劉生龍 鄭世林

摘 要：增長(zhǎng)和收斂是宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型所關(guān)注的兩個(gè)重要問(wèn)題。本文在一個(gè)巴羅類(lèi)型的增長(zhǎng)模型基礎(chǔ)之上利用2005-2016年中國(guó)的縣級(jí)面板數(shù)據(jù)，基于雙差分模型驗(yàn)證2011年以來(lái)最新的減貧政策對(duì)貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和區(qū)域收斂的影響。本文的實(shí)證研究結(jié)果表明，減貧政策的確促進(jìn)了貧困地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，使得處理組的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率增加了1.52個(gè)百分點(diǎn)，對(duì)貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度達(dá)到了13.5%。此外，本文的實(shí)證估計(jì)結(jié)果還表明，中國(guó)的縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在條件beta收斂，也就是說(shuō)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增速相對(duì)而言高于發(fā)達(dá)地區(qū)，這也使得從整體來(lái)看中國(guó)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)在2011年之后呈不斷收斂的趨勢(shì)。不過(guò)，仍然是基于雙差分估計(jì)，本文發(fā)現(xiàn)減貧政策并沒(méi)有促使貧困區(qū)域內(nèi)部收斂。

關(guān)鍵詞：減貧政策；增長(zhǎng)效應(yīng)；收斂效應(yīng)；雙差分估計(jì)

一、引 言

中國(guó)在降低貧困方面是世界上最為成功的國(guó)家，不論以哪一年貧困標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行衡量，1990-2017年期間中國(guó)的農(nóng)村貧困人口數(shù)量都大幅度下降（見(jiàn)圖1）。利用跨國(guó)數(shù)據(jù)，Dollar and Kraay （2002）的研究表明，持續(xù)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能夠有效降低貧困發(fā)生率。1979-2017年中國(guó)的年均GDP增長(zhǎng)率達(dá)到了9.5%，是中國(guó)農(nóng)村貧困發(fā)生率快速下降的最重要的原因之一。不過(guò)，已有的研究表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并不是導(dǎo)致貧困發(fā)生率下降的萬(wàn)能藥，因?yàn)橐恍┨厥獾貐^(qū)的貧困居民并不一定能夠分享到長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)的福利（Ravallion & Jalan， 1999； Morduch， 2000）。為了幫助一些貧困地區(qū)實(shí)現(xiàn)扶貧目標(biāo)，政府往往針對(duì)這些地區(qū)提供一系列公共扶持政策，包括有偏向的公共基礎(chǔ)設(shè)施投資、專(zhuān)項(xiàng)轉(zhuǎn)移資金支持等措施（Ravallion， 2007；李紹平等，2018）。然而，這些減貧政策能否達(dá)到既定目標(biāo)，帶動(dòng)貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和區(qū)域收斂，則需要進(jìn)行科學(xué)的政策評(píng)估。

自20世紀(jì)90年代以來(lái)，中國(guó)政府實(shí)施了三次大規(guī)模的扶貧戰(zhàn)略，分別是1993年的《國(guó)家八七扶貧攻堅(jiān)計(jì)劃（1994-2000年）》、2001年的《中國(guó)農(nóng)村扶貧開(kāi)發(fā)綱要（2001-2010年）》和2011年的《中國(guó)農(nóng)村扶貧開(kāi)發(fā)綱要（2011-2020年）》。伴隨著三大扶貧戰(zhàn)略的實(shí)施，中國(guó)加大了財(cái)政性扶貧資金支持力度，1994-2000年財(cái)政扶貧資金累計(jì)達(dá)到531.8億元，年均增長(zhǎng)率為9.8%；2001-2010年財(cái)政扶貧資金累計(jì)達(dá)到1 440.3億元，年均增長(zhǎng)率為9.3%。12011年的扶貧計(jì)劃與前兩次相比存在兩個(gè)明顯的不同之處：首先是提出精準(zhǔn)扶貧的理念，以14個(gè)集中連片特困地區(qū)作為扶貧主戰(zhàn)場(chǎng)。2012年將國(guó)家級(jí)貧困縣從過(guò)去的592個(gè)增加到680個(gè)2，此外，還有38個(gè)縣從先前的國(guó)家貧困縣中退出。其次是，明確提出要在2020年實(shí)現(xiàn)全面建成小康社會(huì)，消除絕對(duì)貧困。為了達(dá)到這一目標(biāo)，中央政府在2015年和2016年還相繼出臺(tái)了《關(guān)于打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)的決定》和《“十三五”脫貧攻堅(jiān)規(guī)劃》，扶貧力度隨之加大。2011-2016年財(cái)政扶貧資金累計(jì)達(dá)到了3 413.7億元，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)2001-2010年10年的總和，財(cái)政扶貧資金年均增長(zhǎng)率達(dá)到17.9%。

中國(guó)的農(nóng)村貧困問(wèn)題在經(jīng)濟(jì)學(xué)界受到了高度關(guān)注（林伯強(qiáng)，2005；Ravallion & Chen， 2007； 汪三貴，2008；Chen and Ravallion， 2010； Glauben et al.， 2012，毛捷等，2012），許多學(xué)者關(guān)注針對(duì)貧困地區(qū)的減貧政策的實(shí)施效果，比如說(shuō)關(guān)注減貧政策是否促進(jìn)收入或消費(fèi)增長(zhǎng)（Jalan and Ravallion， 1998； Rozelle et al.， 1998； Park et al.， 2002；Park and Wang， 2010；Meng， 2013），抑或是促進(jìn)公共投資增加（Park and Wang， 2010）。在這些文獻(xiàn)中，很多關(guān)注1993年的八七減貧政策的效應(yīng)，Park et al.（2002）基于雙差分方法（DID）的估計(jì)結(jié)果表明，該政策使得1992-1995年人均收入增長(zhǎng)率增加了0.91%；而Meng（2013）基于斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)（RDD）的估計(jì)結(jié)果表明，該政策使得1994-2000年農(nóng)村人均收入增加了38.4%。也有一些文獻(xiàn)關(guān)注2001年的減貧政策的實(shí)施效果，Park and Wang（2010）利用匹配方法的估計(jì)結(jié)果表明，減貧政策使得2001-2004年貧困村的政府投資和私人投資都顯著增加，但是該政策并沒(méi)有使得貧困家庭的收入或消費(fèi)增加。陳飛和盧建詞（2014）對(duì)2001-2009年期間的減貧效應(yīng)進(jìn)行了評(píng)估，發(fā)現(xiàn)收入增長(zhǎng)有助于降低貧困發(fā)生率，然而收入分配不公平使得經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的減貧速度下降。從現(xiàn)有的文獻(xiàn)可以看到，當(dāng)前的文獻(xiàn)關(guān)注減貧政策的實(shí)施效果時(shí)主要關(guān)注的是對(duì)增長(zhǎng)的影響，到目前為止尚未發(fā)現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)注減貧政策對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的影響。

