○ 李茜
(河南財經(jīng)政法大學(xué)財政稅務(wù)學(xué)院,河南 鄭州 450046)
區(qū)域瞄準性扶貧政策以縣級單位為瞄準對象,是我國解決區(qū)域性貧困的重要手段,也是中國早期減貧取得重要突破的主要原因之一[1],在我國扶貧政策體系中占據(jù)重要地位。各類貧困縣、集中連片貧困地區(qū)等就區(qū)域瞄準性扶貧政策的典型代表。一旦成為區(qū)域扶貧政策的瞄準對象,就擁有了包括信貸、財政、產(chǎn)業(yè)等一攬子國家優(yōu)惠“政策包”,政策目標重點盯住經(jīng)濟增長、農(nóng)民增收和縮小區(qū)域差距[2]。
長期以來,區(qū)域瞄準性扶貧政策得到了廣泛關(guān)注,但對其政策效果和政策效應(yīng)學(xué)術(shù)界仍存在一定的分歧[3-6]。從減貧理論上來說,貧困狀況有諸多影響因素,如經(jīng)濟增長這一減貧的主要影響因素,其“涓滴效應(yīng)”可自動實現(xiàn)貧困減緩[7]。相應(yīng)地,有觀點認為我國的減貧成果主要來自我國經(jīng)濟的持續(xù)高速增長而非扶貧政策[8]。因此,有必要區(qū)分扶貧政策效應(yīng)與經(jīng)濟增長減貧效應(yīng),并識別區(qū)域扶貧政策的主要作用機制。與此同時,隨著絕對貧困的全面消除,相對貧困成為貧困治理的主要內(nèi)容,扶貧戰(zhàn)略處于鞏固脫貧攻堅成果、實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的戰(zhàn)略轉(zhuǎn)折期,在新時期,需要更加關(guān)注民生發(fā)展的多維度需求。而現(xiàn)有關(guān)于區(qū)域性扶貧政策的研究多集中于扶貧政策對縣域經(jīng)濟發(fā)展或農(nóng)業(yè)發(fā)展等經(jīng)濟績效方面的研究,鮮有文獻涉及區(qū)域扶貧政策的民生發(fā)展效應(yīng)。
那么,區(qū)域瞄準性扶貧政策的民生政策效應(yīng)如何?如果區(qū)域瞄準性扶貧政策改善了瞄準區(qū)域的民生狀況,那這一政策效果發(fā)生的作用機制是什么?基于此,本文利用設(shè)立國家扶貧開發(fā)重點縣所提供的準自然實驗,采用PSM-DID方法,使用河南省2007-2019年縣級面板數(shù)據(jù),評估區(qū)域瞄準性扶貧政策對縣域民生發(fā)展效應(yīng)。在當(dāng)前脫貧攻堅成果鞏固拓展,全面接續(xù)推進鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要歷史交匯期,本文的研究具有重要的現(xiàn)實意義。
本文的研究思路如下:第一,為避免不同類別政策效果的混淆,本文以民生發(fā)展指數(shù)為被解釋變量,研究以重點縣為瞄準對象的一攬子“政策包”的有效性;第二,為克服內(nèi)生性,更好地識別兩者之間的因果關(guān)系,采用傾向匹配得分雙重差分方法(PSM-DID),進行實證檢驗;第三,采用中介效應(yīng)模型,檢驗重點縣政策作用于縣域民生發(fā)展的機制和途徑;第四,在實證檢驗的基礎(chǔ)上,提出完善我國扶貧政策的對策建議。
貧困縣由于受自身資源稟賦等限制,導(dǎo)致地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)單一、財政收入水平較低,造成當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展落后,居民收入水平低。較低的勞動生產(chǎn)率和人均收入水平,造成當(dāng)?shù)刭Y本形成不足,缺少擺脫貧困必需的資本投入[9-10]。相對落后的經(jīng)濟發(fā)展水平,又使得貧困地區(qū)財政收入緊張,無法保證必要的公共基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),導(dǎo)致民生發(fā)展水平較為落后,而落后的民生發(fā)展水平,使得固有的經(jīng)濟貧困又放大到教育貧困、健康貧困、交通貧困等多個方面[11]。種種致貧因素層層疊加,極易使貧困地區(qū)陷入貧困陷阱而無法自拔。
