過國家可再生能源發(fā)電項目信息管理平臺對工程建設(shè)進度、運行、收益分配等相關(guān)信息進行監(jiān)督管理。其后，2019年國家下達涉及15個省(自治區(qū))、165個縣的第二批計劃表，進一步拓寬“光伏扶貧”項目在中國的建設(shè)區(qū)域。對此，結(jié)合全國縣域在實施“光伏扶貧”項目計劃上的時間差異，考慮到第一批“光伏扶貧”項目已實施一定周期，本研究選擇將2017年正式出臺《通知》下達第一批“光伏扶貧”項目計劃這一清潔能源扶貧政策視為一項準自然實驗，利用雙重差分法(DID)分析在農(nóng)村實施光伏能源建設(shè)的社會經(jīng)濟“凈效應(yīng)”，明確在農(nóng)村實施清潔能源的扶貧方式是否能為農(nóng)村人口帶來社會、經(jīng)濟效益。

2.2 “光伏扶貧”政策對農(nóng)村社會經(jīng)濟效益的影響機理分析

《關(guān)于實施光伏扶貧工程工作方案的通知》指出，光伏扶貧作為脫貧攻堅時期國家“十大精準扶貧工程”之一，是扶貧工作的新途徑?？傮w目標為通過開展光伏發(fā)電產(chǎn)業(yè)增加貧困人口基本生活收入，從根本上讓貧困人口獲得可持續(xù)性穩(wěn)定收益，具有明顯的產(chǎn)業(yè)帶動和社會效益?！锻ㄖ分袆t進一步表明要落實光伏扶貧政策，需要各部門做好工作銜接，提供與項目相關(guān)的聯(lián)合保障?？梢姡嚓P(guān)通知的出臺有利于推動第一批光伏扶貧項目實施，并勢必進一步助推“總體目標”的實現(xiàn)，最終或表現(xiàn)為縣域社會、經(jīng)濟的協(xié)同發(fā)展。具體來說：

在經(jīng)濟效益方面：首先，國家通過轉(zhuǎn)移性補貼方式為光伏扶貧投入的資金支持，從初期建設(shè)與后期運維兩方面，為試點縣區(qū)帶來直接的經(jīng)濟減貧效應(yīng)。其次，試點縣區(qū)光伏扶貧項目的建設(shè)可以為農(nóng)戶帶來收益：1)通過自發(fā)自用電的使用獲得對其它商品用能的替代性收益；2)通過自發(fā)自用余電獲得國家電網(wǎng)回收電力資源的上網(wǎng)基礎(chǔ)電價及補貼的全部收益；3)因村級電站產(chǎn)權(quán)確權(quán)至村集體，村集體可將大部分收益分配給符合條件的貧困農(nóng)戶，并將少部分收益投入村級公益事業(yè)，使貧困農(nóng)戶間接獲利；4)合資建設(shè)的光伏扶貧電站則通過折股量化的方式定期向貧困農(nóng)戶分配收益，為農(nóng)戶帶來穩(wěn)定的經(jīng)濟收入。最后，“企業(yè)+合作社+園區(qū)+農(nóng)戶”等多位一體的市場化光伏產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式的構(gòu)建，也能夠在一定程度上喚醒沉睡資源，為建設(shè)縣區(qū)帶來長期穩(wěn)定的經(jīng)濟來源。同時，該項綠色產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也有利于污染排放的減少，實施區(qū)域可借助于本地良好光照資源為自身“就地取材”地提供高效電力，在提升經(jīng)濟效益的同時為當(dāng)?shù)刈⑷氤掷m(xù)性社會效益。

在社會效益方面，在農(nóng)村地區(qū)實行“光伏扶貧”可以為不能通過市場獲得就業(yè)機會的貧困地區(qū)農(nóng)民脫貧創(chuàng)造條件，起到“造血式”扶貧效果。這主要體現(xiàn)在：一方面，在建立村級光伏電站、農(nóng)業(yè)光伏大棚及“光伏+產(chǎn)業(yè)”等項目時，貧困農(nóng)戶可通過務(wù)工就業(yè)、創(chuàng)業(yè)的形式直接參與到光伏扶貧產(chǎn)業(yè)鏈中，拓寬非農(nóng)就業(yè)渠道，提高貧困農(nóng)戶收入；另一方面，基于國務(wù)院扶貧辦2017年印發(fā)的《村級光伏扶貧電站收益分配管理辦法》，村級光伏扶貧電站的發(fā)電收益需應(yīng)用于開展公益崗位扶貧，為支持與鼓勵當(dāng)?shù)刎毨мr(nóng)戶就地就近就業(yè)創(chuàng)造機會，進一步減少貧困人口并帶來正向社會收益，促進地方社會經(jīng)濟和諧發(fā)展。

綜上，在農(nóng)村地區(qū)實施“光伏扶貧”政策可通過國家財政資金投入、貧困農(nóng)戶穩(wěn)定收益分配、產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式創(chuàng)新與綠色化發(fā)展及農(nóng)民非農(nóng)務(wù)工機會增加等方式為光伏扶貧縣的社會、經(jīng)濟提供發(fā)展機遇，這不僅符合民生需求，也有利于各縣區(qū)走向可持續(xù)發(fā)展道路。因此，本研究提出以下兩個研究假設(shè)：

假設(shè)1：“光伏扶貧”政策的實施能夠提升農(nóng)戶經(jīng)濟收入，縮小農(nóng)戶間的貧富差距，為光伏扶貧縣的經(jīng)濟發(fā)展帶來正向效益；

假設(shè)2：“光伏扶貧”政策的實施能夠為農(nóng)戶提供更多的非農(nóng)就業(yè)機會，提高農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)人數(shù)，正向促進光伏扶貧縣的社會發(fā)展。