盡管2011年以來(lái)中國(guó)新一輪的大規(guī)模扶貧計(jì)劃已經(jīng)實(shí)施多年，而且從圖1也可以看出，即使用最新的貧困線(xiàn)標(biāo)準(zhǔn)來(lái)看中國(guó)農(nóng)村的絕對(duì)貧困人口數(shù)量也已經(jīng)大大降低，扶貧效果非常明顯，但是到目前為止，對(duì)2011年中國(guó)減貧政策進(jìn)行科學(xué)評(píng)估的文獻(xiàn)并不多見(jiàn)，就目前筆者收集到的文獻(xiàn)來(lái)看，僅有少量文獻(xiàn)研究了2012年以來(lái)集中連片特困區(qū)的減貧政策對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響（李紹平等，2018）。鑒于此，本文基于自然實(shí)驗(yàn)的方法檢驗(yàn)2011年以來(lái)的減貧政策的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)和區(qū)域收斂效應(yīng)。本文的研究有助于對(duì)2011年以來(lái)最新的一次大規(guī)模減貧政策的增長(zhǎng)效應(yīng)進(jìn)行更新的認(rèn)識(shí)，也有助于識(shí)別減貧政策對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)收斂的影響，而這些對(duì)于中國(guó)2020年全面建成小康社會(huì)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

為考察減貧政策對(duì)中國(guó)貧困縣的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的影響，本文將借助于2012年國(guó)家級(jí)貧困縣有一個(gè)明顯的增加這樣一個(gè)“自然”事件，基于中國(guó)的縣級(jí)面板數(shù)據(jù)，通過(guò)雙差分（difference in difference，以后簡(jiǎn)稱(chēng)DID）模型進(jìn)行實(shí)證分析。對(duì)政策效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)時(shí)最大的問(wèn)題來(lái)自政策設(shè)計(jì)的非隨機(jī)性（Ravallion，2008），尤其是公共政策僅僅針對(duì)某一特定的特征區(qū)域進(jìn)行干預(yù)時(shí)，選擇性偏差會(huì)使得OLS估計(jì)發(fā)生偏誤。如果處理組（treatment group）和控制組（control group）在不存在政策干預(yù)時(shí)的發(fā)展趨勢(shì)是一樣的，此時(shí)DID估計(jì)就是處理組平均的政策處理效應(yīng)（Average treatment effect of the treated， 以后簡(jiǎn)稱(chēng)ATT）（Meyer，1994）。

基于DID估計(jì)，本文發(fā)現(xiàn)減貧政策的確促進(jìn)了貧困地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，使得處理組的經(jīng)濟(jì)增速增加了1.52個(gè)百分點(diǎn)，對(duì)貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度達(dá)到了13.5%。另外，增長(zhǎng)模型的實(shí)證估計(jì)結(jié)果表明中國(guó)的縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在beta收斂，也就是說(shuō)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增速相對(duì)而言高于發(fā)達(dá)地區(qū)。從2011年開(kāi)始，中國(guó)縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)散程度開(kāi)始逐年下降，欠發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增速高于發(fā)達(dá)地區(qū)，從而使得區(qū)域發(fā)展差距在不斷縮小。本文還基于DID方法估計(jì)了減貧政策對(duì)處理組（欠發(fā)達(dá)地區(qū)）內(nèi)部經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距的影響，研究結(jié)果表明減貧政策沒(méi)有促進(jìn)貧困縣內(nèi)部的區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂，這也就意味著減貧政策雖然從整體上促進(jìn)了貧困縣的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)加速，但是對(duì)不同的貧困縣來(lái)說(shuō)，減貧政策的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)是不一樣的，有些貧困縣利用減貧政策實(shí)現(xiàn)了更高速的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而有些貧困縣則沒(méi)有利用減貧政策實(shí)現(xiàn)高速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

二、背 景

1. 中國(guó)的減貧政策

中國(guó)的貧困表現(xiàn)出明顯的地域性特征，首先，絕大部分貧困發(fā)生在農(nóng)村地區(qū)（World bank， 2000）；其次，東部沿海地區(qū)農(nóng)村貧困發(fā)生率低，中西部?jī)?nèi)陸地區(qū)農(nóng)村貧困發(fā)生率高（Ravallion and Jalan， 1999）。

自1980年代中期以來(lái)，中國(guó)中央政府一共發(fā)起了四輪扶貧計(jì)劃：第一輪是1986-1993年，以1987年國(guó)務(wù)院發(fā)布《關(guān)于加強(qiáng)貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)開(kāi)發(fā)工作的通知》為標(biāo)志；第二輪是1994-2000年，以1993年國(guó)務(wù)院頒布《國(guó)家八七扶貧攻堅(jiān)計(jì)劃（1994-2000年）》為標(biāo)志；第三輪是2001-2010年，以2001年出臺(tái)的《中國(guó)農(nóng)村扶貧開(kāi)發(fā)綱要（2001-2010年）》為標(biāo)志；第四輪是2011年，以2011年出臺(tái)的《中國(guó)農(nóng)村扶貧開(kāi)發(fā)綱要（2011-2020年）》為標(biāo)志。Meng（2013）對(duì)第一、二輪的減貧政策進(jìn)行了闡述，這里主要介紹第三輪和第四輪的減貧政策。