扶貧開發(fā)重點縣(以下簡稱重點縣)政策主要針對欠發(fā)達地區(qū),是一種瞄準縣級行政單位的區(qū)域式扶貧模式[1],主要采取給予貧困地區(qū)政策優(yōu)惠和財政資金方式,并以扶持、完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、改善生產(chǎn)生活條件為重點[12]。2012年河南省有31個縣被設(shè)立為國家級扶貧開發(fā)重點縣,這些重點縣享受了包括教育、產(chǎn)業(yè)、財政、產(chǎn)業(yè)、公共服務(wù)等諸多方面的扶貧優(yōu)惠政策。例如,持續(xù)推進“雨露計劃”、勞動力轉(zhuǎn)移培訓(xùn)、貧困家庭勞動力技術(shù)技能培訓(xùn)等教育扶貧政策;針對貧困縣特點,編制貧困縣、貧困村脫貧規(guī)劃和產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃,促進貧困地區(qū)綜合開發(fā)和可持續(xù)發(fā)展等產(chǎn)業(yè)扶貧政策;促進農(nóng)民增收致富并提升貧困地區(qū)基本公共服務(wù)和社會保障水平的健康、交通、水利以及網(wǎng)絡(luò)扶貧和鄉(xiāng)村環(huán)境整治等;創(chuàng)新縣級金融中心和鄉(xiāng)級、村級金融服務(wù),金融扶貧小額信貸等金融扶貧政策。產(chǎn)業(yè)扶貧有助于貧困縣培育特色優(yōu)勢產(chǎn)業(yè),優(yōu)化貧困縣產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),促進當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平;教育扶貧能夠增強貧困人口脫貧技能,提升貧困者的收入水平;對貧困縣生產(chǎn)和居民的信貸支持,有助于貧困縣的資本積累。此外,重點縣還可以得到大量的扶貧專項資金,用以改善當(dāng)?shù)氐呢斦顩r,從而保證貧困縣教育、醫(yī)療等民生事業(yè)的發(fā)展以及公共基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和運行。
通過對以上扶貧理論和扶貧政策的梳理,區(qū)域瞄準的扶貧政策首先瞄準于區(qū)域的經(jīng)濟增長,同時有大量政策瞄準盯住區(qū)域的民生發(fā)展。區(qū)域瞄準的扶貧政策,有利于將減貧的收入效應(yīng)、分配效應(yīng)及政策效應(yīng)統(tǒng)一起來,共同促進重點縣的經(jīng)濟社會全面發(fā)展。
基于以上分析,本文提出如下研究假說:
假說H1:國家扶貧開發(fā)工作重點縣的設(shè)立有利于河南省貧困縣的民生改善。
假說H2:國家扶貧開發(fā)工作重點縣政策主要通過提升縣域經(jīng)濟發(fā)展水平和農(nóng)民的收入水平改善當(dāng)?shù)孛裆l(fā)展狀況。
同時,扶貧政策大量涉及民生發(fā)展,這些政策在扶貧效果上具有滯后性,因此瞄準于重點縣的扶貧政策的民生促進效果應(yīng)具有持續(xù)性。為此,本文提出假說H3。
假說H3:國家扶貧開發(fā)重點縣政策的民生促進效應(yīng)具有持續(xù)性,持續(xù)促進重點縣的民生發(fā)展。
設(shè)立國家扶貧開發(fā)重點縣,可視作對中國欠發(fā)達縣域的準自然實驗,對于政策效果的評估,目前廣泛采用雙重差分法(DID)評估。使用雙重差分法首先要滿足處理組和控制組隨機性和平行趨勢的前提,但國家扶貧開發(fā)重點縣政策在選擇政策對象時,一般針對經(jīng)濟發(fā)展水平和公共服務(wù)水平較低的縣域,因此處理組不具備隨機性前提,如果直接對非隨機樣本進行雙重差分估計,將導(dǎo)致結(jié)果受到選擇性偏差的影響;同時重點縣與非重點縣在資源稟賦和經(jīng)濟發(fā)展中的差異明顯,直接進行雙重差分分析,可能無法滿足平行趨勢假設(shè)。而將雙重差分和傾向匹配得分(PSM)相結(jié)合,采用傾向匹配得分—雙重差分法(PSM-DID),用PSM 方法解決重點縣和非重點縣之間可能存在的系統(tǒng)性差異,使之具備可比性,可提高模型的適用性[13-14]。因此,本文采用PSM-DID方法分析國家扶貧開發(fā)重點縣的設(shè)立對當(dāng)?shù)氐挠绊憽?/p>
具體地,首先對樣本進行PSM 匹配,將河南省2012年由國家扶貧開發(fā)辦公室設(shè)定的扶貧開發(fā)重點縣(以下簡稱重點縣)視為處理組,將非重點縣視為控制組;其次,選取相應(yīng)的協(xié)變量,通過Logit 模型計算處理組的條件概率,并根據(jù)所得到的傾向得分,剔除不合理的樣本,得到匹配后的處理組和控制組;最后,根據(jù)傾向得分匹配得到的處理組和控制組樣本進行雙重差分估計,度量政策的效果。
為驗證前述假說H1,本文構(gòu)造如下面板回歸模型估計重點縣政策對當(dāng)?shù)孛裆l(fā)展的凈效應(yīng):
