胡承晨，張 帆，毛豐付

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

一、引言

消除貧困、改善民生、實(shí)現(xiàn)共同富裕是全黨全社會的共同責(zé)任。黨的十八大以來，以習(xí)近平為核心的黨中央對“十三五”脫貧攻堅(jiān)規(guī)劃作出全面部署。黨的十九屆四中全會進(jìn)一步提出“堅(jiān)決打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)，建立解決相對貧困的長效機(jī)制”。2018年《中共中央國務(wù)院關(guān)于打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)三年行動的指導(dǎo)意見》明確提出“統(tǒng)籌銜接脫貧攻堅(jiān)與鄉(xiāng)村振興”的要求。2021年2月，習(xí)近平在全國脫貧攻堅(jiān)總結(jié)表彰大會上明確指出，“我國已如期實(shí)現(xiàn)9899萬農(nóng)村貧困人口全部脫貧，832個(gè)貧困縣全部摘帽，12.8 萬個(gè)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(shí)，脫貧摘帽不是終點(diǎn)，而是新生活、新奮斗的起點(diǎn)?！苯窈笠欢螘r(shí)期內(nèi)，解決相對貧困問題將成為接續(xù)的重點(diǎn)。在既有的農(nóng)村扶貧政策實(shí)踐中，瞄準(zhǔn)縣域的區(qū)域?qū)蛐头鲐氄邽閲H減貧事業(yè)貢獻(xiàn)了具有中國特色的扶貧經(jīng)驗(yàn)，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(zhǔn)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(zhǔn)縣域給予財(cái)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(cái)稅支持是由政府主導(dǎo)，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(jìn)資本積累、推動技術(shù)創(chuàng)新等途徑實(shí)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(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點(diǎn)，包括成立農(nóng)民合作社、駐村幫扶、培育龍頭企業(yè)、實(shí)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(jì)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(fèi)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(jiān)力量。

各項(xiàng)扶貧政策的實(shí)施有力推動了貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(biāo)完成度提升等方面［15-16］。隨著扶貧工作的逐步推進(jìn)，學(xué)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(xiàng)特定扶貧政策的績效評價(jià)。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(jī)制，胡偉斌［19］嘗試從產(chǎn)業(yè)推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展視角探索產(chǎn)業(yè)扶貧政策的傳導(dǎo)機(jī)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(diǎn)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(xué)模型進(jìn)行了政策模擬，探索我國產(chǎn)業(yè)精準(zhǔn)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(yùn)用Probit 模型和粗略精確匹配方法估計(jì)產(chǎn)業(yè)扶貧政策對貧困戶生計(jì)策略選擇及家庭收入的影響，并運(yùn)用定性與定量相結(jié)合的混合研究方法對研究結(jié)果進(jìn)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(yùn)用雙重差分法研究了精準(zhǔn)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(xiàn)探討扶貧政策的經(jīng)濟(jì)學(xué)傳導(dǎo)機(jī)制，也未能清晰闡明貧困縣扶貧政策的運(yùn)行機(jī)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(jìn)行全面評價(jià)。

