王守坤

內(nèi)容提要 國(guó)家級(jí)貧困縣政策是我國(guó)精準(zhǔn)扶貧工作的重要舉措。具有國(guó)家級(jí)貧困縣身份，相當(dāng)于擁有了獲得國(guó)家優(yōu)惠政策支持的重要經(jīng)濟(jì)資源。本文通過(guò)截面普通最小二乘法以及處理效應(yīng)模型估計(jì)，發(fā)現(xiàn)相對(duì)于地理發(fā)展條件相似的周邊非國(guó)家級(jí)貧困縣，國(guó)家級(jí)貧困縣具有更大的城鄉(xiāng)收入差距。在控制民族自治縣與省會(huì)城市管轄縣啞變量、刪除縣級(jí)市樣本、刪除革命根據(jù)地樣本等穩(wěn)健性檢驗(yàn)之后，上述結(jié)論同樣成立。進(jìn)一步的作用機(jī)制分析顯示，國(guó)家級(jí)貧困縣具有更高的農(nóng)村人口比例和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資完成額比例，這打破了城市化進(jìn)程對(duì)于縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用鏈條，從而擴(kuò)大了縣級(jí)城鄉(xiāng)收入差距。在政策內(nèi)涵層面，政府部門需要采取各種措施增強(qiáng)農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)到城市的可能性，最終使得城鄉(xiāng)人民大眾都能夠更充分地享有國(guó)家優(yōu)惠政策扶持帶來(lái)的發(fā)展成果。

關(guān)鍵詞 國(guó)家級(jí)貧困縣 長(zhǎng)征沿線縣 城鄉(xiāng)收入差距 處理效應(yīng)模型

〔中圖分類號(hào)〕F224.0 〔文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼〕A 〔文章編號(hào)〕0447-662X（2018）10-0043-09

一、引言

自20世紀(jì)80年代末以來(lái)，雖然我國(guó)的城鄉(xiāng)居民收入差距趨勢(shì)變化存在波動(dòng)性，但是一直沒(méi)有被完全消除。Ravallion和Chen通過(guò)對(duì)泰爾指數(shù)的分解發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)收入差距對(duì)于我國(guó)總體收入差距始終具有較高的貢獻(xiàn)率，其在20世紀(jì)80年代為30%，在21世紀(jì)初為50%，之后則一直維持在47%以上。①胡志軍等通過(guò)分解基尼系數(shù)也有類似的發(fā)現(xiàn)，即城鄉(xiāng)收入差距對(duì)我國(guó)總體收入差距的貢獻(xiàn)率從1985年的50.6%上升到了2000年的60.7%，在2001年后則一直維持在60%左右。②在追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)如果忽略城鄉(xiāng)收入差距問(wèn)題，很有可能最終不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的可持續(xù)性和質(zhì)量提升。

農(nóng)村人口全面脫貧是2020年我國(guó)全面建成小康社會(huì)的重要任務(wù)之一。實(shí)際上，我國(guó)扶貧開(kāi)發(fā)始于上世紀(jì)80年代中期，通過(guò)近30余年的不懈努力，取得了輝煌成就。這表現(xiàn)在我國(guó)農(nóng)村地區(qū)的貧困人口大量減少，逾7億人摘掉了貧困帽子，對(duì)于聯(lián)合國(guó)千年發(fā)展目標(biāo)而言，甚至貢獻(xiàn)了約70%的減貧人口。汪三貴：《“六個(gè)精準(zhǔn)”決勝扶貧攻堅(jiān)》，《時(shí)事報(bào)告》2015年第11期。針對(duì)扶貧方式而言，主要包括改善農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施、發(fā)展農(nóng)村特色產(chǎn)業(yè)以及增加農(nóng)村貧困地區(qū)的教育投入等措施。在眾多扶貧政策中，將滿足一定標(biāo)準(zhǔn)的貧困縣或縣級(jí)市（后文統(tǒng)稱為縣）劃定為國(guó)家級(jí)扶貧重點(diǎn)縣，也無(wú)疑是一個(gè)重要舉措。國(guó)家對(duì)貧困縣進(jìn)行各類優(yōu)惠政策與財(cái)政資金扶持的最終目的是實(shí)現(xiàn)人民生活水平的提升，使得城鄉(xiāng)居民都可以分享經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成果。貧困縣身份認(rèn)定附帶許多顯性或隱性的扶持措施，成為國(guó)家級(jí)貧困縣以后，該縣就可以在專項(xiàng)貸款、財(cái)政轉(zhuǎn)移支付和扶貧補(bǔ)助金等方面獲得上級(jí)政府尤其是中央政府的傾斜性支持。正因?yàn)樨毨Эh身份具有較高的“含金量”，它有時(shí)會(huì)成為一些落后縣不斷追逐或不愿放棄的身份，甚至有的縣在地方政府網(wǎng)站上發(fā)布“特大喜訊”來(lái)慶賀被確定為國(guó)家級(jí)貧困縣。