其中,lnmsit為被解釋變量,表示為扶貧開發(fā)重點縣i在第t年的民生發(fā)展指數(shù);treated為虛擬變量,用以區(qū)分處理組與控制組,treated=1即為處理組,treated=0即為控制組;t為時間虛擬變量,用以區(qū)分政策實施前后,其中,t=1表示政策實施后,t=0表示政策實施前;交乘項treated·t是模型核心解釋變量,其系數(shù)β為政策效應(yīng)系數(shù),反映扶貧開發(fā)重點縣政策的政策效果,系數(shù)β為正,則說明政策促進了當(dāng)?shù)孛裆l(fā)展,反之亦然;Xit為其他對縣域民生有影響且隨時間和個體變化的控制變量;μi為個體效應(yīng),用于控制其他影響區(qū)域創(chuàng)新且不隨時間變化的不可觀測的個體效應(yīng);γt為時間效應(yīng),用于控制其他隨時間變化的因素;εit為隨機誤差項。
為驗證假說2,即重點縣政策效果的持續(xù)性,借鑒黃志平做法[16],引入變量tk(k=1,2,3,4,5),表示政策實施后的第k年,將公式(1)變形為公式(2)。
其中,交互項treated·tk為政策實施后的第k年的虛擬變量,在政策實施后的第k年,交互項treated·tk取1,其余年份取0。待估系數(shù)βk度量政策實施之后第k年的政策效果,用以評估重點縣設(shè)立對縣域民生發(fā)展的動態(tài)效應(yīng)。
1.被解釋變量。本文的被解釋變量為民生發(fā)展指數(shù)(ms)。為全面反映當(dāng)?shù)孛裆l(fā)展狀況,本文采用熵值法測算了河南105 個縣及縣級市的民生發(fā)展狀況。在測算指標的選取上,按照民生發(fā)展的主要維度和數(shù)據(jù)的可獲得性,本文選擇各縣人均地區(qū)生產(chǎn)總值(pgdp)作為民生經(jīng)濟維度指標、選擇醫(yī)療機構(gòu)床位數(shù)和中小學(xué)在校生人數(shù)作為民生改善維度指標、選擇農(nóng)村居民人均純收入和城鄉(xiāng)居民收入比作為民生發(fā)展維度的指標,以熵值法測算結(jié)果衡量各縣民生發(fā)展水平。
2.核心解釋變量。公式(1)中的交乘項treated·t為核心解釋變量,表示樣本是否被設(shè)定為國家扶貧開發(fā)重點縣。其中,treated為政策虛擬變量,如果樣本縣在2012 年被設(shè)定為國家扶貧開發(fā)重點縣,則賦值為1,否則賦值為0;t為政策時間開始的虛擬變量,2012年及之后賦值為1,否則賦值為0,例如,某縣2012 年被認定為國家扶貧開發(fā)重點縣,且t≥2012 時,交乘項treated·t=1,反之則為0。交乘項treated·t的系數(shù)即為雙重差分估計量,即國家扶貧開發(fā)重點縣政策對縣域民生發(fā)展的凈效應(yīng)。
3.控制變量。借鑒已有文獻的一般做法,為控制縣域間特征差異,并考慮數(shù)據(jù)的可得性,本文選擇以下指標作為控制變量。選取第二產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重作為工業(yè)化水平(gongye)、第三產(chǎn)增加值與第二產(chǎn)增加值的比重作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平(indus-adv),第一產(chǎn)業(yè)增加值與地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展水平(primary);選取縣級政府財政收入與財政支出之和與地區(qū)生產(chǎn)總值的比重反映縣域政府干預(yù)水平(gov);借鑒周迪和王明哲[16]的做法,選取當(dāng)年金融機構(gòu)貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比重(loan)、居民儲蓄存款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比重(saving)兩個指標來衡量縣域經(jīng)濟狀況。
4.中介變量。根據(jù)本文研究設(shè)計及河南省縣域經(jīng)濟社會發(fā)展情況,民生水平的提高主要依賴地區(qū)總體經(jīng)濟水平的提高以及農(nóng)民收入水平的提升,因此本文選取縣域地區(qū)生產(chǎn)總值及當(dāng)?shù)剞r(nóng)村居民人均純收入的自然對數(shù)值作為中介變量,考察扶貧開發(fā)重點縣政策促進地區(qū)民生發(fā)展水平的作用機制。