3 模型構(gòu)建、數(shù)據(jù)說明與變量選擇

3.1 模型構(gòu)建

考慮到除“光伏扶貧”政策本身外，光伏扶貧縣的社會、經(jīng)濟效益還會受到資源稟賦、地理位置、氣候環(huán)境等特定個體因素，以及經(jīng)濟增長速度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)等隨時間變化而變化的可觀測、不可觀測因素的影響，若采用普通最小二乘法(OLS)進行因果識別，則可能會因為遺漏關(guān)鍵變量而導(dǎo)致估計結(jié)果出現(xiàn)偏誤。因此，本研究參考已有文獻的做法，將全國第一批“光伏扶貧”政策的下達作為一項準自然實驗，使用雙重差分法(DID)緩解上述問題的干擾并解決由于反向因果帶來的內(nèi)生性問題[17-18]，從而更為準確地估計“光伏扶貧”政策的實施對社會經(jīng)濟效益的影響?；舅悸肥峭ㄟ^對政策實施前后實驗組和控制組之間差異的比較構(gòu)造出反映政策效果的雙重差分統(tǒng)計量。具體來說，本研究將2017年開始第一批實施“光伏扶貧”政策的縣區(qū)作為實驗組，同期未實施的縣區(qū)則屬于控制組。控制組的社會經(jīng)濟效益變化代表在未進行光伏能源建設(shè)時其它因素的作用效果，而光伏扶貧縣政策實施前后的社會經(jīng)濟效益變化量與控制組變化量的差值，即等于在農(nóng)村進行光伏能源建設(shè)所產(chǎn)生社會經(jīng)濟效益的政策凈效應(yīng)。因此，可以設(shè)定以下模型形式：

Yit=β0+β1didit+β2Xit+ci+yeart+εit

(1)

didit=Di×Tt

(2)

式中：Yit代表本研究的被解釋變量，即縣區(qū)i的社會經(jīng)濟效益(通過“第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)”、“居民儲蓄存款余額”兩個變量分別代表縣區(qū)i中農(nóng)戶的社會、經(jīng)濟效益狀況)；Di代表縣區(qū)i是否實施“光伏扶貧”政策的虛擬變量(Di=1指實施“光伏扶貧”政策，反之取值0)，Ti代表時間(Ti=1代表政策實施后的2017、2018年；反之取值0)，由此didit即代表政策虛擬變量，用以表示在第t年縣區(qū)i是否實施“光伏扶貧”政策；Xit代表對縣區(qū)社會經(jīng)濟效益存在潛在影響的系列控制變量；ci代表個體固定效應(yīng)；yeart代表時間固定效應(yīng)；εit代表隨機誤差項；β1代表估計的處理效應(yīng)，即本研究所探討的農(nóng)村“光伏扶貧”政策對社會經(jīng)濟效益的處理效應(yīng)，是本研究重點關(guān)注的核心參數(shù)，若兩個被解釋變量的參數(shù)估計值均顯著為正，則可證明前文假設(shè)成立，說明在農(nóng)村進行光伏能源建設(shè)確實能對地方社會經(jīng)濟帶來積極影響。

需要特別說明的是，雖然中國分別于2017和2019年分兩批下達“十三五”光伏扶貧項目計劃并明確實施縣區(qū)，但受樣本數(shù)據(jù)的限制(現(xiàn)有數(shù)據(jù)為2011—2018年縣域數(shù)據(jù))，對第二批“光伏扶貧”縣區(qū)社會經(jīng)濟效益的分析存在實質(zhì)性困難，因此本研究選擇僅對2017年第一批“光伏扶貧”縣區(qū)進行討論。同時，鑒于兩輪名單中無重疊縣區(qū)且第二批實施年份(2019年)距本研究較短的前提，認為僅對第一批縣區(qū)進行分析既不存在同一縣區(qū)連續(xù)兩次受到政策影響而產(chǎn)生疊加效益的情況，也可有效避免第二批縣區(qū)政策效果存在時滯性可能而帶來分析偏誤的風(fēng)險，所以本研究對政策背景的選擇具有一定的合理性。

3.2 數(shù)據(jù)說明

本研究通過選擇2011—2018年全國31個省市自治區(qū)(統(tǒng)計數(shù)據(jù)未含港、澳、臺地區(qū)，下同)2 292個縣區(qū)的非平衡面板數(shù)據(jù)對農(nóng)村“光伏扶貧”政策的社會經(jīng)濟效益進行評價，數(shù)據(jù)由《“十三五”第一批光伏扶貧項目計劃表》及《中國縣域統(tǒng)計年鑒》[19]整理所得。其中，對于存在缺失的部分數(shù)據(jù)，為避免由缺失值帶來的估計偏誤，考慮在無特殊情況的前提下同一縣區(qū)前后兩年的時間序列數(shù)據(jù)不會發(fā)生較大幅度的變化，本研究利用非空前(后)值分兩次對缺失的觀測值進行填充。最后，根據(jù)《通知》中的計劃項目所屬區(qū)縣進行實驗組與控制組的分組：實驗組縣區(qū)樣本量1 835個，占比11.03%；控制組縣區(qū)樣本量14 798個，占比88.97%(3)說明：實驗組與控制組縣區(qū)樣本來自于2011—2018年數(shù)據(jù)(非平衡面板)；《通知》中第一批236個光伏扶貧縣與原數(shù)據(jù)匹配后，進入實驗組縣區(qū)為232個，其中4個縣區(qū)在原始數(shù)據(jù)中存在缺失情況。。

