葉林 李艷瓊 方崢 余江 郭子楨

摘要：基于貧困家庭微觀決策的文化產(chǎn)業(yè)扶貧模型顯示，該政策促使貧困家庭生產(chǎn)將有限勞動(dòng)時(shí)間配置到邊際產(chǎn)出更高的文化產(chǎn)品生產(chǎn)，并最終增加人均家庭收入和提高福利水平。為測(cè)度文化產(chǎn)業(yè)扶貧的增收和減貧效果并驗(yàn)證其微觀作用機(jī)制，實(shí)證部分利用2006～2017年世界銀行貴州調(diào)查項(xiàng)目的農(nóng)村家庭微觀定點(diǎn)追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，采用倍差法（DID）對(duì)2013年開始試點(diǎn)的貴州水城縣農(nóng)民畫產(chǎn)業(yè)扶貧項(xiàng)目進(jìn)行政策效果估計(jì)。結(jié)果顯示，相對(duì)于不受政策影響的控制組，該政策可導(dǎo)致參與該項(xiàng)目的貧困家庭年人均收入增長(zhǎng)額外提高22.6%，且在考慮政策強(qiáng)度和政策質(zhì)量差異后其增收效應(yīng)仍然顯著。以文化產(chǎn)品勞動(dòng)時(shí)間為中介變量的中介效應(yīng)分析顯示，該扶貧政策通過增加貧困家庭的文化產(chǎn)品生產(chǎn)時(shí)間和文化產(chǎn)品銷售收入間接提高家庭人均收入，政策導(dǎo)致貧困家庭平均每年額外投入348小時(shí)進(jìn)行文化產(chǎn)品生產(chǎn)并獲得9670元的農(nóng)民畫銷售收入。此外，對(duì)該政策的年度和累計(jì)脫貧率估計(jì)顯示文化產(chǎn)業(yè)扶貧具有顯著的減貧效果，項(xiàng)目覆蓋的8個(gè)村民小組年均和累計(jì)脫貧率分別額外提高7.69%和13.82%。最后，對(duì)文化產(chǎn)業(yè)政策的年度效應(yīng)估計(jì)還顯示，文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策在考察期內(nèi)存在持續(xù)增收和穩(wěn)定脫貧的性質(zhì)。

關(guān)鍵詞：文化產(chǎn)業(yè)扶貧 農(nóng)業(yè)家庭模型 農(nóng)民畫 倍差法

中圖分類號(hào)：F061.6

基金項(xiàng)目：教育部人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地重大項(xiàng)目“新型城鎮(zhèn)化過程中農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化關(guān)鍵問題研究”（16JJD790044）;華中師范大學(xué)中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)項(xiàng)目“丹桂計(jì)劃”項(xiàng)目（CCNU15A03007）。

Income Increase And Poverty Reduction Effect of Cultural Industries Poverty Alleviation： Theory and Experience from Farmer Paintings in Guizhou Province

Ye Lin1，Li Yanqiong1，F(xiàn)ang Zheng2，Yu Jiang3，Guo Zizhen4

1. Central China Normal University， Wuhan， Hubei 430079， China; 2. Singapore University of Social Sciences， Singapore 599494， Singapore;3. Wuhan University， Wuhan， Hubei 430072， China;4. Iowa State University， Ames， Iowa 50011， USA）

Abstract： The cultural industries poverty alleviation model based on household model shows that the policy not only changes households production and family welfare level by investing cultural resources， but also reduces the resource and environmental constraints in poor areas. In addition， the non-competitiveness of intangible inputs of production reduces the cost of poverty alleviation and stabilizes poverty alleviation. The Evaluation of Farmer Painting Poverty Alleviation Project in Guizhou using the difference in difference （DID） and the data of the rural family survey data of the World Bank（2006-2017） finds the policy can lead to an additional 22.6% increase in the annual per capita income growth of poor families， and the effect is still significant after considering the policy intensity and quality. According to theory of mediation effects， the policy indirectly increases the per capita income of families by increasing the production time and sales income of cultural products， which results in the poor families to invest an additional 348 hours of cultural product production every year and obtain 9670 yuan of sales income of farmers' paintings. Estimates of the annual and cumulative poverty reduction rates show that the policy also has significant poverty reduction effects. The average annual and cumulative poverty reduction rates of the eight village groups covered by the project can be increased by 7.69% and 13.82% respectively. The estimated annual effect of the policy shows that the cultural industries poverty alleviation project can increase income and alleviate poverty.

Keywords： Cultural Industrial Poverty Alleviation; Agricultural Household Model; Farmer Painting;DID

引? 言

中國(guó)扶貧工作尤其是開發(fā)式產(chǎn)業(yè)扶貧政策為減少貧困人口做出巨大貢獻(xiàn)，被視為中國(guó)穩(wěn)定脫貧的根本之策[1]。但隨著中國(guó)脫貧工作進(jìn)入決戰(zhàn)決勝的最后攻堅(jiān)階段，過去主要依賴自然資源的產(chǎn)業(yè)扶貧政策在缺乏生產(chǎn)條件的地區(qū)難以開展。而從其他國(guó)家的扶貧經(jīng)驗(yàn)來看，為克服自然資源對(duì)產(chǎn)業(yè)扶貧的限制，利用當(dāng)?shù)責(zé)o形文化資源發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)扶貧對(duì)增加貧困家庭收入具有顯著作用[2][3]。中國(guó)有豐裕的民族文化沃土，發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)不僅是實(shí)現(xiàn)中國(guó)文化產(chǎn)業(yè)民族化和特色化發(fā)展的必由之路，也是中國(guó)缺乏生產(chǎn)條件的貧困地區(qū)和貧困家庭脫貧致富的有效途徑[4] [5]。此外，文化產(chǎn)業(yè)扶貧具有返貧率低和可持續(xù)發(fā)展的特征，能夠通過賦予貧困家庭新的生產(chǎn)機(jī)會(huì)提高家庭收入，改變民族地區(qū)貧困人口和貧困民眾的貧困狀況[6]。由于上述原因，2017 年中國(guó)文化部發(fā)布文化扶貧工作實(shí)施方案，鼓勵(lì)貧困地區(qū)在產(chǎn)業(yè)扶貧方面依托特色文化資源發(fā)展特色文化產(chǎn)業(yè)。

文化產(chǎn)業(yè)扶貧領(lǐng)域的現(xiàn)有研究基本集中在兩個(gè)方面：一是利用案例分析如何利用非物質(zhì)文化資源發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)并提高低收入家庭收入和減少貧困。如對(duì)馬來西亞特色音樂產(chǎn)業(yè)、哥倫比亞特色工藝品生產(chǎn)、意大利的文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)以及韓國(guó)釜山地方文化產(chǎn)業(yè)的研究均發(fā)現(xiàn)，充分利用當(dāng)?shù)刎S富的無形文化資源發(fā)展文化產(chǎn)業(yè)為當(dāng)?shù)氐褪杖爰彝ピ黾邮杖胩峁┝诵碌牡惋L(fēng)險(xiǎn)就業(yè)機(jī)會(huì)，有利于缺乏就業(yè)技能的貧困家庭提高收入[7] -[10]。部分針對(duì)非洲和南美洲如坦桑尼亞、納米比亞、肯尼亞和秘魯?shù)葒?guó)農(nóng)村地區(qū)貧困人口開展的文化產(chǎn)業(yè)扶貧項(xiàng)目評(píng)估也顯示，文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策和配套的技能培訓(xùn)可以為貧困人口提供文化產(chǎn)業(yè)就業(yè)的機(jī)會(huì)和獲得可靠收入來源，對(duì)增加貧困人口收入和減少貧困發(fā)生率都有顯著積極作用[11] - [14];二是對(duì)文化產(chǎn)業(yè)扶貧的多角度理論分析。這類研究一般從關(guān)注貧困地區(qū)入手，從產(chǎn)業(yè)扶持角度分析文化產(chǎn)業(yè)扶貧問題?，F(xiàn)有研究基于理論或案例對(duì)文化產(chǎn)業(yè)扶貧的適用對(duì)象、作用機(jī)制和政策特點(diǎn)等方面進(jìn)了分析，但目前的研究多限于基于政策實(shí)施角度的定性研究[15]-[18]。