基于數(shù)據(jù)的可得性,本文實證分析部分選取2007—-2019年河南省105個縣及縣級市的相關(guān)數(shù)據(jù)。樣本數(shù)據(jù)來源于EPS 區(qū)域經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫及相關(guān)年份的《中國縣域統(tǒng)計年鑒》,個別地區(qū)的缺失值采用均值法補齊。樣本所涉及各項經(jīng)濟變量值均以2007年為基期的平減值調(diào)整為實際值。實證分析部分,為保持數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性,所有數(shù)值指標均取自然對數(shù)處理。表1為各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。
表1 變量的描述性統(tǒng)計分析
本文使用一比二近鄰匹配法對扶貧開發(fā)重點縣與非重點縣樣本進行傾向得分匹配。并采用政府規(guī)模(gov)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化(indus-adv)、農(nóng)民人均純收入的對數(shù)值(lnfar)、地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)值(lngdp)以及地區(qū)人均國民生產(chǎn)總值的對數(shù)值(lnpgdp)作為協(xié)變量對處理組和控制組進行樣本匹配,并在匹配后進行了平衡性檢驗。匹配平衡性檢驗結(jié)果如表2所示。
由表2可知,匹配前協(xié)變量在處理組與控制組之間均存在顯著差異。經(jīng)過匹配,所有匹配變量標準偏差的絕對值均小于20,且變量間不再存在顯著差異。表明匹配后各協(xié)變量和傾向得分在處理組和控制組樣本間不存在系統(tǒng)性差異,分布的均衡性較好,從而支持了本文傾向匹配得分法的應(yīng)用。
表2 傾向得分匹配平衡性檢驗結(jié)果
最終,匹配后的重點縣和非重點縣存在1 056個處于共同支撐區(qū)域的樣本,損耗樣本309個。
1.扶貧開發(fā)重點縣政策的平均處理效應(yīng)。通過前述傾向匹配得分法所得到的相似處理組與控制組的樣本后,本部分采用模型(1)估計重點縣設(shè)立對當(dāng)?shù)孛裆l(fā)展水平的凈效應(yīng)。雙重差分回歸結(jié)果如表3所示。
為保證雙重差分回歸結(jié)果的穩(wěn)健性,本部分采用逐步回歸法進行雙重差分估計,同時所有模型均控制了時間效應(yīng)和個體效應(yīng)。第(1)列為未加入控制變量的估計結(jié)果。第(2)至(4)列為逐步加入控制變量之后的估計結(jié)果。由表3可知,無論是否加入控制變量,交乘項treated*t的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正,這表明國家扶貧開發(fā)縣的設(shè)立顯著推進了貧困縣的民生發(fā)展。具體地,在未控制其他影響地區(qū)民生發(fā)展狀況的變量時,處理組的民生發(fā)展水平高于控制組6.1個百分點。而控制其他變量后,處理組民生發(fā)展水平依然高于控制組4.4個百分點。
從控制變量上看,大部分控制變量的系數(shù)和顯著性符合預(yù)期。值得注意的是,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化(indus-adv)對民生發(fā)展的影響并不顯著,這表明重點縣的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)仍存在優(yōu)化空間;而金融機構(gòu)貸款余額對民生發(fā)展的影響則顯著為正,據(jù)現(xiàn)有文獻的結(jié)論,出現(xiàn)這一情況的原因可能是,當(dāng)前縣域經(jīng)濟發(fā)展主要依賴于固定資產(chǎn)的投資,而大部分地區(qū)固定資產(chǎn)投資的主要來自金融機構(gòu)的貸款。此外,居民儲蓄存款額對當(dāng)?shù)孛裆l(fā)展具有顯著的抑制作用,這表明當(dāng)?shù)鼐用竦拇婵钗茨苡行мD(zhuǎn)化為投資[4]。
綜上所述,國家扶貧開發(fā)重點縣的設(shè)立對民生發(fā)展指數(shù)具有顯著作用,有利于民生狀況的改善,從而驗證了假說H1。