3.3 變量選擇

3.3.1解釋變量

didit(didit=Di×Tt)是本研究的關(guān)鍵解釋變量，主要用于反映縣區(qū)i是否在年份t實施了“光伏扶貧”政策。根據(jù)前文對交互項中Di與Tt的賦值，以及實驗組與控制組的分組情況，可知如果縣區(qū)i在第t年進行了農(nóng)村光伏能源建設(shè)，則該縣區(qū)處于實驗組且賦值為1，否則賦值為0。

3.3.2被解釋變量

本研究參考黃志平[20]、李紹平等[21]的做法，將“居民儲蓄存款余額”作為被解釋變量用于度量地區(qū)經(jīng)濟效益。需要特別說明的是：此處未具體到“農(nóng)村居民儲蓄存款余額”而選擇“居民儲蓄存款余額”的原因：一方面，本研究研究數(shù)據(jù)來源于縣域統(tǒng)計年鑒，在縣域統(tǒng)計年鑒中并未直接區(qū)分出農(nóng)村居民儲蓄、城鎮(zhèn)居民儲蓄余額，而是統(tǒng)稱為居民儲蓄存款余額，因此數(shù)據(jù)本身存在指標約束；另一方面，盡管主要受光伏扶貧政策影響的是農(nóng)村貧困居民，但考慮到政策所帶來的就業(yè)創(chuàng)造以及其它相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，同樣可能會在一定程度上對城鎮(zhèn)居民造成影響，故基于以上兩方面原因，本研究最終選擇使用“居民儲蓄存款余額”指標作為被解釋變量衡量“光伏扶貧”政策的經(jīng)濟效益。

同時，本研究將與光伏產(chǎn)業(yè)密切相關(guān)的“第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員”數(shù)量作為另一個關(guān)鍵被解釋變量，對樣本縣區(qū)經(jīng)政策實施后所產(chǎn)生的社會效益進行討論。由于兩個被解釋變量的樣本數(shù)值均較大，為避免政策實施對二者的基準回歸結(jié)果被夸大，本研究在進行基準回歸前對其均進行了取對數(shù)處理，即本研究的被解釋變量其實為“居民儲蓄存款余額”的對數(shù)值、“第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員”的對數(shù)值。

3.3.3控制變量

除“光伏扶貧”政策的實施會影響縣區(qū)i的社會經(jīng)濟效益外，還可能存在其它對被解釋變量產(chǎn)生影響的因素。因此，本研究進一步對以下因素進行控制，以減少其對模型估計結(jié)果的干擾。首先，本研究選用第一、第二產(chǎn)業(yè)增加值與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值、規(guī)模以上企業(yè)單位數(shù)3個指標反映縣區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化、產(chǎn)業(yè)規(guī)?；潭龋黄浯?，本研究選擇“普通中學(xué)在校學(xué)生數(shù)”、“小學(xué)在校學(xué)生數(shù)”度量當(dāng)?shù)氐幕A(chǔ)教育普及情況；再次，本研究選擇“醫(yī)療機構(gòu)床位數(shù)”作為分析當(dāng)?shù)厣鐣б娴目刂浦笜?，并選擇“設(shè)施農(nóng)業(yè)占地面積”、“機收面積”兩項指標來控制農(nóng)村第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟效益的作用。最后，本研究還控制了“固定電話用戶數(shù)”用于降低農(nóng)村經(jīng)濟性公共投資對模型估計結(jié)果的影響。上述控制變量含義及描述性統(tǒng)計特征如下表所示：

表1 控制變量含義及描述性統(tǒng)計特征Table 1 Meaning and descriptive statistical characteristics of the control variables

4 實證分析

4.1 DID基準回歸結(jié)果

為驗證假設(shè)1和2，本研究通過雙重差分法(DID)對式(1)中農(nóng)村光伏能源建設(shè)所產(chǎn)生的社會經(jīng)濟凈效應(yīng)進行估計，估計后的回歸結(jié)果見表2。結(jié)果顯示，無論是否在回歸中添加控制變量，在縣區(qū)i實施“光伏扶貧”政策對“第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)”、“居民儲蓄存款余額”均存在正向積極影響，且至少在10%的水平上具有顯著性，這說明農(nóng)村光伏能源的建設(shè)有利于提高其社會、經(jīng)濟效益，促進光伏扶貧縣的社會與經(jīng)濟發(fā)展。具體來看，在沒有對其它影響因素進行控制時，政策實施后實驗組的“第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)”提升了7.97%，“居民儲蓄存款余額”獲得3.11%的增加；而對其它影響因素進行控制后，農(nóng)村光伏能源建設(shè)所產(chǎn)生的社會與經(jīng)濟效益進一步增強，實驗組的“第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)”與“居民儲蓄存款余額”分別較控制組增長10.37%、6.04%?？梢?，假設(shè)1與2成立，農(nóng)村“光伏扶貧”政策是一項在社會、經(jīng)濟層面具有實際惠農(nóng)、支農(nóng)作用的有利政策。

表2 農(nóng)村光伏能源建設(shè)的社會、經(jīng)濟效益研究基準回歸結(jié)果Table 2 Return basic results of social and economic benefit in rural photovoltaic energy construction

4.2 穩(wěn)健性檢驗

4.2.1平行趨勢檢驗及其動態(tài)效應(yīng)

由于DID基準回歸結(jié)果是在準自然實驗的背景下所發(fā)生的，因此為保證該結(jié)果成立的合理性，本研究首先進行平行趨勢檢驗，驗證當(dāng)“光伏扶貧”政策這一外部沖擊不存在時，實驗組與控制組的社會經(jīng)濟效益是否具有同質(zhì)的變化趨勢。具體來說，本研究參考Jacobson 等[22]、張國建等[8]等學(xué)者的研究方法，設(shè)立公式(3)檢驗在農(nóng)村進行光伏能源建設(shè)前，實驗組與控制組樣本是否符合平行趨勢假定。