區(qū)域?qū)蛐头鲐氄咄ㄟ^改善貧困縣域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展條件進(jìn)而實(shí)現(xiàn)扶貧目標(biāo)，既能使貧困家庭受益，又能對貧困縣域的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生積極影響，隨著區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叩倪M(jìn)一步落實(shí)，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(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的傳導(dǎo)路徑十分重要。本文的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，瞄準(zhǔn)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(zhǔn)”精準(zhǔn)至“縣域瞄準(zhǔn)”的區(qū)域扶貧理念，因而以國家級貧困縣為切入點(diǎn)探討瞄準(zhǔn)縣域的區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叩姆鲐毧冃?，可為科學(xué)評估區(qū)域?qū)蛐头鲐氄呖冃峁├碚撝С帧５诙?，以縣域?yàn)閱挝唬?014年國務(wù)院扶貧辦公布的全國832個(gè)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(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)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(jìn)行再檢視，以拓展現(xiàn)有文獻(xiàn)對區(qū)域扶貧研究結(jié)論的適用范圍。第三，基于對經(jīng)濟(jì)增長的宏觀把握，逐步分解貧困縣域經(jīng)濟(jì)的增收渠道，總結(jié)區(qū)域?qū)蛐头鲐氄呓档拓毨省⑼苿涌h域經(jīng)濟(jì)增長的理論機(jī)制，豐富關(guān)于扶貧政策經(jīng)濟(jì)學(xué)傳導(dǎo)機(jī)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(jì)增長的重要工具，也是鄉(xiāng)村振興的重要載體，對其進(jìn)行績效評估應(yīng)重點(diǎn)參考區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果。由于政策目標(biāo)不同，扶貧政策可分為開放式扶貧政策和救濟(jì)式扶貧政策。其中，救濟(jì)式扶貧政策源于財(cái)政脫貧理論，主要通過增加政府公共財(cái)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(jì)環(huán)境以促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)而實(shí)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(jì)增長是解決貧困的重要起點(diǎn)。為追求更好的減貧績效，上述兩類扶貧政策都需要經(jīng)濟(jì)增長作為主要推動力：一方面，經(jīng)濟(jì)增長為貧困地區(qū)提供了更多就業(yè)、創(chuàng)業(yè)機(jī)會，提高了貧困人口的收入水平；另一方面，經(jīng)濟(jì)增長也會增加當(dāng)?shù)卣?cái)政收入，為救濟(jì)式扶貧提供資金保障。

新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長是減貧的重要途徑［25-26］。經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來的經(jīng)濟(jì)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(jì)溢出效應(yīng)也受到對扶貧績效平等性追求的質(zhì)疑。有學(xué)者認(rèn)為，扶貧政策會面臨涓滴效應(yīng)阻滯，使得經(jīng)濟(jì)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(rèn)為，在減貧過程中財(cái)富差距不可避免，但達(dá)到一定臨界值后，伴隨著經(jīng)濟(jì)增長財(cái)富差距會不斷縮小。赫希曼的“極化—涓滴效應(yīng)”進(jìn)一步從區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的角度說明經(jīng)濟(jì)增長可以為欠發(fā)達(dá)地區(qū)帶來更多經(jīng)濟(jì)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(jì)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(jì)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(jì)發(fā)展，實(shí)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(jì)增長。

（二）區(qū)域?qū)蛐头鲐氄呃瓌迂毨Эh經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制

有學(xué)者認(rèn)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(jì)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(jī)制置于宏觀經(jīng)濟(jì)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(jì)增長的作用機(jī)制。根據(jù)發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)理論和中國區(qū)域?qū)蛐头鲐殞?shí)踐經(jīng)驗(yàn)，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(jì)增長。一些貧困縣域由于區(qū)位特點(diǎn)，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(jì)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(jì)、增加地方財(cái)政收入方面起著基礎(chǔ)性作用。政策實(shí)踐中，在區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叩闹笇?dǎo)下，政府出臺了多項(xiàng)強(qiáng)農(nóng)、惠農(nóng)政策，鼓勵(lì)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(lì)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?，本文提出研究假說2a：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(jì)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(kuò)大貧困縣域的消費(fèi)市場容量，促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)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(jì)活動的表現(xiàn)；另一方面，農(nóng)戶勞動力進(jìn)一步向回報(bào)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(jìn)農(nóng)戶增收。政策實(shí)踐中，《國家八七扶貧攻堅(jiān)計(jì)劃》提出有計(jì)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(jiān)戰(zhàn)的決定》中進(jìn)一步提出引導(dǎo)勞務(wù)輸出脫貧，要求“加大勞務(wù)輸出培訓(xùn)投入，統(tǒng)籌使用各類培訓(xùn)資源，以就業(yè)為導(dǎo)向，提高培訓(xùn)的針對性和有效性”。實(shí)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?zhǔn)的國家級貧困縣特別是國家級重點(diǎn)貧困縣尚處于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初級階段，勞動力外流帶來的收入增長是經(jīng)濟(jì)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(fèi)水平，從而拉動貧困縣經(jīng)濟(jì)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(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)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(shí)踐中，區(qū)域?qū)蛐头鲐氄哚槍γ闇?zhǔn)縣域給予貸款貼息、財(cái)政補(bǔ)助和財(cái)政獎(jiǎng)勵(lì)等支持，向貧困地區(qū)注入專項(xiàng)扶貧資金，提高當(dāng)?shù)鼗A(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平，增加當(dāng)?shù)毓潭ㄙY產(chǎn)投資，促進(jìn)當(dāng)?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(dāng)?shù)佚堫^企業(yè)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，進(jìn)而推動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)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(shí)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(jìn)當(dāng)?shù)刂鲗?dǎo)產(chǎn)業(yè)由農(nóng)產(chǎn)品逐步轉(zhuǎn)向初級工業(yè)品，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，從而拉動貧困縣經(jīng)濟(jì)增長。