從現(xiàn)有研究來看，該領(lǐng)域的研究存在兩個(gè)方面的擴(kuò)展空間：一方面，文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策對(duì)家庭微觀決策行為影響的作用機(jī)制研究不足。目前對(duì)文化產(chǎn)業(yè)扶貧的微觀理論研究尚處于起步階段，相關(guān)研究主要集中在對(duì)文化產(chǎn)業(yè)扶貧的理論內(nèi)涵和困境對(duì)策等方面，且多基于政府的政策實(shí)現(xiàn)視角，從家庭微觀決策角度刻畫文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策如何影響家庭行為和福利的系統(tǒng)分析相對(duì)缺乏[19];另一方面，實(shí)證研究領(lǐng)域分析文化產(chǎn)業(yè)扶貧對(duì)微觀家庭層面的政策干預(yù)效果評(píng)估相對(duì)缺乏。目前大量關(guān)于文化產(chǎn)業(yè)扶貧的文獻(xiàn)多是從理論層面或基于某個(gè)案例對(duì)文化產(chǎn)業(yè)扶貧進(jìn)行的定性分析，對(duì)該政策效果微觀層面的實(shí)證研究尚未系統(tǒng)展開，這顯然影響了對(duì)文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策效果的評(píng)估精度。

因此，從微觀家庭視角出發(fā)，在理論和實(shí)證兩個(gè)方面系統(tǒng)分析如何利用地區(qū)特色文化資源進(jìn)行文化產(chǎn)業(yè)扶貧，對(duì)于中國(guó)貧困家庭提高收入水平和減少貧困具有重要意義。本文的主要工作和貢獻(xiàn)體現(xiàn)在兩個(gè)方面：理論方面，嘗試從貧困家庭的微觀視角入手，分析文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策如何通過影響貧困家庭決策行為而改變家庭福利水平;實(shí)證方面，為精確評(píng)估文化產(chǎn)業(yè)扶貧對(duì)貧困家庭的政策干預(yù)效果，本文將貴州水城縣農(nóng)民畫扶貧試點(diǎn)項(xiàng)目作為外生政策沖擊，利用世界銀行2006-2017年家庭層面的定點(diǎn)追蹤數(shù)據(jù)考察該文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策在微觀層面的增收和減貧效果，并使用中介效應(yīng)模型分析該政策的微觀作用機(jī)制。

基于上述分析，以下部分的結(jié)構(gòu)安排為：第一部分基于貧困農(nóng)業(yè)家庭決策模型，分析文化產(chǎn)業(yè)扶貧如何改變貧困家庭的生產(chǎn)決策，并通過增加文化產(chǎn)品收入最終增加家庭收入和提高福利水平;第二部分介紹貴州水城農(nóng)民畫產(chǎn)業(yè)扶貧試點(diǎn)項(xiàng)目的基本情況，并給出實(shí)證分析框架和數(shù)據(jù)來源;第三部分和第四部分利用雙重差分（DID）模型給出該文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策在增加家庭收入和減少貧困方面的干預(yù)效果，并利用中介效應(yīng)模型驗(yàn)證該政策通過改變家庭生產(chǎn)決策影響收入水平的作用機(jī)制;第五部分給出主要結(jié)論和政策含義。

一、微觀視角的文化產(chǎn)業(yè)扶貧模型

為考察文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策的微觀作用機(jī)制，理論部分利用農(nóng)業(yè)家庭決策模型分析文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策在增加貧困家庭收入和提高福利水平方面的干預(yù)效果。在該模型中，半商品化的貧困農(nóng)業(yè)家庭（Semi-commercial Agriculture Household）被視為同時(shí)進(jìn)行多產(chǎn)品生產(chǎn)和消費(fèi)決策單位[20] - [22]，勞動(dòng)時(shí)間的機(jī)會(huì)成本、完全收入（full-income）約束和技術(shù)效率作為家庭決策的影響因素[23]，在政策干預(yù)方面則將文化產(chǎn)業(yè)扶貧項(xiàng)目視為對(duì)家庭決策的純粹政策外生沖擊。

首先假設(shè)代表性貧困農(nóng)業(yè)家庭i依賴其擁有的土地和勞動(dòng)力生產(chǎn)某種同質(zhì)主糧，則家庭福利水平受時(shí)間稟賦、家庭生產(chǎn)函數(shù)和家庭預(yù)算三方面的約束。貧困農(nóng)業(yè)家庭效用最大化決策問題可被表述為：家庭基于現(xiàn)有資源和技術(shù)稟賦配置農(nóng)業(yè)勞動(dòng)La和固定要素投入A生產(chǎn)農(nóng)產(chǎn)品并售賣其中的部分農(nóng)產(chǎn)品（Qa-Xa），通過消費(fèi)自產(chǎn)農(nóng)產(chǎn)品Xa、其他商品Xm以及享受閑暇Xl最大化其效用，該最大化決策可寫為：

（1）

其中，U為效用函數(shù)，τ是體現(xiàn)家庭消費(fèi)效應(yīng)中閑暇和商品替代關(guān)系的偏好參數(shù)。pa、pm和pl分別為主糧、其他商品和閑暇的市場(chǎng)價(jià)格（勞動(dòng)力市場(chǎng)出清時(shí)閑暇價(jià)格pl等于工資率w），家庭時(shí)間稟賦T包括生產(chǎn)時(shí)間La和消費(fèi)閑暇X l，E為非生產(chǎn)額外收入。則最大化效用時(shí)家庭福利水平可表示為：

（2）

顯然，貧困家庭在現(xiàn)有資源約束下已最大化其效用，但資源稟賦有限導(dǎo)致家庭最優(yōu)化決策不足以獲得足夠收入和脫離貧困。同時(shí)，由于影響家庭福利水平的變量均為外生變量，這暗示如果不存在外部條件變化其家庭決策和福利水平不會(huì)改變，在現(xiàn)有條件下可能處于長(zhǎng)期貧困，需要扶貧政策干預(yù)。

（一）文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策的干預(yù)效果

假設(shè)政府通過投資I開發(fā)當(dāng)?shù)氐奶厣幕Y源C，形成文化產(chǎn)業(yè)并賦予貧困家庭非競(jìng)爭(zhēng)性的文化產(chǎn)品生產(chǎn)資料C（I）和新的工作機(jī)會(huì)。貧困家庭則改變家庭生產(chǎn)函數(shù)和時(shí)間分配，投入時(shí)間Lc生產(chǎn)出價(jià)格為pc的文化產(chǎn)品Qc，最終提高收入和改善福利水平。那么參與文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策的家庭效用最大化行為可以刻畫為：

（3）

顯然，分析該文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策前后家庭福利水平變化可以得到命題1：文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策可以增加貧困家庭收入和提高福利水平。

證明：首先，由于文化產(chǎn)業(yè)扶貧提供了新的生產(chǎn)條件并可能增加家庭產(chǎn)出和收入，貧困家庭將通過增加文化產(chǎn)品生產(chǎn)的勞動(dòng)供給和獲得文化產(chǎn)品產(chǎn)出，最終增加收入和提高家庭福利水平。由公式（3）最大化效用時(shí)的一階條件容易得到pa?Qa1/La1= pc?Qc1/Lc1=w，此時(shí)最大化效用時(shí)家庭福利水平可以表示為：