(3)

式中：postt下標t代表光伏扶貧縣政策實施的第t年(設(shè)定t屬于2016年時為基期，t代表0，其余年份取值則按照數(shù)值1依次遞增或遞減，如2017年時t代表1，2015年時t代表-1)；postt為二元虛擬變量，當(dāng)t與年份一致時，則取值為1，如當(dāng)年份為2011年時(t代表-5)，僅post-5=1其它postt均取值0；其它變量設(shè)置與式(1)和(2)一致。圖1和2中分別顯示了對于被解釋變量“第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)(Y1)”、“居民儲蓄存款余額(Y2)”而言，系數(shù)βt(t∈[-5,2])的估計值及其對應(yīng)的95%水平的置信區(qū)間。從圖中可以看出，政策實施前Y1與Y2的回歸系數(shù)βt不存在顯著的正向影響效應(yīng)，而當(dāng)2017年“光伏扶貧”政策實施后兩組系數(shù)都迅速由負值顯著變?yōu)檎?，?017—2018年呈現(xiàn)上揚趨勢，說明本研究DID模型通過平行趨勢檢驗，并認為農(nóng)村實施光伏能源的建設(shè)不僅有利于緩解當(dāng)?shù)厣鐣?jīng)濟發(fā)展下行壓力，還為其社會經(jīng)濟效益的提高提供了持續(xù)性動力。

4.2.2縮短研究周期(2014—2017年)

考慮到“光伏扶貧”政策的實施時間為2017年，而本研究在進行DID基準回歸時，采用的是從2011—2018年的縣區(qū)全樣本數(shù)據(jù)，這可能會由于對政策實施前年份選擇范圍過長而導(dǎo)致回歸結(jié)果的偏誤。因此，為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，并進一步考慮政策實施的短期處理凈效應(yīng)，本研究將樣本選取時間縮短為4年期(2014—2017年)進行分析，主要回歸結(jié)果如表3所示。研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)控制了影響被解釋變量“第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)”、“居民儲蓄存款余額”的其它因素以及時間與個體固定效應(yīng)后，實施“光伏扶貧”政策時回歸系數(shù)依然顯著為正，但短期內(nèi)產(chǎn)生的社會、經(jīng)濟效益小于基準回歸結(jié)果，這說明在農(nóng)村推行光伏能源建設(shè)對當(dāng)?shù)厣鐣?jīng)濟的發(fā)展確實具有較強的正向政策效益，且側(cè)面證明隨著時間的增長，由政策實施所帶來的積極效果會隨之增強。同時，由表3與表2回歸結(jié)果基本保持一致，可進一步證明本研究基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，即“光伏扶貧”政策的實施顯著增加農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的機會并提升其經(jīng)濟收入，促進光伏扶貧縣社會與經(jīng)濟發(fā)展。

表3 縮短研究周期(2014—2017年)的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果Table 3 Robustness test results for the short research period from 2014 to 2017

4.2.3安慰劑檢驗

由于“光伏扶貧”政策中對光伏能源采集的特殊性要求，此政策實施地多為自然光照條件較好的貧困地區(qū)，因此實驗組與控制組之間可能存在自然與人文環(huán)境的差異性，進而導(dǎo)致實驗結(jié)果中所呈現(xiàn)的積極社會、經(jīng)濟效益可能是由于不確定因素所引發(fā)的隨機性結(jié)果。為驗證此問題是否存在，本研究在穩(wěn)健性檢驗中進一步引入“安慰劑檢驗”，通過“隨機設(shè)定政策實施時間”與“隨機選擇政策實施縣區(qū)”等兩種隨機性實驗方法的測試，排除農(nóng)村光伏能源建設(shè)的社會、經(jīng)濟效益受到遺漏變量干擾的可能。

1)隨機設(shè)定政策實施時間

本研究依舊使用2011—2018年的樣本數(shù)據(jù)作為實驗數(shù)據(jù)，但將政策實際實施年份2017年分3次隨機調(diào)整為2012、2013和2014年，作為虛擬的政策實施時間用于安慰劑檢驗。由此，如果在虛擬時間中進行光伏能源建設(shè)與農(nóng)村“第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)”、“居民儲蓄存款余額”的檢驗結(jié)果不存在與前面類似的因果關(guān)系，則表明虛擬政策的實施不能使實驗組相對于控制組在同時期發(fā)生顯著變化，從而說明使用DID所估計的社會、經(jīng)濟效益正向基準結(jié)果確實是由于“光伏扶貧”政策實施所產(chǎn)生的。表4是分別隨機設(shè)定虛擬政策實施時間的安慰劑檢驗結(jié)果，從表中可以看出，無論是否加入其它控制因素，交互項didyear,year∈[2012,2014]的系數(shù)即使在10%的顯著性水平下也不顯著，這表明此部分“隨機設(shè)定政策實施時間”的安慰劑檢驗通過，由此可進一步確認“光伏扶貧”政策的實施對農(nóng)村社會、經(jīng)濟發(fā)展有積極影響。

表4 隨機設(shè)定政策實施時間的安慰劑檢驗結(jié)果Table 4 Placebo test results for random setting of policy implementation time

2)隨機選擇政策實施縣區(qū)