2. 2001年的減貧政策

進(jìn)入新世紀(jì)，隨著我國(guó)貧困規(guī)模的不斷減小，農(nóng)村貧困人口分布呈現(xiàn)出“大分散、小集中”特點(diǎn)。2001年制定的《中國(guó)農(nóng)村扶貧開(kāi)發(fā)綱要（2001-2010年）》把貧困人口集中的中西部少數(shù)民族地區(qū)、革命老區(qū)、邊疆地區(qū)和特困地區(qū)作為扶貧開(kāi)發(fā)的重點(diǎn)。這一時(shí)期減貧政策將瞄準(zhǔn)目標(biāo)降低到了村級(jí)，2001年在全國(guó)確定了14.8萬(wàn)個(gè)貧困村作為扶貧工作重點(diǎn)，強(qiáng)調(diào)以村為單位調(diào)動(dòng)農(nóng)民的參與積極性進(jìn)行農(nóng)村扶貧綜合開(kāi)發(fā)。這些重點(diǎn)村占全國(guó)行政村總數(shù)的21%，覆蓋了全國(guó)80%的農(nóng)村貧困人口。2001年對(duì)國(guó)家級(jí)貧困縣進(jìn)行了調(diào)整，具體來(lái)說(shuō)就是取消了所有沿海發(fā)達(dá)地區(qū)的國(guó)家級(jí)貧困縣，增加了中西部地區(qū)的貧困縣數(shù)量，國(guó)家級(jí)貧困縣總數(shù)與1994年相比保持不變，仍然是592個(gè)。

從圖1可以看到，2001-2010年中國(guó)的扶貧工作取得了巨大的成就，按照2008年的貧困線(xiàn)標(biāo)準(zhǔn)，中國(guó)的農(nóng)村絕對(duì)貧困人口從9 422萬(wàn)下降到2 688萬(wàn)，第一個(gè)《綱要》目標(biāo)基本實(shí)現(xiàn)。然而，2001-2010年期間中國(guó)的貧困問(wèn)題在區(qū)域之間的不平衡性表現(xiàn)得更加明顯。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局所公布的數(shù)據(jù)，西部地區(qū)除重慶之外，其余12個(gè)省和自治區(qū)的綜合發(fā)展指數(shù)達(dá)不到全國(guó)發(fā)展水平。此外，2008年發(fā)生的全球金融危機(jī)使得進(jìn)城務(wù)工人員的生計(jì)發(fā)生困難，震災(zāi)和冰災(zāi)等一些嚴(yán)重的自然災(zāi)害使得農(nóng)村地區(qū)返貧問(wèn)題嚴(yán)重。發(fā)展不平衡使得連片特困區(qū)的貧困問(wèn)題更加突出，從2001年到2009年，西部地區(qū)貧困人口比例從61%增加到了66%，民族地區(qū)八省的貧困率從34%增加到40.4%。

3. 2011年的減貧政策

2011年出臺(tái)的《中國(guó)農(nóng)村扶貧開(kāi)發(fā)綱要（2011-2020）》提出總體目標(biāo)為“兩不愁三保障”，即到2020年，穩(wěn)定實(shí)現(xiàn)農(nóng)村貧困人口不愁吃、不愁穿，義務(wù)教育、基本醫(yī)療和住房安全有保障。2011年以來(lái)中國(guó)的扶貧策出現(xiàn)了一些新的特點(diǎn)：首先是貧困線(xiàn)標(biāo)準(zhǔn)有了較大幅度的提高，將農(nóng)民人均純收入2 300元（2010年不變價(jià)）定為新的國(guó)家扶貧標(biāo)準(zhǔn)。其次是扶貧方式發(fā)生轉(zhuǎn)變，提出“精準(zhǔn)扶貧”理念。精準(zhǔn)扶貧以14個(gè)連片特困地區(qū)作為主戰(zhàn)場(chǎng)，2014年，中國(guó)完成了規(guī)模浩大的貧困人口建檔立卡工作，為推進(jìn)精準(zhǔn)扶貧奠定了基礎(chǔ)。2015年，中央財(cái)政預(yù)算安排扶貧資金補(bǔ)助地方部分460.9億元，比上年增長(zhǎng) 8%，重點(diǎn)支持集中連片特困地區(qū)的扶貧工作。第三，扶貧目標(biāo)不僅包括農(nóng)民人均純收入的增長(zhǎng)幅度要高于全國(guó)平均水平，還包括基本公共服務(wù)主要領(lǐng)域指標(biāo)接近全國(guó)平均水平，扭轉(zhuǎn)發(fā)展差距擴(kuò)大的趨勢(shì)。第四，綱要目標(biāo)任務(wù)包括基本農(nóng)田和農(nóng)田水平、特色優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)、生產(chǎn)生活用電、交通、農(nóng)村危房改造、教育、飲水安全、醫(yī)療衛(wèi)生等領(lǐng)域的具體目標(biāo)。第五，積極促進(jìn)扶貧資金來(lái)源多樣化。2016年，中國(guó)國(guó)務(wù)院出臺(tái)《國(guó)務(wù)院辦公廳關(guān)于支持貧困縣開(kāi)展統(tǒng)籌整合使用財(cái)政涉農(nóng)資金試點(diǎn)的意見(jiàn)》，鼓勵(lì)對(duì)涉農(nóng)資金進(jìn)行整合，鼓勵(lì)社會(huì)力量進(jìn)入扶貧開(kāi)發(fā)領(lǐng)域。

2012年，由于新增了11個(gè)集中連片特困區(qū)，加上已明確實(shí)施特殊減貧政策的西藏、四省藏區(qū)、新疆南疆三地州，中國(guó)共劃分出14個(gè)片區(qū)作為連片特困區(qū)進(jìn)行重點(diǎn)扶貧幫扶，這14個(gè)片區(qū)共涉及到680個(gè)縣，使得2012年的貧困縣數(shù)量在2001年的基礎(chǔ)之上有了明顯的增加。相對(duì)于2001年，2012年中國(guó)國(guó)家貧困縣所占的比重明顯增加，而且貧困縣的分布也更加集中。