（4）

該均衡條件表明，參與文化產(chǎn)業(yè)扶貧項(xiàng)目的貧困家庭福利水平除外生變量外還依賴于政府投資的文化資源C（I）。在不存在投資風(fēng)險(xiǎn)和效用線性可加的假設(shè)下，福利水平W1*顯然更高，即文化產(chǎn)業(yè)扶貧提高了家庭收入和福利水平，并有可能幫助該家庭擺脫貧困。

（二）文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策的微觀機(jī)制

其次，分析家庭福利水平的變化過程可以得到命題2：文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策導(dǎo)致家庭增加文化產(chǎn)品勞動(dòng)時(shí)間以改變家庭的生產(chǎn)決策，并通過增加文化產(chǎn)品收入間接提高家庭收入和增加福利水平。

證明：由于貧困農(nóng)業(yè)家庭決策模型中的生產(chǎn)函數(shù)決定收入和時(shí)間分配并最終影響家庭消費(fèi)水平和效用，因此文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策本身并不改變直接效用函數(shù)，而是通過重新配置勞動(dòng)時(shí)間首先改變生產(chǎn)函數(shù)和收入水平，并最終間接影響家庭福利水平。對(duì)于參與文化產(chǎn)業(yè)扶貧項(xiàng)目的代表性貧困家庭，該政策干預(yù)微觀作用機(jī)制依次表現(xiàn)為：（1）時(shí)間配置變化。文化產(chǎn)業(yè)扶貧提供了新生產(chǎn)資料C（I），這意味著家庭需要在兩種類型的生產(chǎn)中重新分配勞動(dòng)時(shí)間。由于時(shí)間稟賦T給定且貧困家庭更傾向于生產(chǎn)而不是閑暇，如果文化產(chǎn)品生產(chǎn)具有更高邊際產(chǎn)出，貧困家庭必然減少閑暇甚至其他勞動(dòng)時(shí)間并增加價(jià)格為pc的文化產(chǎn)品生產(chǎn)時(shí)間Lc1;（2）生產(chǎn)函數(shù)變化。在獲得新生產(chǎn)資料和分配新的勞動(dòng)時(shí)間后，家庭生產(chǎn)函數(shù)變?yōu)榘r(nóng)業(yè)生產(chǎn)和文化產(chǎn)品Qc1生產(chǎn)的多產(chǎn)品生產(chǎn)函數(shù);（3）預(yù)算約束變化。假設(shè)文化產(chǎn)品全部用于銷售而不是自我消費(fèi)，則家庭約束由于增加文化產(chǎn)品收益而增加預(yù)算;（4）效用和福利水平變化。現(xiàn)金收入增加導(dǎo)致通過消費(fèi)各種商品獲得的效用增加并同時(shí)遭受閑暇損失，在貧困家庭的閑暇效用低于消費(fèi)商品效用的假設(shè)下，必然導(dǎo)致總效用增加和福利水平提高。

二、貴州農(nóng)民畫產(chǎn)業(yè)扶貧政策的基本內(nèi)容、數(shù)據(jù)來源和實(shí)證框架

為進(jìn)一步檢驗(yàn)理論部分的主要結(jié)論，實(shí)證分析部分基于2013年開始的中國(guó)貴州水城農(nóng)民畫扶貧試點(diǎn)項(xiàng)目對(duì)文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策的干預(yù)效果進(jìn)行微觀層面的檢驗(yàn)，主要考察該扶貧項(xiàng)目對(duì)當(dāng)?shù)刎毨Ъ彝ピ黾邮杖牒蜏p少貧困的干預(yù)效果，以及該政策的微觀作用機(jī)制。

（一）貴州水城農(nóng)民畫產(chǎn)業(yè)扶貧政策的背景和基本內(nèi)容

六盤水市水城縣位于貴州省西部，2012年該縣的貧困發(fā)生率超過38%。目前仍屬于貴州省深度貧困縣和國(guó)家級(jí)貧困縣。涉及本文研究對(duì)象的A村屬于高寒山區(qū)，當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)以農(nóng)業(yè)為主但缺乏耕地資源且交通不便。對(duì)當(dāng)?shù)刎毨Ъ彝サ恼{(diào)查顯示，該地區(qū)貧困原因中缺生產(chǎn)資料（土地或資金）和缺技術(shù)的家庭占比高達(dá)80%，貧困家庭迫切需要增加生產(chǎn)資料或技能獲得收入。但由于土地資源等生產(chǎn)資料匱乏，發(fā)展特色農(nóng)業(yè)缺乏物質(zhì)條件，導(dǎo)致減貧工作開展困難。黨的十八大以來，水城縣開始積極探索創(chuàng)新民族文化助力精準(zhǔn)扶貧的長(zhǎng)效機(jī)制，通過加大對(duì)民族文化的挖掘、整理、保護(hù)和開發(fā)，把民族文化作為精準(zhǔn)扶貧的出發(fā)點(diǎn)和落腳點(diǎn)。當(dāng)?shù)靥厣幕Y源為起源于1983年的水城農(nóng)民畫，經(jīng)過多年發(fā)展已成為貴州省特色文化品牌。但過去當(dāng)?shù)鼐用駜H將其作為一種當(dāng)?shù)貍鹘y(tǒng)文化，沒有實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)效益。受制于生產(chǎn)條件的限制，當(dāng)?shù)卣紤]利用非物資的文化資源擺脫貧困，即通過培訓(xùn)當(dāng)?shù)刎毨Т迕窭瞄e暇時(shí)間學(xué)習(xí)農(nóng)民畫以增加收入。

2013年當(dāng)?shù)卣_始農(nóng)民畫產(chǎn)業(yè)扶貧試點(diǎn)項(xiàng)目，各級(jí)政府與相關(guān)部門采取了一系列農(nóng)民畫文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策措施幫助當(dāng)?shù)刎毨Ъ彝ピ黾邮杖?。目前的試點(diǎn)措施有：（1）通過技能培訓(xùn)增加農(nóng)民利用文化資源的能力。由于貧困人口需要獲得一定繪畫技能才能利用該文化資源增加收入和擺脫貧困，因此當(dāng)?shù)卣畯?013年開始在A村開辦農(nóng)民畫培訓(xùn)班試點(diǎn)，政府派專門繪畫人員對(duì)貧困村民進(jìn)行農(nóng)民畫技藝培訓(xùn)。截至2017年，該村的233戶貧困戶家庭有205戶參與該培訓(xùn);（2）采用“合作社+農(nóng)民畫創(chuàng)作者”的模式。由于農(nóng)民畫為當(dāng)?shù)卮迕窕谧约豪斫鈱?duì)農(nóng)村生活的描繪，每幅農(nóng)民畫都不相同，因此該產(chǎn)品屬于異質(zhì)性極強(qiáng)的小眾文化產(chǎn)品，在生產(chǎn)環(huán)節(jié)不適合大規(guī)模標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)，但在銷售環(huán)節(jié)需要統(tǒng)一營(yíng)銷以節(jié)省成本。因此，該村農(nóng)民畫創(chuàng)作人員以技術(shù)入股，合作社負(fù)責(zé)銷售協(xié)調(diào)服務(wù)，按照97：3的股比分紅。這一模式既實(shí)現(xiàn)了銷售渠道的規(guī)模經(jīng)濟(jì)，也體現(xiàn)了文化產(chǎn)業(yè)中人力資本的重要性;（3）政府扶持塑造品牌和提供營(yíng)銷渠道。由于合作社宣傳能力相對(duì)有限，政府利用各種途徑對(duì)該農(nóng)民畫進(jìn)行宣傳，為農(nóng)民畫的展示、交易、交流、合作提供平臺(tái)。經(jīng)過5年左右的努力，該村參與農(nóng)民畫扶貧的貧困家庭通過學(xué)習(xí)和銷售農(nóng)民畫實(shí)現(xiàn)了收入的較大幅度增加，并且大部分家庭都已經(jīng)脫貧。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文的原始數(shù)據(jù)來自基于世界銀行貸款項(xiàng)目支持的對(duì)中國(guó)貴州微觀家庭不間斷年度追蹤調(diào)查，該調(diào)查時(shí)間范圍跨度為2006-2017年共12年。具體到本文研究，采用的家庭微觀數(shù)據(jù)來自該數(shù)據(jù)庫中涉及受貴州水城農(nóng)民畫文化產(chǎn)業(yè)扶貧項(xiàng)目影響的A村和未受該項(xiàng)目影響而作為對(duì)照組的B村，共涉及按照國(guó)家或貴州地方標(biāo)準(zhǔn)確定的在2012年被認(rèn)定為貧困戶的家庭428戶共1793人（覆蓋兩個(gè)村的全部貧困戶，非抽樣）。其中，該項(xiàng)目試點(diǎn)政策所覆蓋A村有貧困家庭233戶共1016人，未被該政策影響的B村共有貧困戶195戶777人。