將2017年所有的縣區(qū)樣本打亂后，本研究隨機選了與第一批光伏扶貧試點縣相同數(shù)量(236個)的縣區(qū)作為虛擬實驗組，然后使用式(1)～(2)的DID模型重復(fù)隨機模擬，獲得了在“光伏扶貧”政策下虛擬實驗組回歸系數(shù)的分布結(jié)果?？梢灾?，如果虛擬實驗組隨機模擬數(shù)次的回歸系數(shù)集中分布于0值附近，則認為隨機選擇的政策實施縣區(qū)并不會因為“光伏扶貧”政策的實施而對當(dāng)?shù)厣鐣?、?jīng)濟效益造成顯著影響，即可反證本研究基準回歸中所得到的估計結(jié)果不是由于不可觀測因素產(chǎn)生的隨機結(jié)果，而確實是由于光伏扶貧的試點所獲得，即進一步證實基準回歸結(jié)果的可靠性。

(4)

圖3和4分別是針對“第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)”、“居民儲蓄存款余額”兩個被解釋變量進行的500次安慰劑檢驗結(jié)果。結(jié)果顯示，不僅隨機選擇的虛擬實驗組所估計的回歸系數(shù)均分布在0值附近，具體的回歸均值(0.001 08、0.001 52)也都遠離本研究兩個被解釋變量的基準結(jié)果0.103 7、0.060 4(參見圖中垂線)，圖中所示結(jié)果幾乎都分布在基準回歸結(jié)果之外?？梢姡半S機選擇政策實施縣區(qū)”的安慰劑檢驗也能夠通過，人為選擇的虛擬實驗組并不能夠?qū)Ρ唤忉屪兞慨a(chǎn)生顯著影響，說明文中的基準回歸結(jié)果并非其它不可觀測因素所導(dǎo)致。

圖3 隨機選擇政策實施縣區(qū)的安慰劑檢驗結(jié)果(Y1)Fig.3 Placebo test results for random selection policy implementation in counties (Y1)

圖4 隨機選擇政策實施縣區(qū)的安慰劑檢驗結(jié)果(Y2)Fig.4 Placebo test results for random selection policy implementation in counties (Y2)

4.2.4剔除全國連片特困地區(qū)貧困縣、國家貧困開發(fā)重點縣

為堅決打贏脫貧攻堅戰(zhàn)，根據(jù)《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要(2011—2020年)》精神，考慮對革命老區(qū)、民族地區(qū)、邊疆地區(qū)加大扶持力度的要求，2012年國家扶貧辦發(fā)布《關(guān)于公布全國連片特困地區(qū)分縣名單的說明》，明確在全國共劃分了14個片區(qū)(680個縣)作為新階段扶貧攻堅的主戰(zhàn)場。隨后，2016年國家扶貧辦發(fā)布《國家扶貧開發(fā)工作重點縣名單》(下文簡稱《名單》)，《名單》包含全國592個貧困縣。根據(jù)國務(wù)院于2016年印發(fā)的《“十三五”脫貧攻堅規(guī)劃的通知》，上述兩類貧困縣均處于國家“十三五”脫貧攻堅規(guī)劃范圍內(nèi)，且該《通知》提出貧困問題是中國社會經(jīng)濟發(fā)展的“短板”，要求通過不斷創(chuàng)新機制體制，大力推進脫貧攻堅工程，并立足貧困地區(qū)資源稟賦全力推動產(chǎn)業(yè)扶貧項目?？梢?，這些經(jīng)過“精心挑選”的貧困縣本身就享有更多的發(fā)展機會，而2017年試點的光伏扶貧縣又與之存在縣區(qū)重疊，由此考慮各類產(chǎn)業(yè)扶貧措施的同期進行可能會導(dǎo)致本研究基準回歸結(jié)果中混雜其它“產(chǎn)業(yè)扶貧政策”的影響。因此，為排除全國連片特困地區(qū)貧困縣、國家貧困開發(fā)重點縣中其它產(chǎn)業(yè)扶貧政策所產(chǎn)生的社會、經(jīng)濟效益，凈化“光伏扶貧”政策的實施效果，本研究分3次(4)第1次：剔除全國連片特困地區(qū)貧困縣；第2次：剔除國家貧困開發(fā)重點縣；第3次：同時剔除全國連片特困地區(qū)貧困縣、國家貧困開發(fā)重點縣。對實驗組和控制組中屬于全國連片特困地區(qū)貧困縣、國家貧困開發(fā)重點縣的樣本進行剔除。若剔除后式(1)中估計的處理效應(yīng)β1仍顯著為正，則說明可以排除全國連片特困地區(qū)貧困縣、國家貧困開發(fā)重點縣中其他產(chǎn)業(yè)扶貧政策對社會、經(jīng)濟效益的影響，說明光伏扶貧縣社會、經(jīng)濟效益的提高確實是源于光伏能源的建設(shè)。

從表5的估計結(jié)果可以看出，無論在樣本中是僅剔除全國連片特困地區(qū)貧困縣、國家貧困開發(fā)重點縣，還是同時剔除二者，did*的系數(shù)β1都至少在10%的顯著性水平上仍然顯著為正?？梢姡Ｐ屯ㄟ^了此方式的穩(wěn)健性檢驗，“光伏扶貧”政策的實施對于樣本縣區(qū)而言確為“外生”政策，即表2中的模型結(jié)果是能夠反映光伏能源建設(shè)與農(nóng)村社會、經(jīng)濟發(fā)展因果關(guān)系的合理估計。需要特別說明的是，無論經(jīng)過哪一種剔除操作，本研究的被解釋變量Y1(第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù))所對應(yīng)的處理效應(yīng)都得到了顯著提高，對此嘗試進行以下解釋：不同于常規(guī)“產(chǎn)業(yè)+就業(yè)”(在產(chǎn)業(yè)中設(shè)置扶貧崗位招收貧困人員就業(yè))的脫貧經(jīng)驗，“光伏扶貧”政策的實施不僅帶來自身產(chǎn)業(yè)鏈中的就業(yè)、創(chuàng)業(yè)機會，也同時利用其收益支持公益扶貧崗位，這就相當(dāng)于為當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶帶來了雙倍的非農(nóng)就業(yè)機會。因此，當(dāng)剔除了其它扶貧政策的影響后，光伏扶貧“造血式”的社會效益則得到了更為明顯的體現(xiàn)。而從剔除兩類貧困縣后所呈現(xiàn)的回歸結(jié)果也可獲知，經(jīng)過“凈化”處理后的光伏扶貧政策能夠反映顯著的經(jīng)濟效益，是一項具有實際經(jīng)濟意義的脫貧政策。