2.扶貧開發(fā)重點縣政策的動態(tài)邊際效應(yīng)。扶貧開發(fā)政策是否具有持續(xù)性是扶貧政策有效性的關(guān)鍵[17-18]。表3的結(jié)果僅僅表明扶貧開發(fā)重點縣政策對于當(dāng)?shù)孛裆l(fā)展的平均效應(yīng),但并沒有反映該政策對當(dāng)?shù)孛裆鸂顩r是否具有持續(xù)改善作用。因此,為驗證假說H2,本文利用公式(2)評估重點縣的設(shè)立對當(dāng)?shù)孛裆l(fā)展的動態(tài)效應(yīng)(見表4)。
表3 扶貧開發(fā)重點縣政策的平均效應(yīng)(基準回歸)
表4中,第(1)列和第(2)列分別是加入和未加入控制變量的估計結(jié)果,由表4 可知,無論是加入還是未加入控制變量,交乘項treated*tk的系數(shù)均為正,且大部分結(jié)果顯著,表明國家扶貧開發(fā)重點縣的設(shè)立對當(dāng)?shù)孛裆l(fā)展具有持續(xù)的促進作用。與此同時,與扶貧開發(fā)重點縣政策實施之初相比,交乘項的系數(shù)和顯著性有較大幅度提高,這表明,隨著時間的推移,政策效果變大。根據(jù)現(xiàn)有文獻的解釋,出現(xiàn)這一情況可能的原因是,國家賦予扶貧開發(fā)重點縣的各種政策優(yōu)惠,幫助貧困縣累積了大量有利于民生發(fā)展的因素,出現(xiàn)了經(jīng)濟發(fā)展優(yōu)勢循環(huán)累積的效應(yīng)[4,16],并在一定程度上擺脫了“貧困陷阱”,假說H3得到驗證。
表4 扶貧開發(fā)重點縣政策的動態(tài)效應(yīng)
3.穩(wěn)健性檢驗。除設(shè)立國家扶貧開發(fā)重點縣這一政策之外,其他的政策或隨機事件都有可能影響當(dāng)?shù)氐拿裆l(fā)展。為排除其他因素的干擾,保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性,本部分采用更改被解釋變量、刪除樣本內(nèi)省直管縣樣本以及更改匹配方法進行穩(wěn)健性檢驗,以保證估計結(jié)果的穩(wěn)定性。
第一,本文的被解釋變量民生發(fā)展采用熵值法確定,綜合反映了各個縣(市)的民生發(fā)展狀況,但對于貧困縣來說,經(jīng)濟發(fā)展就是最大的民生問題,基于重點縣的區(qū)域特點和數(shù)據(jù)的可得性,本文選擇當(dāng)?shù)厝司鶉裆a(chǎn)總值的自然對數(shù)值(lnpgdp)作為被解釋變量,重新估計重點縣的政策效果,以驗證基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性;第二,省直管縣政策減少了行政層級,縣級政府具有更大的經(jīng)濟管理權(quán)限,有利于縣域的經(jīng)濟發(fā)展,為排除省直管縣政策的可能干擾,本部分排除河南省十個省直管縣樣本,重新估計重點縣政策的效應(yīng);第三,考慮到不同的匹配方法會得到不同的匹配結(jié)果,從而對估計結(jié)果造成影響。因此,本部分選擇半徑匹配法對數(shù)據(jù)進行重新匹配,并使用重新匹配后的樣本,重新進行雙重差分回歸。回歸結(jié)果如表5所示。
由表5的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果可知,無論是更改被解釋變量、剔除省直管縣樣本還是更換匹配方法,最終交乘項treated*t的系數(shù)均顯著,且方向與基準回歸結(jié)果一致,這表明了基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。
表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果
前述雙重差分基準回歸分析部分已經(jīng)驗證重點縣設(shè)立對縣域地民生發(fā)展的促進作用,并且通過穩(wěn)健性檢驗驗證了估計結(jié)果的可靠性。但前述實證分析部分并未清楚交代設(shè)立重點縣如何推動當(dāng)?shù)孛裆鸂顩r改善,重點縣的設(shè)立與民生改善之間的傳導(dǎo)機制是什么?為解釋該問題,本部分進一步考察兩者之間的作用機理。