種種跡象表明，2011年之后中國(guó)極大地強(qiáng)化了中央和地方政府的扶貧力度，更加重視公共服務(wù)投資來(lái)縮小地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)差距，同時(shí)也提高了扶貧的精準(zhǔn)度。從扶貧效果上來(lái)看也非常明顯，圖1的數(shù)據(jù)顯示，如果按照2012年國(guó)家貧困線(xiàn)標(biāo)準(zhǔn)，中國(guó)的貧困人口從2012年的98萬(wàn)人增加到2017年的3 046萬(wàn)人，貧困發(fā)生率從10.2%下降至3.1%。1不過(guò)這里需要強(qiáng)調(diào)的是，僅僅從觀測(cè)到的數(shù)據(jù)本身并不能精確地評(píng)估減貧政策的實(shí)施效果。目前關(guān)于中國(guó)減貧政策的研究主要集中于政策對(duì)農(nóng)民收入的影響，但《綱要》更重視公共服務(wù)提升、發(fā)展特色優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)，以及金融扶貧，來(lái)縮小區(qū)域之間的發(fā)展差距，因此，本文考察減貧政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的影響。盡管不同的貧困縣之間的發(fā)展程度是有差別的，但是中央政府針對(duì)貧困縣的幫扶政策是統(tǒng)一制定的，因此，政府針對(duì)貧困縣的幫扶強(qiáng)度在不同貧困縣之間大致是相同的。本文中假定政府對(duì)貧困縣的幫扶強(qiáng)度具有同質(zhì)性（homogeneous treatment），在此假定基礎(chǔ)上估計(jì)針對(duì)貧困縣的政策處理效應(yīng)。

三、實(shí)證策略：雙差分估計(jì)

1. 一般的雙差分估計(jì)

雙差分方法主要用來(lái)研究一些政策效應(yīng)對(duì)處理組的政策影響，它的基本原理就是比較處理組在“處理”前后的變化相對(duì)于控制組在“處理”前后的變化。這種估計(jì)有效的一個(gè)基本假設(shè)是：如果沒(méi)有政策沖擊，控制組在政策前后的變化與處理組是相同的。本文中的處理組是貧困狀態(tài)發(fā)生變化的那些縣，包括38個(gè)2012年新進(jìn)入的國(guó)家級(jí)貧困縣和88個(gè)因?yàn)檫B片特困區(qū)的劃分進(jìn)入的國(guó)家級(jí)貧困縣?？刂平M是那些貧困狀態(tài)沒(méi)有發(fā)生改變的縣，包括2012年前后貧困狀態(tài)沒(méi)變的貧困縣和非貧困縣。如果減貧政策能有效地促進(jìn)貧困地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂，那么處理組的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率（收斂速率）的變化應(yīng)該顯著高于控制組的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率（收斂速率）的變化。

四、增長(zhǎng)效應(yīng)估計(jì)

1. 數(shù)據(jù)及其描述性統(tǒng)計(jì)

本文使用的數(shù)據(jù)分別來(lái)自于CEIC中國(guó)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)和不同年份的《中國(guó)扶貧開(kāi)發(fā)年鑒》。所收集的數(shù)據(jù)是縣級(jí)面板數(shù)據(jù)，時(shí)間范圍從2005年到2016年，所包含的縣數(shù)在不同的年份從1 400到1 614個(gè)不等。本文用人均實(shí)際GDP增長(zhǎng)率來(lái)衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，人均實(shí)際GDP用GDP平減指數(shù)進(jìn)行平減（2005=100）。

表2給出了初始年份2005年和國(guó)家貧困縣發(fā)生重要調(diào)整的2012年的所有數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)。對(duì)比2005年和2012年的數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，2012年中國(guó)的縣域人均GDP達(dá)到了19 741元（2005年不變價(jià)），是2005年的2倍多。在2005年的縣級(jí)樣本中，31%的縣是國(guó)家級(jí)貧困縣，由于2012年對(duì)貧困縣進(jìn)行了調(diào)整，增加了連片特困區(qū)，使得貧困縣的數(shù)量大幅度增加，因此2012年貧困縣的比重也明顯增加，達(dá)到了39%。

除了被解釋變量和核心解釋變量外，表2中還給出了其他影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的控制變量，包括：初始人均GDP，用前一年份的人均實(shí)際GDP來(lái)衡量，反映的是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平本身對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響；人力資本變量，分別用每萬(wàn)人中小學(xué)生人數(shù)和中學(xué)生人數(shù)來(lái)衡量；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量，用第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重來(lái)衡量；實(shí)物資本投資率，用固定資產(chǎn)投資占GDP比重來(lái)進(jìn)行衡量；政府規(guī)模，用政府財(cái)政性支出占GDP比重來(lái)衡量；人口規(guī)模，用總?cè)丝跀?shù)量進(jìn)行衡量。從表2可以看到，2012年與2005年相比，人力資本、投資率、政府支出比重和人口規(guī)模都顯著增加。

表3給出了2005年和2012年分國(guó)家貧困縣狀態(tài)的描述性統(tǒng)計(jì)。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明，貧困縣的發(fā)展程度的確遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于非貧困縣。2005年貧困縣的人均GDP僅為5 464元，非貧困縣的人均GDP比貧困縣高93.2%。2012年貧困縣的人均GDP相對(duì)于2005年已經(jīng)大幅度提高，達(dá)到了11 147元，但是與非貧困縣相比所占比重相對(duì)2005年來(lái)說(shuō)更低，僅為非貧困縣的44.2%。2012年貧困縣和非貧困縣的收入相對(duì)差距相對(duì)于2005年來(lái)說(shuō)有所增加。

2. 增長(zhǎng)效應(yīng)實(shí)證結(jié)果

本文要用雙差分方法估計(jì)減貧政策的效應(yīng)，這就要求首先得搞清楚哪些縣在控制組，哪些縣在處理組。根據(jù)國(guó)家貧困縣狀態(tài)的變化情況，本文中縣域可以分成四類(lèi)情況：第一類(lèi)是2012年之前是非貧困縣，2012年成為貧困縣；第二類(lèi)是2012年前后都是非貧困縣；第三類(lèi)是2012年前后都是貧困縣；第四類(lèi)是2012年之前是貧困縣，2012年之后成為非貧困縣。第四類(lèi)情況非常少，因此在做雙差分估計(jì)時(shí)進(jìn)行了排除。本文以第一類(lèi)縣作為處理組、第二類(lèi)和第三類(lèi)縣作為控制組。

