曹雨暄

摘 ? 要：2011年，《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要》確定了連片特困區(qū)，標志著脫貧由全面幫扶向更注重深度貧困地區(qū)的攻堅轉換，8年過去了，該政策對我國區(qū)域脫貧究竟有怎樣的作用？利用2005-2017年260個縣的面板數(shù)據(jù)，采用基于傾向得分匹配基礎上的雙重差分（PSM-DID）實證研究扶貧綱要的實施對農(nóng)民的收入效果影響。結果顯示，連片特困區(qū)的確立未對農(nóng)民收入產(chǎn)生正向效果，并對低收入和中等收入組農(nóng)民收入產(chǎn)生了顯著的負向效果。同時，政策實施過程中存在一定的“政策陷阱”，對于部分使農(nóng)民收入增加的驅動因素均產(chǎn)生了“擠出效應”。針對研究結論從并行微觀政策，增強造血功能，實行精準扶貧三個方面給出政策建議。

關鍵詞：扶貧綱要;連片特困;農(nóng)民收入;效應評估;PSM-DID

中圖分類號：F323.89 文獻標志碼：A 文章編號：1008-2697（2020）05-0049-07

一、引言

貧困問題是受自然地理環(huán)境、經(jīng)濟社會和文化制度等人文環(huán)境多重影響的結果[1]，山西，陜西，甘肅，青海和寧夏五省地處中西部，自然條件惡劣，經(jīng)濟社會發(fā)展不平衡。截止2010年末，該區(qū)總人口6523萬人，其中鄉(xiāng)村人口占比為44.6%，人均地區(qū)生產(chǎn)總值（12729元）占全國（30808元）的41.31%，農(nóng)民人均純收入3093元，僅為全國水平（5919元）的52.25%，2300元扶貧標準以下的農(nóng)村人口有313.1萬人。因此，2011年11月29號召開的中央扶貧開發(fā)工作電視電話會議上，依據(jù)《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要（2011-2020年）》，將這五個省三分之一的縣列入到全國不同的連片特困地區(qū)，涉及有六盤山區(qū)、呂梁山區(qū)和秦巴山區(qū)三個扶貧攻堅主戰(zhàn)場，國家將從基礎設施建設、生態(tài)建設和環(huán)境保護等方面，首先加大對連片特困區(qū)的扶持力度。截止2017 年，連片特困地區(qū)實際整合涉農(nóng)財政資金已超過3000億元，然而，大規(guī)模的投資卻僅見到小規(guī)模的回報，沒能在真正意義上實現(xiàn)可持續(xù)脫貧。

《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要（2011-2020年）》的重點是進行區(qū)域性的扶貧開發(fā)，以加大對貧困縣、村的項目投資，從而可以大幅度提高老少邊窮地區(qū)的基礎設施條件和經(jīng)濟發(fā)展水平，使這些地區(qū)大量貧困人口得以脫貧。但是，在城鄉(xiāng)二元分割體制的背景下，我國城鄉(xiāng)居民間收入構成差異之大[2]，使解決貧困問題的核心落在解決農(nóng)村地區(qū)貧困人口上，而在農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展中，農(nóng)民人均可支配收入又是衡量農(nóng)民生活質量的重要指標。中國現(xiàn)行實施的各項精準扶貧政策或許并不直接或是僅僅瞄準收入增長，但從長期來看，促進農(nóng)民收入增長是扶貧應有之義[3]?；诖耍疚睦?005-2017年12年劃入連片特困區(qū)的的中西部五省——陜西、甘肅、青海、寧夏和山西的260個縣的面板數(shù)據(jù)，結合傾向得分匹配基礎上的雙重差分，按照國家制定的貧困縣和全面小康標準，將農(nóng)民收入分為中高低三檔，研究該政策對農(nóng)民收入的影響效果并給出原因分析與政策建議。