三、研究設(shè)計(jì)

（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(gè)國家級貧困縣名單，相較于非重點(diǎn)貧困縣，重點(diǎn)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(diǎn)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(diǎn)縣（以下簡稱國家級重點(diǎn)貧困縣）與非國家扶貧開發(fā)工作重點(diǎn)縣（以下簡稱非國家級重點(diǎn)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(gè)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(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》、貧困縣政府統(tǒng)計(jì)公報(bào)以及中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS）。同時(shí)，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(yán)重的縣最終得到811個(gè)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(jì)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(xiàng)PRPit為解釋變量，其為treated（重點(diǎn)貧困縣與非重點(diǎn)二分）與time（政策實(shí)施節(jié)點(diǎn)）這兩個(gè)變量的交互，PRPit=treatedi×timet。評估政策從2015年開始實(shí)施(1)由于832個(gè)貧困縣名單發(fā)布時(shí)間為2014年12月23日，故將2015年設(shè)定為政策實(shí)施年份。，若t≥2015，則timet= 1。雖然區(qū)域?qū)蛐头鲐氄吒采w各個(gè)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(diǎn)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(jì)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(jī)構(gòu)各項(xiàng)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(cái)政收支，使用公共財(cái)政收入占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重、公共財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量縣域財(cái)政收支情況。五是控制社會保障，用醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)、小學(xué)在校學(xué)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(yàn)政策實(shí)施前后處理組與對照組的經(jīng)濟(jì)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(diǎn)貧困縣將832個(gè)縣分為處理組和對照組，處理組為國家級重點(diǎn)貧困縣，對照組為非國家級重點(diǎn)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(diǎn)貧困縣是本文的政策變量，時(shí)間變量為2015年政策實(shí)施前后的虛擬變量。

本文構(gòu)建的檢驗(yàn)區(qū)域?qū)蛐头鲐氄邷p貧績效的估計(jì)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(jì)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(diǎn)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(shí)間固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動項(xiàng)。此外，本文使用縣域?qū)用婢垲悩?biāo)準(zhǔn)誤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(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析

（一）變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

研究中主要變量的定義和描述性統(tǒng)計(jì)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(biāo)準(zhǔn)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(zhǔn)識別、精準(zhǔn)實(shí)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(shí)標(biāo)準(zhǔn)差較大，可能是因?yàn)椴糠重毨Эh通過大規(guī)模發(fā)行地方債、舉債投資所造成。從財(cái)政收支狀況來看，財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重均值為54%，遠(yuǎn)大于財(cái)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(cái)政風(fēng)險(xiǎn)。

表1 主要變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)