在進(jìn)行正式的回歸分析之前，本文首先圖示了處理組和控制組在2006-2016年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的變化趨勢(shì)（見(jiàn)圖4）?？梢钥吹?，在2012年之前，控制組與處理組經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的差距并不明顯，在一些年份，控制組的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率還明顯高于處理組。從2012年開(kāi)始，處理組的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率明顯高于控制組。由于從2012年開(kāi)始，處理組的減貧政策發(fā)生變化，而處理組的減貧政策沒(méi)有發(fā)生變化，因此，本文有理由認(rèn)為2012-2016年處理組的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)明顯高于控制組的原因就是減貧政策所導(dǎo)致。

在進(jìn)行雙差分回歸估計(jì)之前，本文先估計(jì)貧困縣本身對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，表4報(bào)告了估計(jì)結(jié)果?？梢钥吹?，貧困縣本身對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響顯著為正，在沒(méi)有其他控制變量情況下，貧困縣的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率要比非貧困縣高0.98個(gè)百分點(diǎn)，在加入了所有控制變量的情況下，貧困縣的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率要比非貧困縣高1.03個(gè)百分點(diǎn)。貧困縣的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更快既有可能是減貧政策影響，也有可能是因?yàn)樨毨Эh經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后，增長(zhǎng)的潛力和空間更大。第2列對(duì)數(shù)人均GDP前面的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明落后地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增速確實(shí)比發(fā)達(dá)地區(qū)更快一些。因此，OLS估計(jì)比較貧困縣和非貧困縣之間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的差距不能夠反映干凈的減貧政策效應(yīng)。

為了能夠識(shí)別出減貧政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“凈”效應(yīng)，本文基于雙差分方法對(duì)減貧政策的效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)，具體來(lái)說(shuō)就是對(duì)方程式（2）進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表5所示?？梢钥吹剑p差分估計(jì)結(jié)果顯著為正，減貧政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響在不控制其他變量的情況下是2.10個(gè)百分點(diǎn)，控制其他變量的情況下是1.52個(gè)百分點(diǎn)。由于影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素很多，加入控制變量的估計(jì)結(jié)果從理論上來(lái)說(shuō)應(yīng)該是更加接近真實(shí)的估計(jì)結(jié)果。本文的估計(jì)結(jié)果略高于Park et al.（2002）對(duì)于“八七扶貧政策”的評(píng)估效應(yīng)，一方面可能是在他們的文獻(xiàn)中，“八七扶貧政策”的實(shí)施時(shí)間還比較短，政策效應(yīng)還沒(méi)有完全顯現(xiàn)，另一個(gè)可能的原因就是2011年以來(lái)中國(guó)的減貧政策力度更大，因而對(duì)貧困縣的增長(zhǎng)效應(yīng)更加明顯。

雙差分估計(jì)結(jié)果明顯高于前面OLS的估計(jì)結(jié)果，說(shuō)明OLS估計(jì)會(huì)嚴(yán)重低估減貧政策對(duì)貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。2012-2016年貧困地區(qū)的年均經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率為11.27%，標(biāo)準(zhǔn)誤差為5.41%，這就意味著減貧政策對(duì)貧困縣經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度為13.5%，相當(dāng)于貧困縣經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的0.28個(gè)標(biāo)準(zhǔn)偏移。2012年之后中國(guó)貧困發(fā)生率迅速下降，一個(gè)合理的推斷就是減貧政策加速了貧困地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，使得這些落后地區(qū)的人均GDP迅速向發(fā)達(dá)地區(qū)靠近。

3. 有效性檢驗(yàn)

雙差分模型的實(shí)施有著嚴(yán)格的前提條件，那就是所涉及的控制組和處理組在政策實(shí)施前具有可比性，也就是說(shuō)具有平行性趨勢(shì)。為了對(duì)平行性趨勢(shì)進(jìn)行檢驗(yàn)，本文生產(chǎn)年份虛擬變量與處理組虛擬變量的交互項(xiàng)，比較政策實(shí)施前后各五年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的情況。圖5刻畫(huà)了這一檢驗(yàn)結(jié)果，從中可以看到在政策實(shí)施前5年中交互項(xiàng)的系數(shù)在0附近或者小于0，只有2009年的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正。2009年正是全球金融危機(jī)最嚴(yán)重的一年，也是中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨重大挑戰(zhàn)的一年。經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的縣域因?yàn)橥獠凯h(huán)境迅速惡化，經(jīng)濟(jì)增速下降更快，而貧困縣域因?yàn)榕c外界的聯(lián)系沒(méi)有那么緊密，因此經(jīng)濟(jì)發(fā)展受到的影響反而沒(méi)有那么大，導(dǎo)致處理組與2009年的交互項(xiàng)顯著為正。

從圖5可以看到，在政策實(shí)施前除了2009年之外，處理組的經(jīng)濟(jì)增速要么與控制組差不多，要么低于控制組的經(jīng)濟(jì)增速，而到了政策實(shí)施的年份以后，處理組的經(jīng)濟(jì)增速都顯著高于控制組，這就意味著減貧政策確實(shí)是產(chǎn)生了積極的增長(zhǎng)效應(yīng)。為了排除金融危機(jī)對(duì)實(shí)證結(jié)果的干擾，表6報(bào)告了不包含2009年數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果，可以看到，估計(jì)結(jié)果并沒(méi)有發(fā)生實(shí)質(zhì)性的改變，減貧政策仍然對(duì)貧困縣的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生正向的促進(jìn)作用?？傮w來(lái)說(shuō)，本文認(rèn)為實(shí)施雙差分的平行性趨勢(shì)基本上是得到滿(mǎn)足的，表5的估計(jì)結(jié)果在很大可能性上反映了減貧政策對(duì)貧困縣的增長(zhǎng)效應(yīng)。

4. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

Meyer（1994）曾經(jīng)指出：“當(dāng)處理組和控制組之間具有非常相近的性質(zhì)時(shí)，雙差分估計(jì)結(jié)果是可信的。”在本文中，處理組是貧困狀態(tài)發(fā)生變化的縣域，也就是在2012年之前是非國(guó)貧縣、2012年之后成為國(guó)貧縣，處理組很明顯是經(jīng)濟(jì)發(fā)展比較落后的縣域。控制組是貧困狀態(tài)沒(méi)有發(fā)生變化的縣域，既有國(guó)貧縣也有非國(guó)貧縣。本文分別使用國(guó)貧縣和非國(guó)貧縣作為控制組，雙差分估計(jì)減貧政策的影響，估計(jì)結(jié)果列在表7中。估計(jì)結(jié)果表明，當(dāng)本文僅僅用非國(guó)貧縣作為控制組時(shí)，減貧政策對(duì)貧困縣的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響仍然顯著為正，而且連數(shù)值大小都沒(méi)有發(fā)生很大的變化。當(dāng)本文用貧困縣作為控制組時(shí)，雙差分估計(jì)結(jié)果雖然還是顯著為正，但是在數(shù)值上明顯偏高。相對(duì)于用非貧困縣作為控制組，貧困縣作為控制組時(shí)估計(jì)值明顯更高。

由于處理組明顯都是經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后的縣域，因此從性質(zhì)上來(lái)說(shuō)，用貧困縣構(gòu)成的控制組在性質(zhì)上應(yīng)該更加接近處理組，因此得出的結(jié)果也應(yīng)該更加可信。本文發(fā)現(xiàn)用貧困縣作為控制組得出來(lái)的估計(jì)結(jié)果明顯要高一些，本文認(rèn)為主要有三個(gè)可能的原因：首先一個(gè)可能的原因是長(zhǎng)期以來(lái)貧困縣一直受到國(guó)家政策的支持，這種支持隨著時(shí)間的推移對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)會(huì)逐漸下降，而對(duì)于處理組來(lái)說(shuō)，本來(lái)發(fā)展程度較低，在突然增加了減貧政策的扶持之后，短時(shí)間內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)明顯加速，因此，相對(duì)于國(guó)家貧困縣狀態(tài)沒(méi)有改變的貧困縣而言，經(jīng)濟(jì)增速大幅度提高；其次是很多國(guó)家級(jí)貧困縣由于長(zhǎng)期受到國(guó)家財(cái)政資金的支持，有些貧困縣經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平即使已經(jīng)到了較高的地步也不愿意退出，相對(duì)于一些非貧困縣來(lái)說(shuō)，這些貧困縣域處理組之間的“異質(zhì)性”很可能更大1；第三種可能的解釋是當(dāng)采用貧困縣作為控制組時(shí)，雙差分回歸樣本出現(xiàn)了很大的萎縮，導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)了偏差。不過(guò)總的來(lái)說(shuō)，不論是用貧困縣還是用非貧困縣作為控制組，雙差分的估計(jì)結(jié)果都顯著為正，再次證明減貧政策明顯的增長(zhǎng)效應(yīng)。

為了使控制組和處理組具有收入上的相似性，本文在一個(gè)相對(duì)狹窄的窗寬內(nèi)再次實(shí)施雙差分估計(jì)。具體來(lái)說(shuō)，本文分別將人均GDP最高的30%、40%和50%樣本去掉之后，分別進(jìn)行雙差分估計(jì)。由于處理組在2012年之后是貧困縣，人均GDP相對(duì)較低，將高收入樣本去掉之后，剩余的控制組樣本在人均GDP水平上與處理組更加接近，因此在性質(zhì)上也會(huì)更具“同質(zhì)性”。表8報(bào)告了不同窗寬下的雙差分估計(jì)結(jié)果，可以看到，當(dāng)采用壓縮后的窗寬進(jìn)行參數(shù)估計(jì)時(shí)，雙差分的估計(jì)結(jié)果明顯變小，但是仍然在至少10%的水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。

要想使雙差分估計(jì)結(jié)果是一種因果效應(yīng)，一個(gè)重要的假設(shè)前提就是如果不存在政策沖擊，處理組和控制組的結(jié)果變量在趨勢(shì)上是一樣的，這就是前面所說(shuō)的滿(mǎn)足平行性趨勢(shì)。如果是否接受處理與處理組的特征變量相關(guān)，而且這些特征變量又會(huì)影響結(jié)果變量時(shí)，這一假設(shè)就可能是不合理的。雖然前面圖4和圖6的平行性趨勢(shì)檢驗(yàn)表明本文的這一前提假設(shè)基本上是得以滿(mǎn)足的，但是由于2009年處理組的平均經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率明顯高于控制組，使得這一假設(shè)是否得以滿(mǎn)足多少蒙上了陰影。此外，本文中處理組的特征變量明顯會(huì)與是否接受處理相關(guān)，因?yàn)橹挥惺杖胨较鄬?duì)較低的縣域才能夠進(jìn)入處理組，而初始收入水平在很多時(shí)候又與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是相關(guān)的（Barro and salai-Martin， 1991，1992）。

為了解決上述處理組和控制組之間特征變量非平衡的問(wèn)題，Abadie（2005）提出了一種半?yún)?shù)雙差分估計(jì)方法（semiparametric difference-in-difference method， SDID），該方法使得平行性趨勢(shì)假設(shè)更加可信（Abadie，2005； Houngbedji， 2016）。SDID估計(jì)過(guò)程分為兩步：

除了能夠較好地解決平行性趨勢(shì)問(wèn)題之外，SDID還能夠利用協(xié)變量描述ATT如何隨著處理組特征的不同而變化。表9給出了K分別等于1或者4時(shí)，方程式（7）的估計(jì)結(jié)果。首先，可以看到ATT的估計(jì)值都顯著為正，而且當(dāng)多項(xiàng)式階數(shù)為4時(shí)，ATT的估計(jì)結(jié)果為1.55，與表5的估計(jì)結(jié)果非常接近。再一次證明減貧政策對(duì)貧困縣的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了顯著正向的影響。