二、文獻綜述

自連片特困區(qū)扶貧攻堅戰(zhàn)略提出以來，中國已有不少學者開始關注連片特困區(qū)的扶貧問題，對現(xiàn)有集中連片特困區(qū)的研究，學者們主要是從培育增長極、知識扶貧、教育扶貧、旅游扶貧、推進城鎮(zhèn)化等角度對連片特困區(qū)域減貧提出新思路[4-9]。針對連片特困區(qū)減貧政策方面的研究，多是著眼于精準扶貧政策的多維績效評估、政策機制優(yōu)化和模式比較：錢力等[10]運用模糊數(shù)學評判法，在構建精準扶貧多維績效評價指標體系的基礎上，對安徽省大別山連片特困區(qū)精準扶貧績效進行多維評價，并分析了扶貧績效的空間分布情況。鄭瑞強[11]在明確新型城鎮(zhèn)化、鄉(xiāng)村振興、區(qū)域協(xié)調發(fā)展等三大戰(zhàn)略益貧機理的基礎上，提出針對連片特困區(qū)區(qū)精準扶貧機制的優(yōu)化策略。張玉強[12]等通過比較旅游、金融及易地搬遷三種精準扶貧模式，得出旅游扶貧較全面，金融扶貧見效快和易地搬遷扶貧更具直接性的結論，認為各片區(qū)應根據(jù)自身差異選擇不同的扶貧模式。但是針對政策對農(nóng)民收入的影響研究，現(xiàn)有學者多是采用入戶調查的方式，涉及范圍較小，僅是幾個縣或幾個貧困村：例如趙正等[13]對秦嶺地區(qū)561戶貧困戶進行問卷調查，探究精準扶貧項目對農(nóng)戶收入的影響;劉雨晨等[14]基于內蒙古8個純牧業(yè)旗511戶調研數(shù)據(jù)分析了內蒙古草原補獎政策對牧戶收入結構的影響;李巧[15]的研究表明，雖然易地扶貧搬遷政策在一定程度上改善了貧困人口的生活條件，但該政策卻拉大了貧困人口內部的收入差距。

綜上所述，現(xiàn)有針對連片特困區(qū)減貧政策的研究較少，除李紹平等人[16]針對劃定特困區(qū)本身的減貧政策做了研究，實證考察集中連片特困地區(qū)減貧政策對片區(qū)縣經(jīng)濟發(fā)展的影響外，少有學者對此項減貧政策進行研究，且針對該政策對農(nóng)民可支配收入影響的研究少之又少。

三、模型與估計方法

《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要（2011-2020年）》可被看做是在全國范圍內進行的一項政策試驗，為了考察該政策實施效果，通常采用DID[17，18]進行評估。本文設計如下回歸模型：

ln yi，t =β0 + β1treati + β2 tt+β3 treati*tt+yzi，t +δi+vt+εi，t（1）

其中，被解釋變量為地區(qū)i在t年的按價格指數(shù)平減后的農(nóng)民人均可支配收入對數(shù)值。為判斷地區(qū)i是否劃入連片特困區(qū)的虛擬變量，表示政策發(fā)生的虛擬變量，二者的交互項為本文的核心解釋變量。當treat=1時，表示地區(qū)i為所劃入連片特困區(qū)的縣，為實驗組，否則為對照組。當t=1時，表示第t年為政策沖擊事件發(fā)生的年份，文中具體指《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要（2011-2020年）》提出的年份。由于該文件于2011年11月提出的，政策的實施效果具有一定的滯后性，因此本文選擇2012年作為政策沖擊事件發(fā)生的年份。yzi，t 為可能影響農(nóng)民收入水平的其他控制變量，δi表示個體固定效應，vi表示時間固定效應，εi，t為隨機誤差項。

利用 DID 方法最重要的前提就是實驗組和對照組的變動趨勢隨時間變化并不存在系統(tǒng)性差異。除DID 方法的檢驗外，根據(jù)Heckman et al.[19，20]提出采用雙重差分傾向得分匹配法 （PSM-DID），也可驗證其共同趨勢假設。PSM-DID 的基本思路是在對照組中找到某個縣j，使得j與實驗組中的縣i的可觀測變量盡可能相似（匹配），即 Xi≈Xj。本文采用核匹配的方法來確定權重。在對樣本進行 PSM 處理后，本文借助以上兩個虛擬變量將全樣本進一步分為四組，通過四組樣本回歸系數(shù)的相互關系，即可判定扶貧開發(fā)綱要的實施對農(nóng)民收入產(chǎn)生的凈效應。DID 模型中各參數(shù)含義如表 1所示：