（二）回歸分析

為驗(yàn)證區(qū)域?qū)蛐头鲐氄呤欠駥ω毨Эh經(jīng)濟(jì)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(jì)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(gè)體效應(yīng)和時(shí)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(xiàng)在10%的水平上顯著為正，說明區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叩膶?shí)施會促進(jìn)貧困縣經(jīng)濟(jì)增長，這驗(yàn)證了前文提出的研究假說1。進(jìn)一步的分析表明，與非國家級重點(diǎn)貧困縣相比，區(qū)域?qū)蛐头鲐氄唢@著促進(jìn)了國家級重點(diǎn)貧困縣的經(jīng)濟(jì)增長。具體而言，區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叩膶?shí)施使得處理組國家級重點(diǎn)貧困縣比對照組非國家級重點(diǎn)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(jì)增長的平均效應(yīng)

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行趨勢檢驗(yàn)。雙重差分模型要求政策實(shí)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?shí)施當(dāng)年的情況，且受政策實(shí)施影響當(dāng)年該變量取值為1，否則為0；After表示區(qū)域?qū)蛐头鲐氄邔?shí)施之后各年情況，且受政策實(shí)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?shí)施之前各年情況，具體賦值方法同上。由表3 可以看出，區(qū)域?qū)蛐头鲐氄邔?shí)施前的一系列變量中Before的回歸結(jié)果均不顯著，而政策實(shí)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(jì)量PRP的系數(shù)是無偏的。此外，區(qū)域?qū)蛐头鲐氄邔?shí)施后，After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(jì)增長發(fā)揮了積極作用，研究假說1得以驗(yàn)證。

表3 平行趨勢檢驗(yàn)結(jié)果

2.PSM-DID 檢驗(yàn)。采用雙重差分模型估計(jì)政策沖擊效果要滿足處理組和對照組均為隨機(jī)選擇的前提假設(shè)，而國家級重點(diǎn)貧困縣和非國家級重點(diǎn)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(jìn)行雙重差分估計(jì)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(jìn)一步使用PSM-DID 方法檢驗(yàn)區(qū)域?qū)蛐头鲐氄邔ω毨Эh經(jīng)濟(jì)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(cái)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(jì)量的估計(jì)系數(shù)和顯著性均與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致。因此，PSM-DID檢驗(yàn)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(jì)增長的正向影響穩(wěn)健，研究假說1得以驗(yàn)證。

表4 PSM-DID雙重差分檢驗(yàn)結(jié)果

3.安慰劑檢驗(yàn)。為進(jìn)一步確認(rèn)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(shí)施時(shí)間提前到2014 年作為虛擬政策時(shí)點(diǎn)進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。由表5 安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果可知，雙重差分估計(jì)量PRP不顯著，說明未實(shí)施區(qū)域?qū)蛐头鲐氄吆拓毨Эh經(jīng)濟(jì)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(jì)增長具有正向影響。安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果穩(wěn)健，即區(qū)域?qū)蛐头鲐氄邔ω毨Эh經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用，研究假說1成立。

表5 安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果

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

區(qū)域?qū)蛐头鲐氄甙óa(chǎn)業(yè)扶貧、消費(fèi)扶貧、勞務(wù)扶貧等一系列扶貧舉措。前文已驗(yàn)證了區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叩膶?shí)施會顯著促進(jìn)貧困縣尤其是國家級重點(diǎn)貧困縣經(jīng)濟(jì)增長，下文將重點(diǎn)分析區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叽龠M(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制。

（一）傳導(dǎo)渠道分析

根據(jù)前文的分析，可歸納出3 條傳導(dǎo)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(yàn)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(yàn)方法，構(gòu)建如下檢驗(yàn)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(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額、公共財(cái)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(fèi)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(zhǔn)回歸中的控制變量一致。