表1 家庭樣本的分布情況

政策覆蓋 村 2012年是否貧困戶 村民小組（個(gè)） 家庭（戶） 人口（人）

是 A村 是 8 233 1016

否 B村 是 8 195 777

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)本項(xiàng)目家庭調(diào)查數(shù)據(jù)匯總。

（三）實(shí)證框架

由于該農(nóng)民畫產(chǎn)業(yè)扶貧政策的覆蓋對(duì)象和實(shí)施時(shí)間非常明確[ 需要指出的是，由于中國(guó)產(chǎn)業(yè)扶貧政策多為自愿參與型政策，相對(duì)于強(qiáng)制性參與政策（如稅收政策）或收益確定的高參與政策（如貧困戶補(bǔ)貼政策），產(chǎn)業(yè)扶貧政策在一定程度存在“政策全覆蓋但參與者未必全部同時(shí)參加”的自選擇問題。但仍可以認(rèn)為這類政策具有明確的作用時(shí)間，其理由是：一方面，從政策本身和政策覆蓋的角度來看該政策的作用時(shí)間明確。如本項(xiàng)目中從2013年開始A村的全部貧困戶都有資格參與該項(xiàng)目，從這個(gè)角度來看政策始終覆蓋該村全部貧困戶。參與行為差異不來源于政策，而來自貧困戶的選擇行為;另一方面，平均政策效果本身也是政策作用的體現(xiàn)。由于政策效果為全體被政策覆蓋貧困戶的平均效果（政策效果/全覆蓋貧困戶），因此其平均效果體現(xiàn)了對(duì)全體覆蓋對(duì)象的影響。]，且調(diào)查樣本時(shí)間跨度足夠長(zhǎng)并包含政策實(shí)施年份，因此本文將采用雙重差分方法進(jìn)行家庭層面的扶貧政策效果估計(jì)，具體政策估計(jì)的框架設(shè)計(jì)為：

政策處理效果的衡量。根據(jù)作為局部試點(diǎn)的文化產(chǎn)業(yè)扶貧項(xiàng)目，該政策覆蓋的家庭僅限于A村的233戶貧困家庭， B村的195戶貧困戶不受該政策影響。因此，在基本模型中將A村233戶貧困戶作為政策處理組，B村196戶貧困家庭作為不受政策影響的對(duì)照組;在政策時(shí)間方面，由于項(xiàng)目正式開始于2013年，而調(diào)查數(shù)據(jù)包含該政策實(shí)施前的2006-2012年共7年和2013-2017項(xiàng)目實(shí)施后共5年的數(shù)據(jù)。因此，在政策時(shí)間變量的處理上，將2006-2012年設(shè)置為政策前，將2013-2017年設(shè)置為該政策實(shí)施時(shí)間。另外，由于該扶貧項(xiàng)目涉及繪畫技術(shù)培訓(xùn)，因此接受培訓(xùn)的個(gè)體差異必然導(dǎo)致不同家庭受政策影響的程度不同。為刻畫該差異，擴(kuò)展研究中分別采用家庭層面的農(nóng)民畫銷售收入增長(zhǎng)衡量政策實(shí)施強(qiáng)度的個(gè)體差異，用貧困家庭參與農(nóng)民畫學(xué)習(xí)的時(shí)間衡量干中學(xué)效應(yīng)和時(shí)間學(xué)習(xí)效應(yīng)在家庭間的個(gè)體差異。

因變量的衡量。文化產(chǎn)業(yè)扶貧項(xiàng)目的首要任務(wù)是增加貧困戶的人均家庭收入和最終減少貧困人口，因此因變量采用家庭當(dāng)年人均收入作為該文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策增加收入效應(yīng)的衡量指標(biāo)?；跉v年的持續(xù)跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，我們用428戶家庭戶2006～2017年的年度人均收入數(shù)據(jù)作為因變量的衡量指標(biāo)，共包括5136個(gè)觀測(cè)值。此外，為測(cè)度該文化產(chǎn)業(yè)扶貧項(xiàng)目對(duì)脫貧效果的影響，在第四部分采用村民小組層面的每年新增脫貧家庭比例和累計(jì)脫貧家庭比例作為因變量衡量該政策的減貧效果，共涉及2006～2017年的16個(gè)組（處理組和對(duì)照組各8個(gè)）共192個(gè)觀測(cè)值（處理組和對(duì)照組各96個(gè)觀測(cè)值）。

控制變量。雖然本文主要在DID框架下考察處理組和對(duì)照組的政策干預(yù)效果，但考慮到兩個(gè)組影響家庭人均收入的因素未必完全隨機(jī)，仍需要加入控制變量?；诂F(xiàn)有對(duì)農(nóng)村家庭人均收入影響的文獻(xiàn)，本文涉及的控制變量包括：（1）勞動(dòng)力個(gè)體特征。由于家庭勞動(dòng)力是家庭生產(chǎn)和收入的主要影響因素，因此影響收入的勞動(dòng)力個(gè)體特征都需要考慮。基于文獻(xiàn)和數(shù)據(jù)可得性，這里主要考慮家庭勞動(dòng)力年齡、受教育水平、健康狀況、是否殘疾和家庭負(fù)擔(dān)等變量。由于采用人均家庭收入做因變量，因此家庭規(guī)模不需要控制;（2）家庭生產(chǎn)條件。由于收入水平還取決于家庭生產(chǎn)條件，因此這里進(jìn)一步控制了家庭人均耕地面積、機(jī)械化水平和勞動(dòng)力數(shù)量;（3）其他非生產(chǎn)性收入?？紤]到貧困家庭獲得的非生產(chǎn)性收入較普通家庭占總收入比例更高，因此家庭貧困補(bǔ)貼和子女教育補(bǔ)貼等的非生產(chǎn)性收入也被納入;（4）對(duì)于區(qū)域性差異和不可觀測(cè)的家庭差異，采用估測(cè)對(duì)象編號(hào)主要進(jìn)行了組層面和家庭層面的控制。此外，我們將貧困戶家庭的致貧原因（按照中國(guó)精準(zhǔn)扶貧調(diào)查問卷中的11類致貧原因標(biāo)準(zhǔn)設(shè)置）作為控制變量，以控制家庭個(gè)體層面上影響家庭人均收入的不可觀測(cè)因素。