從第2列和第4列還可以看到，ATT隨著教育水平的提高而下降，隨著投資和政府支出水平的提高而增加。這就意味著，當(dāng)貧困地區(qū)將更多的資源投入到固定資產(chǎn)和公共支出，減貧政策的處理效應(yīng)越高，而當(dāng)貧困地區(qū)將更多的資源投入到人力資本時(shí)，減貧政策的處理效應(yīng)越低。一個(gè)可能的解釋就是公共支出和固定資產(chǎn)投資很快就能帶來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而教育投入的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)要在較長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)才能顯現(xiàn)。

五、收斂效應(yīng)實(shí)證檢驗(yàn)

增長(zhǎng)模型關(guān)注兩個(gè)重要問(wèn)題，其中一個(gè)是長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力問(wèn)題，第二個(gè)則是區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的問(wèn)題，也就是為什么有些地方經(jīng)濟(jì)增速更快，而另外一些地方經(jīng)濟(jì)增速更慢。前面的研究表明中國(guó)2012年以來(lái)的減貧政策對(duì)貧困縣產(chǎn)生了顯著的增長(zhǎng)效應(yīng)，那么這種增長(zhǎng)效應(yīng)會(huì)不會(huì)導(dǎo)致區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂？

在增長(zhǎng)方程中，本文都引入了初始人均GDP，而且表4到表8的所有回歸結(jié)果都發(fā)現(xiàn)初始人均GDP對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響顯著為負(fù)，說(shuō)明區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在明顯的條件Beta收斂，而且這一估計(jì)結(jié)果與跨國(guó)面板回歸結(jié)果（Sala-i-Martin， 1997）和中國(guó)省級(jí)面板回歸結(jié)果（Li and Zhang， 2007）都是一致的。前面的分析已經(jīng)指出，條件Beta收斂意味著貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)于非貧困地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展增速較快，使得整體上區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距縮小。這一點(diǎn)在圖6中也可以觀察得到。本文在圖6中刻畫(huà)了2005-2016年人均GDP離散系數(shù)的發(fā)展趨勢(shì)，可以看到，人均GDP的離散系數(shù)從2012年開(kāi)始明顯下降，意味著整體上的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨于收斂，與表4-表8的估計(jì)結(jié)果是相符合的。

本文還關(guān)心另外一個(gè)問(wèn)題，即減貧政策是否會(huì)促進(jìn)貧困縣內(nèi)部的區(qū)域發(fā)展差距縮小呢？如果減貧政策對(duì)所有貧困縣的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用是一樣的，那么減貧政策自然會(huì)促進(jìn)貧困縣之間經(jīng)濟(jì)收斂，但是另外一方面，減貧政策在不同的國(guó)家級(jí)貧困縣的實(shí)施方案并非完全一樣，或者即使實(shí)施方案完全一樣也不見(jiàn)得能夠起到相同的增長(zhǎng)效果，這也可能導(dǎo)致貧困縣內(nèi)部經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距擴(kuò)大。圖7刻畫(huà)的是處理組和控制組在政策處理前后對(duì)數(shù)人均GDP標(biāo)準(zhǔn)誤差的發(fā)展趨勢(shì)，可以看到，處理組的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距要明顯低于控制組，不過(guò)在2012年之后，控制組經(jīng)濟(jì)發(fā)展的離散程度有所下降，而處理組經(jīng)濟(jì)發(fā)展的離散程度雖然在2012年-2014年期間有一定的下降，但是2015年又明顯回升。圖7反映的情況表明，減貧政策并沒(méi)有使得貧困縣的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距縮小。

作為對(duì)收斂性實(shí)證檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，與增長(zhǎng)效應(yīng)的雙差分估計(jì)結(jié)果一樣，本文將控制組分成2012年前后貧困縣狀態(tài)沒(méi)有發(fā)生變化的非貧困縣和貧困縣，再次對(duì)方程式（3）和方程式（6）進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，表11報(bào)告了該穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果?？梢钥吹?，當(dāng)用不同的控制組進(jìn)行收斂性檢驗(yàn)時(shí)，雙差分估計(jì)結(jié)果都沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，與表10的結(jié)論一致。再次證明貧困縣內(nèi)部并沒(méi)有因?yàn)闇p貧政策的實(shí)施而實(shí)現(xiàn)區(qū)域收斂的情形。

減貧政策并沒(méi)有導(dǎo)致貧困縣內(nèi)部的經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨于收斂，本文給出了兩種可能的解釋?zhuān)菏紫龋m然從整體上來(lái)說(shuō)，國(guó)家會(huì)加大對(duì)貧困縣的轉(zhuǎn)移支付，使得貧困縣的經(jīng)濟(jì)增速相對(duì)全國(guó)水平來(lái)說(shuō)更快一些，但是減貧政策并不會(huì)導(dǎo)致所有的貧困縣以相同的速度加速增長(zhǎng)。有些貧困縣發(fā)展經(jīng)濟(jì)的資源稟賦更好，能夠較好地利用國(guó)家政策，在積極扶貧的同時(shí)加速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；有些縣本身資源稟賦極其不利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展，在利用國(guó)家政策扶貧之后，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力明顯不足，這就使得貧困縣雖然從整體上來(lái)說(shuō)經(jīng)濟(jì)加速發(fā)展，但是在其內(nèi)部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度仍然參差不齊。另外一種解釋是，貧困資金的使用方向不一致也會(huì)使得貧困縣域之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度不一樣，一些貧困縣將更多的扶貧資金用于可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的投資上面，比如說(shuō)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和人力資本投資，因此能夠更多地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而另外一些貧困縣可能將更多的貧困資金用于消費(fèi)上了，比如說(shuō)用于給予貧困家庭的生活保障等等，這也會(huì)使得不同貧困縣的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)潛力產(chǎn)生差異，從而無(wú)法實(shí)現(xiàn)貧困縣內(nèi)部的區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂。