表5 剔除全國連片特困地區(qū)貧困縣、國家貧困開發(fā)重點縣的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果Table 5 The robustness test results of excluding the poverty-stricken counties in contiguous poverty-stricken areas,the key national poverty development counties

4.3 異質(zhì)性分析

4.3.1西部、非西部縣的異質(zhì)性分析

根據(jù)《通知》所公布的第一批光伏扶貧項目名單，此次名單中屬于西部縣區(qū)的數(shù)量為86個，樣本量占比59.75%。同時，考慮到中國西部地區(qū)在經(jīng)濟及社會化水平上都存在相對落后的發(fā)展特殊性，本研究將樣本縣區(qū)分為西部、非西部進行政策效益的估計。結(jié)果顯示(表6)，光伏扶貧政策的實施對于西部地區(qū)的社會發(fā)展具有顯著作用，而對非西部地區(qū)作用不明顯。具體地說，進行光伏能源建設(shè)后非西部地區(qū)社會效益未獲得顯著提高，而產(chǎn)生了無統(tǒng)計學(xué)意義的降低；西部地區(qū)的社會效益則會在1%的顯著性水平下提高19.93%。對此，本研究嘗試做如下解釋：非西部縣區(qū)(特別是東部沿海地區(qū))因經(jīng)濟發(fā)展條件較好，本身就具有多樣化的就業(yè)機會，所以由光伏建設(shè)帶來的社會效益被相應(yīng)削弱甚至替代；對于具有光照稟賦優(yōu)勢的西部縣區(qū)而言，光伏扶貧政策的實施能為當(dāng)?shù)貛砀嘀苯拥木蜆I(yè)機會，改善西部地區(qū)以勞動輸出為主、產(chǎn)業(yè)薄弱的就業(yè)局面，進而其社會效益得到顯著提高。同時，由結(jié)果可知，光伏能源的建設(shè)對西部、非西部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展均具有顯著效果，其經(jīng)濟效益分別提高5.10%和6.16%，該結(jié)果在1%的顯著性水平下顯著。不同于西部地區(qū)的預(yù)期結(jié)果，光伏能源建設(shè)對非西部地區(qū)經(jīng)濟層面的積極影響是處于預(yù)期之外的。對此，本研究嘗試做出如下解釋：相較于西部地區(qū)，中部和東部地區(qū)是我國主要能源負荷區(qū)，這些地區(qū)普遍存在人口密度高、能源消耗強度大，但化石能源稟賦不足的能源使用困境。而研究表明，一方面，在改善能源使用困境時，“西電東送”等傳統(tǒng)模式下的遠距離能源輸送會降低能源使用效率、增加使用成本；另一方面，中部和東部地區(qū)的可再生能源開發(fā)利用量僅占可開發(fā)資源量的百分之幾，具有巨大的開發(fā)潛力[23]。因此，若能在上述非西部地區(qū)進行光伏能源建設(shè)，或可從優(yōu)化本地能源使用格局的角度降低當(dāng)?shù)赜媚艹杀?，為非西部地區(qū)帶來更高的經(jīng)濟效益。

表6 西部、非西部縣異質(zhì)性分析結(jié)果Table 6 Analysis results of heterogeneity in western and non-western counties

4.3.2自治縣、非自治縣的異質(zhì)性分析

作為中國政治制度的創(chuàng)新，民族區(qū)域自治制度的實施有利于加快推進民族地區(qū)社會、經(jīng)濟發(fā)展，實現(xiàn)各族人民生活水平的提高?？梢姡P(guān)乎民族發(fā)展、人民福祉的民族區(qū)域自治制度為民族問題的解決與發(fā)展提供了有力的制度保障。因此，為探究政策傾斜下“光伏扶貧”政策的社會、經(jīng)濟效益差異，本研究進一步將樣本縣區(qū)分為自治縣、非自治縣進行異質(zhì)性分析。從結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，政策對自治縣就業(yè)的促進作用顯著高于非自治縣，這可能是源于多民族地區(qū)本身就存在由于地理、文化和語言習(xí)慣等帶來的就業(yè)障礙，該障礙易導(dǎo)致自治縣地區(qū)存在充分就業(yè)保障問題，而在此基礎(chǔ)上實施可以提供雙倍非農(nóng)就業(yè)機會的“光伏扶貧”政策，或許能為自治縣帶來就業(yè)機會的翻番，進而顯著提升當(dāng)?shù)厣鐣б?。同時，相較于非自治縣，在自然環(huán)境更加惡劣的民族地區(qū)發(fā)展光伏扶貧并提供就業(yè)扶貧崗位，或也有利于從推進區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)生態(tài)化發(fā)展，增強自治縣減貧能力的角度進一步放大其社會效益。由結(jié)果可以看出，盡管二者都會受到政策的正向影響，但自治縣的經(jīng)濟效益在統(tǒng)計學(xué)意義上不顯著，可能的原因是：自治縣自身經(jīng)濟水平低于全國縣域平均水平，而恩格爾系數(shù)高于全國縣域平均水平[24]，存在經(jīng)濟發(fā)展明顯偏弱的情況，可能還處于“以收定支”的消費階段，而本研究的第2個被解釋變量為“居民儲蓄存款余額”，故反映經(jīng)濟效益的儲蓄余額可能被增加的日常消費所稀釋，表現(xiàn)在政策作用上就沒有經(jīng)濟狀況更好的非自治縣那么強烈。同時，因自治縣多分布在欠發(fā)達的西部地區(qū)，故程度較低的金融市場化水平和居民更低的風(fēng)險感知能力也可能是制約居民儲蓄行為的重要因素，進而導(dǎo)致自治縣政策經(jīng)濟效益顯現(xiàn)的弱化。