具體檢驗(yàn)思路如下：先估計(jì)式（2），以β1顯著為正為前提；然后估計(jì)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(jì)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(gè)顯著，則需要對交互項(xiàng)φ1×φ2的顯著性進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)，若通過顯著性檢驗(yàn)，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(jì)增長。驗(yàn)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(shí)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(jìn)貧困縣經(jīng)濟(jì)增長的作用并不顯著，故研究假說2a 未得到驗(yàn)證。本文認(rèn)為可能的原因是貧困縣尤其是重點(diǎn)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(jì)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(fèi)水平，拉動貧困縣經(jīng)濟(jì)增長。驗(yàn)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(shí)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(dǎo)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(yàn)證，外出務(wù)工是區(qū)域?qū)蛐头鲐氄叽龠M(jìn)貧困縣經(jīng)濟(jì)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(jìn)當(dāng)?shù)刂鲗?dǎo)產(chǎn)業(yè)由農(nóng)產(chǎn)品逐步轉(zhuǎn)向初級工業(yè)品，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，拉動貧困縣經(jīng)濟(jì)增長。驗(yàn)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(shí)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?shí)施對第二產(chǎn)業(yè)增加值的影響不顯著，故研究假說2c未得以驗(yàn)證。本文認(rèn)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(shí)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(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級很難實(shí)現(xiàn)大幅推動經(jīng)濟(jì)增長的效果。

表8 外來資本注入渠道

（二）進(jìn)一步分析

上述實(shí)證分析結(jié)果表明，貧困縣域經(jīng)濟(jì)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(jì)增長的作用均不顯著。為充分驗(yàn)證研究假說2b，本文進(jìn)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(jìn)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(diǎn)貧困縣和非國家級重點(diǎn)貧困縣的人員占比，最后對來自國家級重點(diǎn)貧困縣人員的流動原因、工作情況、戶籍地等進(jìn)行分析。

CMDS 是一項(xiàng)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(gè)?。▍^(qū)市）和新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán)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(gè)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(dāng)?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?shí)施中貧困縣勞務(wù)輸出的真實(shí)性。

進(jìn)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(jìn)行深入分析。調(diào)查對象為在流入地居住1個(gè)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(gè)；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(gè)和118927個(gè)；最后，將貧困縣組進(jìn)一步劃分為來自國家級重點(diǎn)貧困縣組和來自非國家級重點(diǎn)貧困縣組，有效樣本數(shù)分別為41857個(gè)和9205個(gè)。

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(diǎn)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(diǎn)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(diǎn)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(diǎn)貧困縣樣本，進(jìn)一步證明了勞務(wù)扶貧渠道的存在。此外，進(jìn)一步的數(shù)據(jù)測算表明，對于戶籍地為國家級重點(diǎn)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(diǎn)貧困縣則是其他制造業(yè)。

六、結(jié)論與建議

進(jìn)入后扶貧時(shí)代，中國將開啟消除相對貧困的新征程。總結(jié)扶貧經(jīng)驗(yàn)，評估扶貧政策績效，認(rèn)識扶貧政策的作用機(jī)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(gè)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(diǎn)貧困縣域的經(jīng)濟(jì)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(jì)增長水平和收入水平，當(dāng)前經(jīng)濟(jì)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(jìn)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(dá)到減貧效果。為確保這一渠道暢通，應(yīng)進(jìn)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(shí)轉(zhuǎn)移貧困人口，實(shí)現(xiàn)當(dāng)?shù)厥杖朐黾雍拖M(fèi)增長。第二，無論是充分利用當(dāng)?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(shí)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(biāo)準(zhǔn)化、產(chǎn)品質(zhì)量與持續(xù)供應(yīng)能力，充分發(fā)揮當(dāng)?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(kuò)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(hù)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(jiān)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(jiān)的有效銜接需要扶貧政策的不斷更新演進(jìn)，應(yīng)注重政策落實(shí)的標(biāo)準(zhǔn)化、規(guī)范化、配套化，加強(qiáng)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(jī)制。