四、數(shù)據(jù)來源、變量解釋及描述性統(tǒng)計

采用2005-2017年陜西省、甘肅省、青海省、寧夏省和山西省共260個縣的面板數(shù)據(jù)（實驗組數(shù)據(jù)共1001個，對照組數(shù)據(jù)共2379個）來評估扶貧綱要連片特困區(qū)的確定對區(qū)域內農(nóng)民收入的影響效果。數(shù)據(jù)來源于2005-2017年《中國縣（市）社會經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》、《中國縣域統(tǒng)計年鑒（縣市卷）》、各省份歷年統(tǒng)計年鑒、各縣（市）歷年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報及萬得（WIND）咨詢金融終端。

為探究政策對農(nóng)民收入的影響，用統(tǒng)計年鑒中的各縣農(nóng)民人均可支配收入按可比價格計算后的實際農(nóng)民人均可支配收入的對數(shù)值作為被解釋變量。文章核心解釋變量為treat*t的交互項，若該縣在2012年政策實施后且屬于連片特困區(qū)賦值為1，否則為0。為控制其他因素的影響，本文還選取了八個控制變量，因為教育水平、人口、社會福利、經(jīng)濟發(fā)展與收入之間存在著密切的聯(lián)系，人力資本少，人口多，社會福利水平底下和經(jīng)濟發(fā)展不平衡必將導致貧困的產(chǎn)生，因此采用中小學在校人數(shù)來度量地區(qū)人力資本水平，以其作為衡量教育的指標;用年末人口，鄉(xiāng)村人口占比及鄉(xiāng)村從業(yè)人員數(shù)作為衡量人口結構的指標;以福利院數(shù)和醫(yī)院床位數(shù)作為衡量社會福利水平的指標;用產(chǎn)業(yè)增加值和政府財政收入作為衡量經(jīng)濟發(fā)展的指標。

表 3 列示了各主要變量的描述性統(tǒng)計結果，觀測值表示未經(jīng) PSM 處理的樣本量為3380。據(jù)表中數(shù)據(jù)觀察得，被解釋變量lny服從正態(tài)分布，標準差較小且最大最小值之差也較小，相對較為穩(wěn)定。解釋變量population的概率分布函數(shù)略微右偏，但平均數(shù)與中位數(shù)相差不大，基本服從正態(tài)分布。另外，從衡量經(jīng)濟數(shù)據(jù)的標準差來看，相比而言lnsecond較大，數(shù)據(jù)離散性較明顯，說明各縣該指標的差距比lnfirst和lnfinance大。Education和welfare的最大最小值的差值較大，但平均值偏向右側，說明有小部分縣的人力資本和社會福利情況不佳，需要關注并調整。

五、實證分析

各地區(qū)的貧困水平差異程度較大，而《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要（2011-2020年）》的提出為連片特困區(qū)的劃分提供了一個準自然實驗。本文運用DID方法評估這一文件對劃入特困區(qū)的縣級農(nóng)民收入的政策效應。

表4中，列（1）是不添加其他控制變量的結果，列（2）是加入其他控制變量的結果?？梢缘贸觯谖醇尤肟刂谱兞恳郧?，該政策實施對農(nóng)民收入的影響效果不顯著，而加入控制變量之后，發(fā)現(xiàn)該政策對農(nóng)民收入產(chǎn)生了顯著的負向效果。控制變量的回歸結果顯示對農(nóng)民收入或多或少都產(chǎn)生了一定的影響，其中代表經(jīng)濟的三個指標對農(nóng)民增收起到了明顯的推動作用，鄉(xiāng)村人口占比和鄉(xiāng)村從業(yè)人員數(shù)對農(nóng)民收入影響顯著為負，其他控制變量的影響效果較小。

（一）DID適用性檢驗

根據(jù)圖1顯示，在《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要（2011-2020年）》政策實施以前，中西部五省劃入連片特困區(qū)的縣和未劃入連片特困區(qū)的縣在農(nóng)民人均可支配收入上的變化趨勢基本相同，可以確定實驗組和對照組選取合理。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為降低DID估計的偏誤，本文進一步采取PSM-DID方法進行穩(wěn)健性檢驗，首先通過treat對控制變量進行 logit 回歸，獲得傾向得分?；貧w結果顯示，除worker，lnfirst，lnfinance外，其余變量都對被解釋變量具有顯著作用; 接著通過Stata軟件，采用核匹配 （Kernel Matching）進行估計，穩(wěn)健性檢驗的結果見表5。結果顯示，傾向得分匹配后，處理組和控制組之間協(xié)變量均值并不存在顯著差異，處理組和控制組間各變量均衡分布。在運用 PSM-DID檢驗方法后，該政策對農(nóng)民收入具有顯著的負向影響，與前文分析一致。