六、機(jī)制分析

前文的研究表明，減貧政策雖然沒(méi)有促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂，但是對(duì)貧困縣的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了顯著正向的影響，而且增長(zhǎng)回歸模型的回歸結(jié)果還表明固定資產(chǎn)投資、中學(xué)在校生規(guī)模、政府支出比重和二產(chǎn)增加值都會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生正向的影響，這些都是與經(jīng)濟(jì)學(xué)理論相符的。這一節(jié)本文驗(yàn)證減貧政策促進(jìn)貧困縣經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要渠道。

首先，本文基于雙重差分模型檢驗(yàn)固定資產(chǎn)投資、政府支出比重等控制變量是否在減貧政策出臺(tái)后顯著促進(jìn)了貧困縣經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表12。從第（1）和（3）列可以看到，減貧政策與固定資產(chǎn)投資和政府支出規(guī)模的交互項(xiàng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的正向促進(jìn)作用。然而，第（2）和（6）列顯示，減貧政策與工業(yè)化程度和人口數(shù)量的交互項(xiàng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的負(fù)向影響，這說(shuō)明在工業(yè)化程度越高的縣，得到扶貧支持之后反而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較慢，且人口增長(zhǎng)越快的縣被列為貧困縣之后經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也比較慢。此外，從第（4）和（5）列可以看出，減貧政策與中學(xué)生和小學(xué)生在校生規(guī)模的交互項(xiàng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響并不顯著。因此，本文認(rèn)為減貧政策促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要通過(guò)貧困縣加快固定資產(chǎn)投資和擴(kuò)大政府支出規(guī)模。

其次，前文已經(jīng)驗(yàn)證了減貧政策總體上促進(jìn)了地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，本文進(jìn)一步檢驗(yàn)減貧政策對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的影響，估計(jì)結(jié)果分別列于表13中。從表13可以看出，減貧政策顯著提高了第二產(chǎn)業(yè)增加值，以及規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)量和產(chǎn)值。這說(shuō)明，減貧政策促進(jìn)了縣域工業(yè)企業(yè)的發(fā)展，實(shí)現(xiàn)了工業(yè)扶貧的效果。

最后，本文驗(yàn)證減貧政策對(duì)公共福利的影響，結(jié)果報(bào)告于表14中。從第（1）列可以看出，減貧政策對(duì)本地電話(huà)年末用戶(hù)數(shù)具有顯著的負(fù)向影響，可能的解釋是，隨著移動(dòng)電話(huà)的普及，很多家庭將固定電話(huà)替代為手機(jī)，可能受政策影響的縣更容易采用手機(jī)通訊，從而表現(xiàn)出顯著的負(fù)效應(yīng)。第（2）列顯示，減貧政策對(duì)醫(yī)院衛(wèi)生院床位數(shù)具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)，此結(jié)果說(shuō)明，減貧政策增加了對(duì)公共衛(wèi)生的開(kāi)支，改善了醫(yī)療衛(wèi)生條件。隨著中國(guó)農(nóng)村地區(qū)老齡化趨勢(shì)越來(lái)越明顯，減貧政策是否增加了社會(huì)福利院的數(shù)量？從第（3）列可以看出，減貧政策增加了社會(huì)福利院的數(shù)量但影響并不顯著。

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Poverty reduction policies， economic growth and regional convergence： an application of difference-in-difference method

SHENGLONG LIU

（School of Public & Policy Management， Tsinghua University）

SHILIN ZHENG

（Institute of Quantitative & Technological Economics， Chinese Academy of Social Sciences）

Abstract： Growth and convergence are two important issues of concern in macroeconomic growth models. This paper uses county-level panel data for China from 2005-2016 based on a Barro-type growth model with difference-in-difference model to test the impact of the latest poverty reduction policies on economic growth and regional convergence in poor regions since 2011. The empirical results of this paper show that the poverty reduction policy did contribute to the economic growth of the poor regions， resulting in an increase in the economic growth rate of the treatment group by 1.52 percentage points， contributing 13.5% to the economic growth of poor regions. In addition， the empirical results in this paper also indicate that there is conditional beta convergence in Chinas county economic development， which means that less developed regional economy as a whole has been growing at a relatively higher rate than that of the developed regions， which has led to an overall convergent trend after 2011. However， still based on difference-in difference estimates， this paper finds that poverty reduction policies have not contributed to convergence within poor regions.

Keywords： Policy Reduction Policy； Growth Effect； Convergence Effect； Difference-in-Difference Estimation

執(zhí)行編輯〔華岳〕

1 劉生龍：清華大學(xué)公共管理學(xué)院副教授；鄭世林，中國(guó)社會(huì)科學(xué)院數(shù)量經(jīng)濟(jì)與技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究所，副研究員。

本文受到國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（72073078），教育部人文社科項(xiàng)目（20YJA790047）和清華大學(xué)自主科研計(jì)劃資助項(xiàng)目（2021THZWYY03）的資助。

1 數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)扶貧開(kāi)發(fā)年鑒》

2 從2001年開(kāi)始，國(guó)家級(jí)貧困縣被更名為“國(guó)家扶貧開(kāi)發(fā)重點(diǎn)縣”，為了能夠與先前的文獻(xiàn)保持一致，本文中用貧困縣或者國(guó)家貧困縣代稱(chēng)“國(guó)家扶貧開(kāi)發(fā)重點(diǎn)縣”。

1 數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)摘要》2018年，p.64.

1 這里的Beta收斂也有兩種情形：一種是條件Beta收斂，即條件于控制變量向量X，如果不控制X情況下，.@仍然顯著為負(fù)，那么該經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在絕對(duì)Beta收斂。

1 值得一提的是，中央在劃定國(guó)家貧困縣時(shí)并不是嚴(yán)格按照農(nóng)民人均純收入來(lái)劃定的，而是一攬子條件，這些條件里面包括貧困人口占總?cè)丝诒戎?、農(nóng)民人均純收入、人均財(cái)政收入和人均GDP。對(duì)于革命老區(qū)、民族聚居區(qū)的貧困線(xiàn)標(biāo)準(zhǔn)還有所降低。因此，即使在貧困縣內(nèi)部，縣域之間也存在明顯的異質(zhì)性。