表2顯示了上述主要變量的定義、衡量指標(biāo)以及政策前后處理組和對(duì)照組在變量均值上的基本統(tǒng)計(jì)特征?？梢钥闯觯刂平M和對(duì)照組在絕大部分控制變量方面的差異不大，接近隨機(jī)分組狀態(tài)。而在因變量人均家庭收入方面，政策前差異不顯著，政策后差異非常明顯，這顯示該農(nóng)民畫扶貧政策可能具有顯著的增加收入效果。

三、貴州農(nóng)民畫特色文化產(chǎn)業(yè)扶貧的增收效應(yīng)估計(jì)

（一）基本模型和回歸結(jié)果

命題1顯示，文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策可通過改變貧困家庭收入提高家庭收入和福利水平。為驗(yàn)證該命題，首先在家庭層面上考察農(nóng)民畫產(chǎn)業(yè)扶貧政策的增收效應(yīng)，通過雙重差分比較2006-2017年期間受農(nóng)民畫產(chǎn)業(yè)扶貧政策影響的A村233戶貧困戶家庭和非政策覆蓋范圍的B村196戶貧困戶其家庭人均收入變化情況，因變量為貧困戶家庭的當(dāng)年人均收入對(duì)數(shù)值?；净貧w模型為：

這里TREAT為政策變量的向量，政策時(shí)間變量postFP在2012年后均等于1。研究對(duì)象為全部428戶貧困戶家庭，并將該項(xiàng)目覆蓋的A村233戶貧困戶定義為處理組，未受政策影響鄰村B的 195戶貧困戶定義為對(duì)照組。此外，控制變量Z為影響貧困家庭人均收入的一系列變量，變量δ和f則分別控制年固定效應(yīng)和家庭固定效應(yīng)。按照倍差法的設(shè)計(jì)框架，TREATi和postFPt交互項(xiàng)的系數(shù)β是標(biāo)準(zhǔn)的DID估計(jì)量。

基本模型的回歸結(jié)果見表3的列1和列2。其中，列2未控制其他影響因素，其結(jié)果顯示，該農(nóng)民畫產(chǎn)業(yè)扶貧政策與貧困戶家庭人均收入之間存在顯著統(tǒng)計(jì)相關(guān)。即相對(duì)于未受政策影響的貧困家庭，受到農(nóng)民畫產(chǎn)業(yè)扶貧政策影響的233戶貧困家庭在2012年后其家庭人均收入每年額外提高了26.8%。列1則為考慮了各種控制變量后的回歸結(jié)果，對(duì)比可以發(fā)現(xiàn)控制變量對(duì)政策干預(yù)效果影響不大，其系數(shù)顯示農(nóng)民畫產(chǎn)業(yè)扶貧政策的增加收入效應(yīng)為22.6%且仍在1%水平統(tǒng)計(jì)顯著。回歸結(jié)果顯示，由于針對(duì)A村貧困家庭開展的農(nóng)民畫扶貧試點(diǎn)項(xiàng)目干預(yù)，相對(duì)于B村未受到該政策影響的195戶貧困家庭，該項(xiàng)目導(dǎo)致該村233戶貧困家庭在政策實(shí)施后其人均家庭收入增長(zhǎng)率額外提高約22.6個(gè)百分點(diǎn)。由于2012年后未受到農(nóng)民畫扶貧政策影響的B村貧困戶在2013～2017年的年均人均收入增長(zhǎng)為21.08%，這意味著該政策對(duì)受政策影響的貧困戶產(chǎn)生了約107%（=22.6%/21.08%）的額外增收效果，農(nóng)民畫對(duì)貧困家庭的增收效果非常顯著。

基本模型的回歸結(jié)果雖然顯示該農(nóng)民畫產(chǎn)業(yè)扶貧項(xiàng)目的政策效果非常顯著，但DID的系數(shù)β在基本模型中存在諸多假設(shè)需要加以放松。首先需要考慮政策強(qiáng)度在家庭層面上的差異。在基本模型中，政策扶貧的增收效應(yīng)僅被衡量為貧困戶是否被該政策覆蓋，即只要參與該項(xiàng)目，其政策強(qiáng)度被假設(shè)為大小一樣。而調(diào)查結(jié)果顯示，盡管對(duì)貧困戶提供了同樣的政策支持，但由于各種不可觀測(cè)的原因（如個(gè)人繪畫天賦和參與程度）等，參與項(xiàng)目的貧困戶從項(xiàng)目中獲得的農(nóng)民畫收入存在較大差異。因此，將政策效果簡(jiǎn)單處理為0和1不能充分展示處理組中不同貧困家庭其受政策影響程度不同的差異?；谠摽紤]，我們利用連續(xù)DID衡量政策處理強(qiáng)度進(jìn)行進(jìn)一步測(cè)度。結(jié)果顯示，當(dāng)考慮用農(nóng)民畫銷售收入衡量政策強(qiáng)度在家庭間的差異后政策的增收效應(yīng)仍然顯著。表3中列3和列4的政策效果系數(shù)顯示，相對(duì)于不受政策影響的貧困戶家庭，受政策影響的貧困戶家庭其農(nóng)民畫收入每增長(zhǎng)1000元，其家庭人均收入每年額外提高3.59%，相當(dāng)于未受政策干預(yù)的貧困戶年均人均收入增長(zhǎng)的0.17倍（=4.09%/21.08%）。

進(jìn)一步考慮文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策實(shí)施中的學(xué)習(xí)效應(yīng)。農(nóng)民畫能否賣出或賣出更高單價(jià)還取決于創(chuàng)作者繪畫水平（農(nóng)民畫質(zhì)量），除去不可觀測(cè)的繪畫天賦外，農(nóng)民畫質(zhì)量主要與貧困戶參與培訓(xùn)和開始創(chuàng)作的早晚有關(guān)。調(diào)查結(jié)果顯示，部分農(nóng)民在第一期就參加了培訓(xùn)，大部分都是在第二年或更晚時(shí)期加入，這意味著在其他條件相同的情況下，更早參與培訓(xùn)和創(chuàng)作的貧困戶可能在農(nóng)民畫創(chuàng)作技法上更嫻熟，其通過售賣農(nóng)民畫獲得的收益也更高（更高售出概率和更高價(jià)格）。調(diào)查顯示，大約1/3家庭的家庭在項(xiàng)目初期參加了培訓(xùn)，而到調(diào)查結(jié)束時(shí)，除了8個(gè)家庭由于缺乏合適人選沒有參加項(xiàng)目培訓(xùn)外，其余225家均參加了該項(xiàng)目培訓(xùn)并獲得農(nóng)民畫銷售收益。因此，從參與該項(xiàng)目的時(shí)間上來看，參與越早的貧困戶越可能獲得更多收益。采用連續(xù)DID進(jìn)一步控制農(nóng)民參與繪畫培訓(xùn)時(shí)間后對(duì)該模型進(jìn)行了擴(kuò)展分析，表3中的列5和列6回歸結(jié)果顯示，考慮農(nóng)民畫質(zhì)量后貧困戶每早一年加入該項(xiàng)目，其收入將額外增長(zhǎng)8.01%（1%水平顯著）。這暗示，相對(duì)于到2017年才加入該項(xiàng)目的貧困戶，在2013年就參加培訓(xùn)和創(chuàng)作的貧困戶在2017年的額外收入增長(zhǎng)更快，即該特色文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策存在“干中學(xué)”和時(shí)間上的學(xué)習(xí)效應(yīng)。。