國(guó)家扶貧政策使得大量農(nóng)村居民得以脫貧，直接提高了農(nóng)村居民的可支配收入。然而，本文關(guān)注的是國(guó)家扶貧政策效應(yīng)評(píng)估中的另外一個(gè)維度，即在眾多針對(duì)農(nóng)村地區(qū)的扶貧措施作用下，縣級(jí)城鄉(xiāng)收入差距是否也相應(yīng)縮小了？該問(wèn)題的答案并非是顯而易見(jiàn)的。一方面，扶貧政策支持下的農(nóng)村地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展了，農(nóng)村居民的可支配收入增加了，農(nóng)村居民的教育投入也增加了，這的確是縮小城鄉(xiāng)收入差距的力量；另一方面，由于大量財(cái)政資金和經(jīng)濟(jì)資源被用于農(nóng)村地區(qū)，這也很可能在微觀上改變部分農(nóng)村居民進(jìn)行城鄉(xiāng)間流動(dòng)的決策，從而使得農(nóng)村居民通過(guò)城鄉(xiāng)間流動(dòng)縮小城鄉(xiāng)收入差距的邏輯鏈條不再成立（具體邏輯參見(jiàn)后文第四部分）。由此可見(jiàn)，通過(guò)規(guī)范的實(shí)證分析判斷扶貧政策是否相應(yīng)地縮小了城鄉(xiāng)收入差距是必要的。本文將從國(guó)家級(jí)貧困縣身份與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系角度，評(píng)估國(guó)家級(jí)貧困縣政策所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)績(jī)效。我們將回答以下問(wèn)題，即相比于地理環(huán)境等地理發(fā)展條件相似的周邊其他非國(guó)家級(jí)貧困縣，國(guó)家級(jí)貧困縣身份擴(kuò)大還是縮小了城鄉(xiāng)收入差距？本文將分析時(shí)間段設(shè)置為縣級(jí)數(shù)據(jù)相對(duì)完整的2005-2010年，且通過(guò)截面普通最小二乘法與處理效應(yīng)模型（Treatment Effects Model）Maddala S.， Limited-dependent and Qualitative Variables in Econometrics， Cambridge： Cambridge University Press， 1983.分析發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于地理發(fā)展條件相似的周邊非國(guó)家級(jí)貧困縣，國(guó)家級(jí)貧困縣具有更大的城鄉(xiāng)收入差距。在控制了民族自治縣與省會(huì)城市管轄縣啞變量、刪除縣級(jí)市樣本、刪除革命根據(jù)地樣本等穩(wěn)健性檢驗(yàn)之后，上述結(jié)論同樣成立。進(jìn)一步的作用機(jī)制分析顯示，在能夠享有各類扶持政策的前提下，國(guó)家級(jí)貧困縣在農(nóng)村地區(qū)配置了更多的經(jīng)濟(jì)資源，且具有更高的農(nóng)村人口比例和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資完成額比例，這打破了城市化進(jìn)程對(duì)于縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用鏈條，從而擴(kuò)大了縣級(jí)城鄉(xiāng)收入差距。