（三）反事實檢驗

為了進一步驗證結果的穩(wěn)健性，通過改變政策實施的時間進行反事實檢驗。除了扶貧綱要這一政策可能導致不同地區(qū)農(nóng)民收入造成影響外，可能還有其他一些政策或者事件引起上述變化，這會使得前文得到的結果不可靠。為了排除這些可能，我們假設集中連片特困地區(qū)減貧政策早1-3年實施，如果此時該政策的影響依存在，則說明農(nóng)民收入的變動很可能是由其他政策或事件帶來的;如果此時該政策的影響不存在了，那么說明農(nóng)民收入的降低確實是由扶貧綱要這一政策引起的。表 6 給出了假設該政策早1-3年實施的估計結果。可以看出，前文核心解釋變量具有顯著的系數(shù)，現(xiàn)在結果不再顯著，這從另一個角度說明之前得到的結果是穩(wěn)健的，即《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要（2011-2020年）》這一政策確實對地區(qū)農(nóng)民收入產(chǎn)生了影響。

（四）不同收入組的效應分析

為進一步探究政策實施對農(nóng)民收入的效果，將農(nóng)民收入劃分為中高低三個水平，根據(jù)精準扶貧的政策解讀，國家現(xiàn)行的貧困標準按農(nóng)民可支配收入計算，2017年貧困線標準為3335元/年，因此本文以3335作為劃分低收入組和中等收入組的標準;根據(jù)“三步走”的戰(zhàn)略目標，從總體小康水平到全面小康的20年間，我國的經(jīng)濟總量將翻兩番，但根據(jù)GDP增長和農(nóng)民純收入增長的關系測算，屆時農(nóng)民可支配收入只能增長1.5倍左右，人均接近6000元，因此將6000為界，作為劃分中等收入組和高收入組的依據(jù)。表6報告了中高低三組的PSM-DID回歸結果：

從樣本數(shù)來看，低收入組實驗組樣本數(shù)多于對照組，說明劃為連片特困區(qū)的縣中低收入組較多，而中等收入組和高收入組明顯對照組匹配樣本數(shù)高，其中高收入組在劃入連片特困區(qū)的縣中所匹配的樣本數(shù)極少，這與現(xiàn)實情況相符合。DID的回歸系數(shù)顯示，該政策對低收入組農(nóng)民收入產(chǎn)生了顯著的負向影響，對中等收入組農(nóng)民收入產(chǎn)生了微小的負向影響，雖然對高收入組農(nóng)民收入的估計系數(shù)為正，但是由于P值不顯著，因此實際該政策對高收入組農(nóng)民收入無顯著影響。

（五）機制檢驗

從以上的各種回歸結果和檢驗結果可以發(fā)現(xiàn)，連片特困區(qū)的劃分并未對農(nóng)民收入產(chǎn)生積極影響，到底是什么原因使該政策的效應未得到發(fā)揮，因此進一步對各協(xié)變量進行機制檢驗。

根據(jù)表8中交互項結果顯示，除welfare、worker和lnfinance外，政策對其他解釋變量的影響要不為負，要不不顯著。而根據(jù)前文的回歸結果顯示worker對農(nóng)民收入影響為負，因此，劃分連片特困區(qū)的政策僅對福利水平和政府財政收入產(chǎn)生促進作用，而對于其他使農(nóng)民收入增加的驅動因素均產(chǎn)生了“擠出效應”，從而使該政策效果不佳并落入政策陷阱中。

六、結論與原因分析

《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要（2011-2020年）》作為一項重要的減貧文件，文章的重點是利用中西部五省的縣級水平，建立連片特困區(qū)對農(nóng)民收入的影響。利用中西部五省各縣級2005-2017年的面板數(shù)據(jù)，采用PSM-DID的方法對這一問題進行了檢驗。結果發(fā)現(xiàn)，該政策未對農(nóng)民收入產(chǎn)生積極的增收效果，在將農(nóng)民收入分為中高低三組后，結果顯示該政策對低收入組產(chǎn)生明顯的負向作用，對中等收入組也產(chǎn)生負向作用但是對農(nóng)民收入的減少程度不如低收入組，對高收入組無顯著影響，對該機制的進一步分析表明，該政策對中小學數(shù)量和第二產(chǎn)業(yè)增加值產(chǎn)生負面影響。政策實施只通過福利水平，政府財政收入對農(nóng)民收入產(chǎn)生積極影響。究其原因：