表7 自治縣、非自治縣異質(zhì)性分析結(jié)果Table 7 Analysis results of heterogeneity of autonomous and non-autonomous counties

4.3.3深度貧困區(qū)、非深度貧困區(qū)的異質(zhì)性分析

“三區(qū)三州”是中國貧困人口最為集中的地區(qū)，也是脫貧攻堅戰(zhàn)中“短板的短板”，補齊這些短板牽涉到全面建設(shè)小康社會的方方面面。由于本研究所研究的光伏扶貧縣中有52.63%(5)數(shù)據(jù)計算說明：“三州三區(qū)”共包含133個縣區(qū)，其中有70個屬于第一批光伏扶貧縣。屬于“三區(qū)三州”中的深度貧困區(qū)，因此，在異質(zhì)性分析中進一步補充對深度貧困區(qū)、非深度貧困區(qū)樣本的討論。結(jié)果表明，當(dāng)“光伏扶貧”政策被實施時，深度貧困區(qū)比非深度貧困區(qū)在社會效益高出約21%，此結(jié)果可能是由于深度貧困區(qū)本身較差的基礎(chǔ)條件，造成就業(yè)的供需不平衡，而光伏產(chǎn)業(yè)的發(fā)展恰為其帶來更多的就業(yè)供給，使其獲得顯著而積極的社會效益，此結(jié)果也進一步佐證西部、自治縣可獲得更多社會效益的結(jié)果，證明“光伏扶貧”政策的社會性優(yōu)勢。與此同時，結(jié)果也反映出非深度貧困區(qū)可從“光伏扶貧”政策的實施中獲得顯著的正向經(jīng)濟效益，而深度貧困區(qū)的經(jīng)濟效益并不顯著。對此，本研究認為此結(jié)果出現(xiàn)的原因可能是：雖然“三區(qū)三州”經(jīng)濟基礎(chǔ)薄弱且貧困程度深，但為啃下這塊“硬骨頭”，國家先后采取了旅游扶貧、產(chǎn)業(yè)扶貧、易地搬遷、銀行保險業(yè)扶貧等多項特殊的幫扶政策，故力度更大的惠民扶貧政策存在稀釋“光伏扶貧”政策經(jīng)濟效益的可能，且不排除由于各地資源稟賦的差異及支持政策多樣化，光伏扶貧縣會因地制宜地調(diào)整自身的產(chǎn)業(yè)發(fā)展策略，進而使其從光伏產(chǎn)業(yè)中獲得的經(jīng)濟效益降低。

特別地，為保證研究結(jié)論的可靠性，本研究在研究中進一步引入樣本縣年度“光照時間”作為控制變量，以避免因深度貧困縣、非深度貧困縣光照資源稟賦的差異而造成分析結(jié)果的偏誤。分析結(jié)果(表8)顯示“光照時間”控制變量的加入并未改變初始結(jié)果，由此認為深度貧困區(qū)、非深度貧困區(qū)異質(zhì)性分析結(jié)果是穩(wěn)健的。

表8 深度貧困區(qū)、非深度貧困區(qū)異質(zhì)性分析結(jié)果Table 8 Analysis results of heterogeneity in deep and non -deep poverty areas

4.4 進一步討論：成本-效益測算

為量化光伏能源建設(shè)能為農(nóng)村地區(qū)帶來多少社會、經(jīng)濟凈收益，本研究進一步使用前文所估計的基準回歸結(jié)果進行成本-效益測算。測算的基本思路為將“光伏扶貧”政策實施所產(chǎn)生的社會、經(jīng)濟收益與政府建設(shè)投入的差值作為凈收益的代表。具體來說：

效益測算：首先，由表2可知光伏能源建設(shè)對“第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)、居民儲蓄存款余額”的積極影響分別是10.37%、6.04%；其次，上述兩個指標在非光伏扶貧縣2017—2018年對應(yīng)均值分別為80 488人(6)數(shù)據(jù)處理說明：不足1人時采取取整處理，后續(xù)涉及人數(shù)的計算也為同樣的處理方式。、1 659 323萬元。同時，國家統(tǒng)計局曾公布2017和2018年“電力、熱力、燃氣及水生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)”全部就業(yè)人員全部工資為90 339和100 404元(平均95 371.5元)。因此，可認為實施“光伏扶貧”政策能為縣區(qū)第二產(chǎn)業(yè)增加8 290人的勞動量，產(chǎn)生79 062.97萬元收益，使居民儲蓄存款增加100 233.11萬元，為光伏扶貧縣合計創(chuàng)收179 296.98萬元。成本測算：本研究主要從光伏扶貧項目的初期投入角度考慮光伏能源建設(shè)所需支付的成本：基于國家能源局對光伏發(fā)電系統(tǒng)安裝每kW成本8～9元計算，2017年總裝機規(guī)模4 186 237.852 kW的建設(shè)成本即為35 583 021.74元(每kW取均值8.5元)。