本文其余部分結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為模型設(shè)置與數(shù)據(jù)說(shuō)明，第三部分為回歸結(jié)果解析及穩(wěn)健性檢驗(yàn)，第四部分為作用機(jī)制分析，第五部分是結(jié)論與建議。

二、模型設(shè)置與數(shù)據(jù)說(shuō)明

1. 模型設(shè)置

縣級(jí)政府是我國(guó)政府組織體系的基礎(chǔ)，長(zhǎng)期以來(lái)承擔(dān)著大量義務(wù)教育、醫(yī)療衛(wèi)生以及社會(huì)保障等基本公共服務(wù)職責(zé)。賈俊雪、郭慶旺、寧?kù)o：《財(cái)政分權(quán)、政府治理結(jié)構(gòu)與縣級(jí)財(cái)政解困》，《管理世界》2011年第1期。為了識(shí)別國(guó)家級(jí)貧困縣身份對(duì)于城鄉(xiāng)收入差距的影響，本文將計(jì)量模型的自變量設(shè)定為國(guó)家級(jí)貧困縣啞變量，其賦值規(guī)則為：若一個(gè)縣屬于國(guó)家級(jí)貧困縣，賦值為1，否則為0。由于本文的核心自變量即國(guó)家級(jí)貧困縣身份在樣本時(shí)間段內(nèi)不隨時(shí)間而變化，故為了突出考察國(guó)家級(jí)貧困縣與周邊非國(guó)家級(jí)貧困縣的橫向差異，我們使用單一年度的截面數(shù)據(jù)，并采用兩類計(jì)量模型展開(kāi)分析。

首先，是采用普通最小二乘法（OLS）進(jìn)行截面回歸，且將截面數(shù)據(jù)估計(jì)模型設(shè)置為如下形式：

Gapi為因變量，即樣本縣i的縣級(jí)城鄉(xiāng)收入差距，在有限的縣級(jí)數(shù)據(jù)指標(biāo)中，我們依據(jù)通常作法采用縣級(jí)城鎮(zhèn)職工平均工資與農(nóng)村居民人均純收入的比值來(lái)衡量。Countyi為依據(jù)是否屬于國(guó)家級(jí)貧困縣而賦值的啞變量，其系數(shù)γ正是本文關(guān)注的系數(shù)估計(jì)值，它反映了國(guó)家級(jí)貧困縣與地理發(fā)展條件相似的周邊非國(guó)家級(jí)貧困縣之間城鄉(xiāng)收入差距的橫向均值差異。α為常數(shù)項(xiàng)，εi是干擾項(xiàng)。