（二）平行趨勢(shì)檢驗(yàn)和政策年度效應(yīng)

上述DID政策評(píng)估的一個(gè)潛在挑戰(zhàn)是處理組和對(duì)照組之間的收入差異變化可能是由時(shí)間趨勢(shì)預(yù)先存在差異導(dǎo)致，基本模型假設(shè)處理效應(yīng)系數(shù)β只有在處理組和對(duì)照組之間不受扶貧政策影響的收入差異在時(shí)間上保持不變時(shí)才一致。為處理該問題，允許在政策發(fā)生前系數(shù)βt可以在處理組和對(duì)照組之間存在變化，基于可獲得的數(shù)據(jù)，以2006年為基期的平行檢驗(yàn)基本模型為：

表4的平行檢驗(yàn)結(jié)果顯示，整體來看2013年前處理組和對(duì)照組之間不存在系統(tǒng)差異，除離政策實(shí)施時(shí)間較遠(yuǎn)的2008年以外，其余年份平行檢驗(yàn)的系數(shù)均不顯著。尤其是政策實(shí)施的前4年（2009-2012年），各年系數(shù)均不顯著。因此，可以判斷該政策實(shí)施前處理組和對(duì)照組的家庭人均收入增長(zhǎng)呈明顯平行趨勢(shì)。

此外，基礎(chǔ)模型僅顯示政策對(duì)增加收入的平均效果，考慮到特色文化產(chǎn)業(yè)扶貧的穩(wěn)定脫貧問題，我們更感興趣的是該政策效果在實(shí)施后的各個(gè)年度是否存在差異。此外，從實(shí)踐角度來看，文化產(chǎn)業(yè)扶貧的政策效果有可能出現(xiàn)滯后和逐年增強(qiáng)的性質(zhì)，其原因有二：第一，與其他產(chǎn)業(yè)扶貧政策一樣，農(nóng)民畫產(chǎn)業(yè)扶貧政策并非直接給予補(bǔ)貼的扶貧項(xiàng)目，貧困戶家庭通過售賣農(nóng)民畫獲得收益存在不確定性，這必然導(dǎo)致項(xiàng)目實(shí)施初期有相當(dāng)部分的貧困戶處于觀望狀態(tài)，未必一開始就參加培訓(xùn)或在初期投入較多時(shí)間進(jìn)行訓(xùn)練和創(chuàng)作;第二，與生產(chǎn)工業(yè)產(chǎn)品一樣，參加農(nóng)民畫產(chǎn)業(yè)扶貧項(xiàng)目后，需要投入較多個(gè)人時(shí)間通過項(xiàng)目培訓(xùn)和創(chuàng)作才可能創(chuàng)作出質(zhì)量較高的農(nóng)民畫，增加出售概率。即該項(xiàng)目是通過投入大量時(shí)間反復(fù)訓(xùn)練提高技能水平才能生產(chǎn)合格的產(chǎn)品，可能存在“干中學(xué)”效應(yīng)和學(xué)習(xí)的時(shí)間效應(yīng)（time to learn）。因此，隨著政策實(shí)施持續(xù)推進(jìn)和參與培訓(xùn)的貧困戶數(shù)量增長(zhǎng)，貧困戶的繪畫技能也更加?jì)故?，從該?xiàng)目中獲得的收益更大?；谏鲜龇治?，文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策的收入效應(yīng)可能在時(shí)間上存在持續(xù)效果，并隨著培訓(xùn)和持續(xù)創(chuàng)作時(shí)間的增長(zhǎng)而放大。例如，政策初期的2013年，絕大部分的貧困戶基本都是沒有經(jīng)過繪畫技術(shù)系統(tǒng)訓(xùn)練的低技能勞動(dòng)者，其通過農(nóng)民畫售賣獲得收益的可能性較低，政策效果可能不明顯。而通過其后的持續(xù)訓(xùn)練，農(nóng)民畫質(zhì)量可能逐步提高并增加銷售收入，政策效果將可能明顯且持續(xù)擴(kuò)大。

因此，除了基礎(chǔ)模型的平均效應(yīng)外，這里進(jìn)一步估計(jì)了年度政策效應(yīng)以檢驗(yàn)政策是否具有穩(wěn)定提高收入的效果?；谏鲜隹紤]，采用年度處理效應(yīng)系數(shù)βt可以展示在政策出臺(tái)后的第t年處理組和對(duì)照組之間的人均收入變化情況，并幫助估計(jì)這種政策干預(yù)效果是否存在滯后性：

表4中年度效應(yīng)的回歸結(jié)果顯示，考慮到政策的年度效應(yīng)后，各年政策效應(yīng)的確呈現(xiàn)較大差異，并存在明顯滯后性和逐年擴(kuò)大的效果。具體來看，2013年的βt系數(shù)僅為0.0276且不顯著，可能的原因是，2013年作為政策實(shí)施的第一年，由于大部分貧困戶都在進(jìn)行技能培訓(xùn)和初步創(chuàng)作，其創(chuàng)作的農(nóng)民畫作品無論是數(shù)量還是質(zhì)量都不高，因此2013年當(dāng)年的政策增收效應(yīng)并不明顯;其后，隨著培訓(xùn)和創(chuàng)作時(shí)間的增長(zhǎng)，政策帶來的增收效應(yīng)開始顯現(xiàn)。2014～2017年政策效果系數(shù)βt逐漸增大，且均在1%水平顯著。即對(duì)于受到農(nóng)民畫產(chǎn)業(yè)扶貧政策影響的A村233戶貧困戶家庭，在2012年后其家庭人均收入每年額外提高了分別為20.6%、31.2%、45.9%和65.7%。這意味著相對(duì)于無政策影響的B村195戶貧困戶，該文化產(chǎn)業(yè)政策在2014年到2017年期間幫助A村的貧困家庭人均收入產(chǎn)生了顯著的額外增長(zhǎng)效果。此外，這一時(shí)期年度政策效應(yīng)的回歸結(jié)果也暗示，該農(nóng)民畫產(chǎn)業(yè)扶貧的政策干預(yù)效果可能具有穩(wěn)定脫貧的性質(zhì)，且該效果存在時(shí)滯并隨政策實(shí)施而不斷變大。

（三）文化產(chǎn)業(yè)扶貧機(jī)制的中介效應(yīng)分析

前一部分雖然已經(jīng)從家庭微觀層面評(píng)估了農(nóng)民畫產(chǎn)業(yè)扶貧政策的增收效應(yīng)，且回歸結(jié)果符合預(yù)期并證明了命題1的主要結(jié)論，但對(duì)該政策的作用機(jī)制還有待繼續(xù)檢驗(yàn)。命題2顯示，文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策主要通過推動(dòng)貧困家庭改變生產(chǎn)決策并最終增加家庭人均收入和提高福利水平。為進(jìn)一步明確政策機(jī)制是通過增加文化產(chǎn)品生產(chǎn)而提高福利水平，這里利用中介效應(yīng)模型分析該政策的作用機(jī)制是否成立?；谏鲜龇治?，我們將分別用家庭參與農(nóng)民畫創(chuàng)造時(shí)間和農(nóng)民畫銷售收入作為中介變量，分析該政策是否通過家庭增加文化產(chǎn)品生產(chǎn)而間接提高家庭人均收入，則中介效應(yīng)模型為：

顯然，根據(jù)上面的作用機(jī)制分析，文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策將首先將影響中介效應(yīng)模型中的農(nóng)民畫生產(chǎn)和銷售，并最終影響家庭人均收入?；貧w分析的結(jié)果見表5。