通過對文獻的梳理和經(jīng)濟理論的分析,本文認為重點縣政策主要通過提升當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展水平和提高農(nóng)民收入水平[19],實現(xiàn)相應(yīng)的經(jīng)濟社會發(fā)展目標。因此,本文選擇各地地區(qū)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)值(lngdp)和當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人均純收入的自然對數(shù)值(lnfar)作為中介變量來驗證國家扶貧開發(fā)重點縣政策的民生發(fā)展促進機制。為此本文設(shè)計如下中介效應(yīng)模型進行機制分析:第一步,以各縣地區(qū)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)值為被解釋變量,重點縣政策為解釋變量,檢驗重點縣政策對地區(qū)生產(chǎn)總值的影響,驗證其中介效應(yīng);第二步,以各地民生發(fā)展指數(shù)為被解釋變量,以政策變量和各地區(qū)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)值為解釋變量,驗證其直接效應(yīng)。中介效應(yīng)模型方程如下:
公式(3)表示中介效應(yīng),公式(4)表示直接效應(yīng)。其他變量定義同公式(1)。如果重點縣政策通過促進當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平改善了民生發(fā)展狀況,則待估系數(shù)β2、β3均應(yīng)當(dāng)顯著,且其乘積符號也應(yīng)與β1一致為正。反之,則表明當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平并沒有影響貧困縣政策對地方民生發(fā)展水平的替代效應(yīng)。機制檢驗的結(jié)果如表6所示。表6的第(1)列和第(2)列為農(nóng)村居民人均純收入的中介效應(yīng)結(jié)果,驗證了重點縣政策是否提高了當(dāng)?shù)剞r(nóng)民居民的收入水平;第(3)列和第(4)列匯報了地區(qū)生產(chǎn)總值的中介效應(yīng)結(jié)果,驗證重點縣政策是否提升了當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展水平。中介效應(yīng)模型與基準回歸分析思路一致,同時控制了時間效應(yīng)和個體效應(yīng)。
表6的回歸結(jié)果表明,國家扶貧開發(fā)重點縣政策通過提高地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平和當(dāng)?shù)剞r(nóng)民的人均純收入改善了當(dāng)?shù)孛裆l(fā)展狀況。這一結(jié)果與扶貧開發(fā)政策的具體政策手段和政策目標相一致。同時也驗證了前文的假說H2。
表6 機制分析
本文采用2007—2019 年河南省105 個縣(市)的面板數(shù)據(jù),利用傾向匹配得分—雙重差分法研究了2012年國家扶貧開發(fā)工作重點縣的設(shè)立對河南縣域民生發(fā)展狀況的影響。結(jié)果顯示:第一,國家扶貧開發(fā)工作重點縣的設(shè)立對縣域民生發(fā)展具有顯著且持續(xù)的推動作用,且這一結(jié)果經(jīng)過穩(wěn)健性檢驗之后仍然成立;第二,國家扶貧開發(fā)重點縣的設(shè)立主要通過提升縣域內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展水平和農(nóng)民的收入水平改善當(dāng)?shù)孛裆鸂顩r。
綜上所述,國家扶貧開發(fā)重點縣的設(shè)立能夠改善當(dāng)?shù)孛裆鸂顩r,因此,得出如下政策啟示:第一,有必要持續(xù)推進和推廣區(qū)域瞄準性扶貧政策。在當(dāng)前我國絕對貧困全面消除,相對貧困成為主要矛盾的背景下,汲取相關(guān)成功經(jīng)驗,繼續(xù)精準盯住貧困問題,為防止返貧,鞏固扶貧攻堅工作的成果,實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興提供新的經(jīng)驗和智慧;第二,有必要進一步促進貧困縣產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級、培育經(jīng)濟內(nèi)生動力?,F(xiàn)階段正處于鞏固扶貧攻堅成果與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略有效銜接的關(guān)鍵節(jié)點,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級與經(jīng)濟發(fā)展內(nèi)生動力有助于貧困縣擺脫貧困陷阱,尤其是在貧困縣政策退出之后,仍能保持脫貧縣的經(jīng)濟社會持續(xù)進步。