一是該政策屬于宏觀性政策，而宏觀政策往往需要配合微觀政策的實施才能達到更好的效果。國家對劃入連片特困區(qū)的地區(qū)給予了大量的投資，以改善這些地區(qū)的基礎設施、生態(tài)建設和環(huán)境保護等各個方面，這必將在整體層面上提高一個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展，然而這卻無法保證對農(nóng)民個體的收入產(chǎn)生正向的影響。

二是習近平總書記提出“面對貧困，首先要發(fā)動貧困群眾自身的主動性積極性，同時還要積極為群眾致富創(chuàng)造條件?！倍B片特困區(qū)的劃分依據(jù)是農(nóng)民人均純收入，被納入連片特困區(qū)意味會吸引更多的減貧和優(yōu)惠政策，對于長期貧困的地區(qū)來說，坐等減貧政策實行成常態(tài)，最終只會依靠補貼而徹底喪失依靠自身解決貧困的積極性，因此最終對農(nóng)民收入的增加是微乎其微的。再者，隨著經(jīng)濟水平的增長，微小的增加達不到物價水平的提升，因此實際來看農(nóng)民相對收入下降。扶貧先扶志，失志則不可能成功減貧，農(nóng)民收入也不會提高。

三是劃分連片特困區(qū)，目的在于國家將優(yōu)先加大對特困區(qū)的投入和幫扶，但是由于劃分的區(qū)域通常橫跨幾個省或者省內多個縣，區(qū)域之間貧困情況不同，農(nóng)民收入情況也不同。但是，特困區(qū)下發(fā)的減貧政策通常未考慮地區(qū)差異，即政策只具有普適性而缺乏針對性和有效性，政策層層傳導的速度也慢，從而導致最需要幫扶的低收入貧困戶負向效果明顯。因此在2013年11月，習近平總書記提出“實事求是、因地制宜、分類指導、精準扶貧”的重要指示，以提高扶貧的針對性和有效性。

七、政策建議

（一）宏觀微觀雙管齊下

由上文分析可得，該政策對農(nóng)民的收入效應不顯著，說明僅依靠宏觀層面的政策和政府投資難以真正落實農(nóng)戶的增收效果，因此除宏觀政策外，政府也需要在貧困地區(qū)實施微觀層面的政策，例如社會保障政策，通過針對農(nóng)戶或個人進行支持，防止農(nóng)戶因病返，并為農(nóng)村缺少收入來源和勞動能力的貧弱農(nóng)戶解決溫飽問題來解決貧困。

（二）造血輸血同時進行

自扶貧綱要頒布以來，國家對連片特困區(qū)進行了重點幫扶，投入大量資金來解決連片特困區(qū)的貧困問題，然而，根據(jù)本文研究，連片特困區(qū)的劃分實際對農(nóng)民人均可支配收入產(chǎn)生了負向影響效應，且對低收入農(nóng)民的負向影響最大。這說明我們不能只依靠“輸血”來維持貧困戶的“生命”，要早日端正農(nóng)民的思想，扶貧先扶志，小康的生活不是通過“等要靠”，只有增強“造血”功能，解決貧困人口不會脫貧和不能脫貧問題，激發(fā)貧困人口的內生動力，從而做到能積極脫貧和自主脫貧，才能早日脫貧實現(xiàn)全面小康。

（三）連片扶貧精準實行

連片特困地區(qū)集老少邊窮等特點，貧困程度深、差異大且成因復雜，僅劃分特困區(qū)并對其加大投資力度和實行各種減貧政策效果不大，缺乏針對性才會產(chǎn)生與預期相反的結果。因此，連片特困區(qū)的扶貧必須要做到因地制宜，精準識別，除了精準到戶，也要根據(jù)各地情況差異采取不同的扶貧模式。爭取在多維貧困、區(qū)域發(fā)展、精準扶貧的視角下，提高脫貧手段精準度同時構建精準扶貧與連片特困地區(qū)攻堅融合推進的新扶貧機制，早日實現(xiàn)全面脫貧與中國全面建設小康社會的奮斗目標。

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（責任編輯：羅湘龍）