因此，可發(fā)現(xiàn)開展光伏能源建設(shè)每年能夠為貧困縣區(qū)產(chǎn)生凈收益175 738.68萬元，若以光伏扶貧政策實施年(2017年)縣域平均GDP 2 098 867.78萬元(7)計算方法：《中國縣域統(tǒng)計年鑒》中“地區(qū)生產(chǎn)總值”與“縣個數(shù)”求和后所得比值。為基準計算，該項目建設(shè)的創(chuàng)收比例高達各縣GDP均值的8.37%。誠然，由于未能詳盡地考慮到光伏扶貧項目眾多其它的建設(shè)和運行成本，故本處計算得到的光伏扶貧對當(dāng)?shù)厣鐣?jīng)濟發(fā)展8.37%的貢獻度會由于無法完全排除其他因素的干擾而存在高估的可能性，但結(jié)果或可進一步佐證“光伏扶貧”政策實施對于農(nóng)村社會、經(jīng)濟效益而言具有顯著的積極作用。

5 結(jié)論與政策建議

在中國仍以“化石能源為主、清潔能源為輔”的能源應(yīng)用背景下，伴隨著農(nóng)村社會經(jīng)濟發(fā)展多付出生態(tài)環(huán)境惡化的代價，作為中國扶貧工作的新途徑，“光伏扶貧”政策的實施不僅為鞏固拓展脫貧成果注入強大動能，更通過綠色、清潔的能源模式改變光伏扶貧縣生態(tài)環(huán)境，真正踐行“綠水青山就是金山銀山”的發(fā)展理念。為此，本研究采用雙重差分法(DID)，基于2011—2018年中國縣域統(tǒng)計數(shù)據(jù)具體分析了在農(nóng)村進行光伏能源建設(shè)是否有利于當(dāng)?shù)厣鐣?、?jīng)濟效益的問題。研究結(jié)果表明：1)農(nóng)村光伏能源的建設(shè)有助于提高社會、經(jīng)濟效益，具體來說，相較于非光伏扶貧縣，光伏扶貧縣的第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)、居民儲蓄存款余額分別顯著提高約10%、6%，且結(jié)果已通過多項穩(wěn)健性檢驗；2)“光伏扶貧”政策對西部縣、自治縣與深度貧困區(qū)就業(yè)的影響比非西部縣、非自治縣與深度貧困區(qū)更大，表明缺乏就業(yè)選擇與存在就業(yè)困難的地區(qū)更易從光伏能源的建設(shè)中獲得社會效益；3)在機理分析中，本研究還得出“自有崗位+公益崗位”雙重就業(yè)機會、政府財政補貼、發(fā)電上網(wǎng)收益、村集體定期分紅以及“光伏+產(chǎn)業(yè)”發(fā)展模式等是提高光伏扶貧縣社會、經(jīng)濟效益的重要途徑。

可見，本研究的研究結(jié)論從縣域?qū)用鎸嵶C證實了“光伏扶貧”政策為社會、經(jīng)濟發(fā)展所做出的貢獻，但此項兼具生態(tài)、民生的持續(xù)性脫貧攻堅工程，其后續(xù)發(fā)展或許仍將面臨許多艱巨挑戰(zhàn)。因此，結(jié)合本研究研究成果，對農(nóng)村光伏能源建設(shè)提出以下政策建議：

第一，多渠道保障光伏扶貧項目運行可持續(xù)性。首先，需各級政府與電力主管部門協(xié)同合作，出臺、規(guī)范相關(guān)制度實現(xiàn)對光伏電站有效的運維管理，并引入具有專業(yè)資質(zhì)的企業(yè)、技術(shù)人員參與到日常維護工作中。其次，電網(wǎng)企業(yè)應(yīng)按標桿電價及時、足額結(jié)算光伏電站上網(wǎng)費用，并按政策申請國家專項補貼。對于存在融資困難的光伏項目，可考慮由地方政府背書向金融機構(gòu)申請集體性貸款。最后，重要能源管理部門應(yīng)定期組織對已建成項目的實地調(diào)研，加強隱患排查治理和安全風(fēng)險管控，切實保證光伏項目的長期持續(xù)性運行。

第二，雙向加強光伏扶貧項目宣教工作，著力調(diào)動建設(shè)積極性。一方面，通過印發(fā)規(guī)劃、制度等政策性文件，結(jié)合地方各政府部門宣傳，從理論層面率先提高各縣區(qū)對光伏扶貧項目的認知水平；另一方面，加強對光伏能源知識的普及與培訓(xùn)，并定期組織專人參觀各地區(qū)已建成項目，讓各縣區(qū)從實踐層面更直觀地感受光伏能源建設(shè)益處。特別地，對于具備光伏稟賦優(yōu)勢與可獲得更高效益的西部縣、自治縣及深度貧困區(qū)則更需落實光伏項目宣教工作，使其不僅了解“光伏扶貧”政策，還能充分應(yīng)用政策紅利為民生發(fā)展謀福祉，真正做到“授人以魚不如授人以漁”。

第三，因地制宜落實光伏扶貧項目建設(shè)，強化規(guī)?；ㄔO(shè)應(yīng)對能力。為解決未來光伏扶貧項目大面積推廣后可能產(chǎn)生的電網(wǎng)安全問題，本研究建議各地應(yīng)成立光伏扶貧委員會，在對本地區(qū)實際情況進行充分調(diào)研后，由扶貧委員會聯(lián)合各政府部門合理選擇適宜的光伏電站項目并完成驗收。同時，針對光伏電站電力上網(wǎng)事宜，應(yīng)由國家電網(wǎng)及相關(guān)部門協(xié)同規(guī)劃、制定上網(wǎng)方案，并設(shè)立線上或線下專門窗口用于處理各類光伏發(fā)電上網(wǎng)問題，保證電能質(zhì)量與電網(wǎng)網(wǎng)架安全運行，推動貧困地區(qū)穩(wěn)步收獲由光伏能源所帶來的“陽光收益”。