Xi為控制變量集。我們采用2001年確定的國(guó)家扶貧開(kāi)發(fā)工作重點(diǎn)縣構(gòu)造核心自變量， 國(guó)家級(jí)貧困縣身份均獲得于本文數(shù)據(jù)時(shí)間段即2005-2010年之前，故而影響因變量Gapi的一些社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素也極有可能是國(guó)家級(jí)貧困縣身份的結(jié)果變量（Outcome Variables）。此時(shí)，在控制變量集中加入這些結(jié)果變量就會(huì)吸收國(guó)家級(jí)貧困縣身份本身對(duì)于因變量的影響，從而使模型核心自變量系數(shù)發(fā)生估計(jì)偏誤。Angrist J. and Pischke J.， Mostly Harmless Econometrics， Princeton： Princeton University Press， 2009.為了避免這類“壞的控制變量”問(wèn)題（Bad Controls），本文回歸模型的控制變量?jī)H包括：（1）縣與中心城市之間的經(jīng)緯度距離。中心城市定義為兩類，分別是縣域所屬的地級(jí)市與所屬省域的省會(huì)城市。省會(huì)城市通常是省內(nèi)經(jīng)濟(jì)中心，較大的經(jīng)濟(jì)規(guī)模使其對(duì)省內(nèi)各縣具有較強(qiáng)的輻射效應(yīng)。地級(jí)市則是一定地域范圍內(nèi)的經(jīng)濟(jì)中心，對(duì)轄區(qū)內(nèi)的縣同樣具有溢出效應(yīng)。宋小寧、陳斌、梁琦：《區(qū)位劣勢(shì)和縣域行政管理費(fèi)增長(zhǎng)》，《經(jīng)濟(jì)研究》2015年第3期。如果一個(gè)縣域遠(yuǎn)離中心城市，它可能就無(wú)法獲得中心城市的各種資本、技術(shù)和人才溢出效應(yīng)，無(wú)法在發(fā)揮自身比較優(yōu)勢(shì)的基礎(chǔ)上充分參與市場(chǎng)分工，從而不利于該地區(qū)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。Cai H. and Treisman D.， “Does Competition for Capital Discipline Governments？ Decentralization， Globalization， and Public Policy，” American Economic Review， vol.95， no.3， 2005， pp.817～830.（2）縣域平均海拔對(duì)數(shù)值和平均坡度對(duì)數(shù)值。這兩個(gè)變量體現(xiàn)了縣域社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨的基本自然環(huán)境，同時(shí)也是上述距離類地理信息控制變量的進(jìn)一步補(bǔ)充。（3）地級(jí)市固定效應(yīng)。我們的核心自變量不隨時(shí)間改變，如果加入縣級(jí)固定效應(yīng)，會(huì)使得國(guó)家級(jí)貧困縣啞變量的作用被個(gè)體固定效應(yīng)吸收，從而無(wú)法估計(jì)出國(guó)家級(jí)貧困縣身份對(duì)因變量的作用系數(shù)。因此，我們加入地級(jí)市固定效應(yīng)以盡量控制不同地級(jí)市之間的異質(zhì)性。

其次，是采用處理效應(yīng)模型進(jìn)行截面估計(jì)。截面OLS回歸的識(shí)別策略若要成立，需要排除“樣本選擇難題”（Sample Selection Problem）所造成的內(nèi)生性，即某縣不能被一些不可觀測(cè)的地區(qū)特征遺漏因素顯著地影響其是否成為國(guó)家級(jí)貧困縣。如果存在某些不可觀測(cè)的遺漏因素，不但影響了一個(gè)縣是否能夠獲得國(guó)家級(jí)貧困縣身份，而且該因素又與城鄉(xiāng)收入差距相聯(lián)系，那么，此時(shí)計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果刻畫的就是那些與國(guó)家級(jí)貧困縣身份相關(guān)聯(lián)的不可觀測(cè)遺漏因素的作用，而不是國(guó)家級(jí)貧困縣身份本身的影響。這種內(nèi)生性問(wèn)題的存在，使得我們需要采用適用于內(nèi)生性自變量屬于啞變量情形的處理效應(yīng)模型（Treatment Effects Model）進(jìn)行計(jì)量分析，其形式如下：

上式中第一個(gè)方程與（1）式模型完全一致，第二個(gè)方程為處理方程（Treatment Equation），其中，Zi中包含了影響一個(gè)縣是否成為國(guó)家級(jí)貧困縣的相關(guān)因素。處理方程至少需要包含一個(gè)外生的且影響核心自變量即內(nèi)生性啞變量的外生變量，且該外生變量不被同時(shí)包含在主回歸方程之中。這時(shí)，該外生變量實(shí)際上是內(nèi)生性啞變量的工具變量。本文中，Zi除了繼續(xù)包含縣與中心城市距離對(duì)數(shù)、平均海拔對(duì)數(shù)、平均坡度對(duì)數(shù)以及地級(jí)市固定效應(yīng)外，還包括一個(gè)影響國(guó)家級(jí)貧困縣啞變量的工具變量——長(zhǎng)征沿線縣啞變量。