首先從生產(chǎn)函數(shù)的要素投入視角考慮農(nóng)民畫創(chuàng)作時(shí)間作為中介變量的效果，表5中列1的回歸結(jié)果顯示，文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策導(dǎo)致參與該項(xiàng)目的貧困家庭平均每年增加348小時(shí)進(jìn)行農(nóng)民畫創(chuàng)作工作。在考慮該中介效應(yīng)后，列2的結(jié)果顯示文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策對(duì)家庭人均收入的直接影響不再顯著，而農(nóng)民畫創(chuàng)作時(shí)間對(duì)家庭人均收入的影響仍然顯著，這意味著這該項(xiàng)目對(duì)家庭收入影響為完全中介效應(yīng)。完全中介效應(yīng)的計(jì)算結(jié)果為0.226（=3.481*0.065），這說明文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策并不直接影響家庭收入，而是通過增加農(nóng)民畫創(chuàng)作時(shí)間而導(dǎo)致受政策影響貧困家庭的人均收入每年額外增加22.6%;列3和列4則從生產(chǎn)函數(shù)的產(chǎn)出視角出發(fā)，采用農(nóng)民畫銷售收入作為中介變量的效果同樣顯示了完全中介效應(yīng)，文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策首先導(dǎo)致參與項(xiàng)目的家庭每年農(nóng)民畫收入平均增加了9670元，并且在考慮該中介變量后政策的直接效果同樣不再顯著。完全中介效應(yīng)的計(jì)算結(jié)果為0.223（=9.67*0.0233），這再次暗示該政策是通過影響農(nóng)民畫收入最終間接提高貧困家庭人均收入。

因此，綜合上述中介效應(yīng)模型的分析結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民畫產(chǎn)業(yè)扶貧政策首先促使家庭改變了生產(chǎn)決策，通過增加農(nóng)民畫創(chuàng)造時(shí)間提高農(nóng)民畫銷售收入，并最終提高了家庭人均收入，命題2得到驗(yàn)證。此外，為進(jìn)一步明確政策機(jī)制僅通過增加文化產(chǎn)品生產(chǎn)而提高收入水平，我們還做了兩個(gè)間接佐證分析：首先用非繪畫收入代替總收入進(jìn)行DID分析，結(jié)果顯示該政策對(duì)非繪畫收入并無顯著影響;其次，采用非繪畫收入作為中介變量進(jìn)行中介效應(yīng)分析，結(jié)果顯示該中介效應(yīng)并不存在。因此，該政策的作用機(jī)制明確是通過參與農(nóng)民畫創(chuàng)作間接提高家庭人均收入水平。

四、貴州農(nóng)民畫特色文化產(chǎn)業(yè)扶貧的減貧效果

考慮到農(nóng)民畫產(chǎn)業(yè)扶貧政策的最終目的是幫助貧困家庭脫貧，有必要進(jìn)一步討論該政策的減貧效果，因此在村民小組層面上將因變量衡量為每個(gè)村民小組的脫貧家庭比例。這里，2006～2017年期間428個(gè)貧困戶家庭的微觀樣本共涉及16個(gè)村民小組共192個(gè)觀測(cè)值，每個(gè)小組的人數(shù)從20人到46人不等，其中8個(gè)小組為政策覆蓋的處理組，8個(gè)小組為政策未覆蓋的控制組（小組基本情況參見表6）。模型設(shè)計(jì)和回歸方法與家庭層面的實(shí)證設(shè)計(jì)類似，僅將觀測(cè)對(duì)象從微觀家庭加總為小組，且因變量變?yōu)槊總€(gè)小組每年脫貧家庭占全部小組家庭的比例。具體分析時(shí)因變量包括每年新增脫貧比例（當(dāng)年新增脫貧家庭數(shù)/小組家庭數(shù)量）和累計(jì)脫貧比例（累計(jì)脫貧家庭數(shù)/小組家庭數(shù)量）兩類，前者刻畫政策扶貧每年的新增脫貧家庭占比，后者展示政策實(shí)施后累計(jì)脫貧家庭占比，回歸結(jié)果見表7。

表7中列1結(jié)果顯示，當(dāng)因變量為每年新增脫貧家庭比例時(shí)，農(nóng)民畫產(chǎn)業(yè)扶貧政策與各小組每年新增脫貧家庭比例之間存在顯著統(tǒng)計(jì)相關(guān)。即相對(duì)于未受政策影響的村民小組，受到農(nóng)民畫產(chǎn)業(yè)扶貧政策影響的8個(gè)村民小組在2012年后其新增脫貧家庭比例每年額外提高了7.69%，且在1%水平統(tǒng)計(jì)顯著。這意味著，相對(duì)于2012年后處理組大約7.45%的年平均脫貧率，該政策產(chǎn)生了103%（=7.69%/7.45%）的額外減貧效果。考慮到政策強(qiáng)度差異和政策學(xué)習(xí)效應(yīng)的組間差異后，列2和列3采用與家庭層面類似的回歸方法評(píng)估該政策效果，發(fā)現(xiàn)該政策對(duì)貧困戶家庭的脫貧效應(yīng)仍然正向顯著。政策強(qiáng)度的系數(shù)顯示，相對(duì)于不受政策影響的貧困戶家庭，受政策影響的小組其農(nóng)民畫收入每增長(zhǎng)1000元，其脫貧比例每年額外提高1.22%。政策學(xué)習(xí)效應(yīng)的系數(shù)顯示，小組中家庭平均每早一年加入該項(xiàng)目，其每年新增脫貧家庭比例額外增加2.83%（1%水平顯著）。這暗示，相對(duì)于到2017年才加入該項(xiàng)目的小組，在2013年就全部參加培訓(xùn)和創(chuàng)作的小組其每年減貧比例更高。

在衡量該政策的累計(jì)減貧效應(yīng)方面，表7中第4-6列的回歸結(jié)果證明該政策有極為顯著的減貧效果。列4的結(jié)果顯示，相對(duì)于未受政策影響的村民小組，受到農(nóng)民畫產(chǎn)業(yè)扶貧政策影響的8個(gè)村民小組在2012年后其年累計(jì)脫貧家庭比例額外提高了13.82%，且在1%水平統(tǒng)計(jì)顯著。這意味著，相對(duì)于2012年后處理組大約17.8%的年累計(jì)平均脫貧率，該政策產(chǎn)生了77.64%（=13.82%/17.8%）的額外減貧效果?？紤]政策強(qiáng)度差異和政策學(xué)習(xí)效應(yīng)后的政策脫貧效應(yīng)與前面類似且都在1%水平顯著。政策強(qiáng)度回歸結(jié)果顯示，受政策影響的小組其農(nóng)民畫收入每增長(zhǎng)1000元，其脫貧比例每年額外提高3.59%。政策學(xué)習(xí)效應(yīng)的結(jié)果顯示，小組中家庭平均每早一年加入該項(xiàng)目，其年累計(jì)脫貧家庭比例額外增加4.99%。

與微觀層面的政策增收效應(yīng)類似，為探討該政策的年度減貧效應(yīng)，我們同樣采用年度處理效應(yīng)系數(shù)展示政策實(shí)施后第t年處理組和對(duì)照組之間的年度新增脫貧率和累計(jì)脫貧率，并分析政策減貧效應(yīng)的滯后性?；貧w結(jié)果見表8，結(jié)果顯示考慮到農(nóng)民畫扶貧政策的年度效應(yīng)后，政策效應(yīng)存在明顯時(shí)滯和年度差異的效果。

首先考察年新增脫貧家庭比例，回歸結(jié)果顯示，2013年和2014年的政策減貧系數(shù)均不顯著，可能的原因與政策的增收效應(yīng)類似。結(jié)合前面的分析可以推測(cè)，2013年主要工作是培訓(xùn)，當(dāng)年政策增收效應(yīng)不明顯，因此更談不上減貧效應(yīng)。2014年雖然通過銷售農(nóng)民畫增加了收入，但收入增長(zhǎng)幅度尚不足以保證大部分家庭收入高于貧困線;其后，隨著政策帶來收入不斷增長(zhǎng)，從2015年開始，該政策的減貧效應(yīng)開始逐步顯現(xiàn)。2015的脫貧系數(shù)為17.30且均在1%水平顯著，即對(duì)于受到農(nóng)民畫產(chǎn)業(yè)扶貧政策影響的貧困戶小組，經(jīng)過2013和2014年的收入增長(zhǎng)積累，在2015年后其家庭當(dāng)年新增脫貧比例額外提高了17.3%，而即額外導(dǎo)致政策效應(yīng)導(dǎo)致約40戶貧困戶家庭脫貧（無政策的反事實(shí)估計(jì)當(dāng)年僅有脫貧18戶，實(shí)際脫貧58戶）。該政策在2016年到2017年期間的脫貧效應(yīng)仍然顯著但存在波動(dòng)，2016年政策效果有所減弱，額外增加脫貧家庭約5.88%（約14戶），2017年政策脫貧效果為13.28%（約31戶）。年度政策效應(yīng)的回歸結(jié)果說明，該農(nóng)民畫產(chǎn)業(yè)扶貧政策的脫貧效應(yīng)時(shí)滯為兩年，相對(duì)于增收效應(yīng)更慢一些，且效應(yīng)隨政策時(shí)間存在差異。

進(jìn)一步考察農(nóng)民畫產(chǎn)業(yè)政策的累計(jì)脫貧效應(yīng)，結(jié)果與新增脫貧效應(yīng)類似，同樣存在約兩年的時(shí)滯，脫貧系數(shù)到2015年才開始顯著。由于是累計(jì)脫貧效應(yīng)（考察期內(nèi)樣本中沒有返貧的情況），因此減貧效應(yīng)必然存在逐年擴(kuò)大趨勢(shì)。到考察期結(jié)束時(shí)的2017年，該扶貧政策的累計(jì)脫貧效應(yīng)顯示，對(duì)于受到農(nóng)民畫產(chǎn)業(yè)扶貧政策影響的8個(gè)貧困戶小組，經(jīng)過2013到2017年的政策脫貧效應(yīng)累計(jì)，到2017年后這些小組的家庭累計(jì)脫貧比例額外提高了36.2%。無政策反事實(shí)估計(jì)顯示，如果沒有該政策，2017年8個(gè)處理組共233戶家庭的累計(jì)脫貧率僅為37.26%，即2013-2017年期間有87戶脫貧。但政策實(shí)施后實(shí)際脫貧171戶，脫貧比例為73.39%，即政策效應(yīng)導(dǎo)致233戶貧困家庭中有84戶貧困戶家庭額外脫貧[ 穩(wěn)健性檢驗(yàn)方面做了如下工作（限于篇幅正文部分不報(bào)告具體結(jié)果）：第一，同時(shí)期其他政策的影響。。為處理可能存在同時(shí)期其他政策的影響，增收和減貧效果均利用A村和B村在2012年屬于非貧困家庭的205戶家庭作為新控制組進(jìn)行了三重差分（DDD）檢驗(yàn)，結(jié)果仍然穩(wěn)健;第二，收入內(nèi)生問題。雖然DID估計(jì)中內(nèi)生問題不太嚴(yán)重，我們?nèi)匀徊捎昧擞眉彝ト司M(fèi)支出和人均耐用消費(fèi)品支出替代家庭人均收入進(jìn)行了DID檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，在用消費(fèi)替代人均收入后，農(nóng)民畫產(chǎn)業(yè)扶貧政策的效果仍然顯著。]。

五、主要結(jié)論

本文的理論部分從貧困農(nóng)業(yè)家庭決策視角分析了文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策如何通過改變貧困家庭決策行為以提高其效用水平，實(shí)證部分則基于2013年開始的貴州水城農(nóng)民畫特色文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用倍差法（DID）對(duì)農(nóng)村貧困家庭2006～2017年的定點(diǎn)追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，以評(píng)估該扶貧政策的增加收入和減少貧困效應(yīng)。主要結(jié)論有：

（1）理論分析顯示，基于無形文化資源的特色文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策在一定程度上可以克服政府扶貧資金和當(dāng)?shù)匚镔|(zhì)生產(chǎn)條件的限制，通過開發(fā)無形的特色文化資源為貧困家庭提供新的就業(yè)機(jī)會(huì)，并通過改變家庭生產(chǎn)決策（增加文化產(chǎn)品生產(chǎn)時(shí)間和獲得文化產(chǎn)品銷售收入）間接提高了家庭收入和福利水平，具有穩(wěn)定增收和脫貧的效果。因此，作為產(chǎn)業(yè)扶貧政策的新類型，文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策可以成為在傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)扶貧難以實(shí)施地區(qū)開展扶貧的有益嘗試。

（2）實(shí)證分析方面考察了貴州農(nóng)民畫文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策的增收和脫貧效果，并考察了該政策的微觀作用機(jī)制，主要結(jié)論有：第一，文化產(chǎn)業(yè)扶貧可以有效增加貧困家庭的收入并改善其福利水平。利用雙重差分比較受農(nóng)民畫產(chǎn)業(yè)扶貧政策影響的233戶貧困戶家庭和非政策覆蓋范圍的195戶貧困戶之間家庭人均收入變化后發(fā)現(xiàn)，通過實(shí)施農(nóng)民畫扶貧政策可以額外提高年人均收入增長(zhǎng)率22.6%，考慮農(nóng)民畫繪制技能個(gè)體差異的連續(xù)DID分析顯示該特色文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策對(duì)貧困群體的增收效應(yīng)仍顯著，且上述分析均通過平行檢驗(yàn);第二，文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策的微觀作用機(jī)制通過改變家庭生產(chǎn)決策間接影響家庭收入水平。利用文化產(chǎn)品生產(chǎn)時(shí)間和文化產(chǎn)品銷售收入作為中介變量的中介效應(yīng)模型結(jié)果顯示，文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策通過增加家庭文化產(chǎn)品生產(chǎn)的時(shí)間（平均384小時(shí)/年）增加文化產(chǎn)品收入（平均9670元/家），并通過這種生產(chǎn)決策的變化最終提高家庭人均收入;第三，文化產(chǎn)業(yè)扶貧可以有效降低貧困發(fā)生率。進(jìn)一步討論政策在16個(gè)村民小組間的減貧效果后發(fā)現(xiàn)，該特色文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策有顯著減貧效果，項(xiàng)目覆蓋的八個(gè)村民小組平均年脫貧率和累計(jì)脫貧率可以額外提高7.69%和13.82%;第四，文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策在增收和減貧方面均存在穩(wěn)定增長(zhǎng)和脫貧的性質(zhì)，且呈現(xiàn)明顯時(shí)滯和效果持續(xù)增加的效果。估計(jì)特色文化產(chǎn)業(yè)扶貧政策干預(yù)效果年度的結(jié)果顯示，文化產(chǎn)業(yè)扶貧的增收和減貧效應(yīng)在考察期內(nèi)均存在效果持續(xù)增加的趨勢(shì)。上述結(jié)果暗示，文化產(chǎn)業(yè)扶貧是一種基礎(chǔ)性、造血型和可持續(xù)性的扶貧方式，能夠?qū)崿F(xiàn)社會(huì)效應(yīng)與經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的“雙效統(tǒng)一”。

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責(zé)任編輯：吳錦丹