之所以選擇長(zhǎng)征沿線縣啞變量作為核心自變量即國(guó)家級(jí)貧困縣啞變量的工具變量，一方面是因?yàn)樵撟兞颗c核心自變量存在相關(guān)性。長(zhǎng)征作為一個(gè)具有里程碑意義的歷史事件，賦予了所經(jīng)過(guò)地區(qū)一種特殊的政治資源稟賦?，F(xiàn)有的經(jīng)驗(yàn)文獻(xiàn)已經(jīng)發(fā)現(xiàn)長(zhǎng)征提升了長(zhǎng)征沿線縣成為國(guó)家級(jí)貧困縣的概率，Park A.， Wang S. and Wu G.， “Regional Poverty Targeting in China，” Journal of Public Economics， no.1， 2002， pp.123～153； Rupelle M. and Li S.， “Inequality Persistence and Revolution： What Can We Learn from the Long March in China？” http：//www.parisschoolofeconomics.eu/IMG/pdf/JobMarket-1paper-DELARUPELLE-PSE.pdf， 2012；劉暢、馬光榮：《財(cái)政轉(zhuǎn)移支付會(huì)產(chǎn)生“粘蠅紙效應(yīng)”嗎？》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)報(bào)》2015年第1期。這表現(xiàn)在一些不完全符合相關(guān)規(guī)則的長(zhǎng)征沿線縣也被納入了國(guó)家級(jí)貧困縣名單。然而，值得說(shuō)明的是，并非所有的長(zhǎng)征沿線縣都被賦予了國(guó)家級(jí)貧困縣身份，同時(shí)，非國(guó)家級(jí)貧困縣中也存在部分長(zhǎng)征沿線縣。具體而言，在本文樣本所涉及的377個(gè)國(guó)家級(jí)貧困縣中，有100個(gè)屬于長(zhǎng)征沿線縣，占比為26.5%；而351個(gè)周邊非國(guó)家級(jí)貧困縣中，也有82個(gè)屬于長(zhǎng)征沿線縣，占比為23.4%。由此可知，本文所選擇的工具變量與內(nèi)生變量之間并不存在必然的對(duì)應(yīng)關(guān)系，二者在賦值方面的充分變化使得該工具變量具有了較好的合理性，即長(zhǎng)征沿線縣身份可以作為是否成為國(guó)家級(jí)貧困縣身份的一個(gè)外生沖擊。另一方面是由于該工具變量的賦值具有一定程度的隨機(jī)性。這是因?yàn)殚L(zhǎng)征路線選擇事前并沒(méi)有做任何部署，且行軍途中的方向選擇也往往是基于軍事斗爭(zhēng)策略的考慮。

2. 數(shù)據(jù)說(shuō)明

如前文所述，為解決遺漏變量引起的內(nèi)生性問(wèn)題，本文處理效應(yīng)模型中的外生變量是依據(jù)長(zhǎng)征路線而構(gòu)建的，故我們選擇縣級(jí)樣本的范圍限制在長(zhǎng)征路線之上的12個(gè)省級(jí)行政區(qū)。依據(jù)官方記錄，長(zhǎng)征共經(jīng)過(guò)了15個(gè)省級(jí)行政區(qū)（參見(jiàn)《各路紅軍長(zhǎng)征經(jīng)過(guò)的省份》，《人民日?qǐng)?bào)》2016年10月2日），但是2001年頒布實(shí)施《中國(guó)農(nóng)村扶貧開(kāi)發(fā)綱要（2001-2010年）》之后，東部省份內(nèi)不再設(shè)置國(guó)家級(jí)貧困縣或國(guó)家扶貧開(kāi)發(fā)工作重點(diǎn)縣，因而本文樣本時(shí)間段內(nèi)不再涉及福建和廣東；同時(shí)由于青海省中長(zhǎng)征沿線縣只有一個(gè)且數(shù)據(jù)質(zhì)量較差，故也將其予以刪除。最終，本文回歸分析所采用的縣級(jí)樣本主要涉及12個(gè)省級(jí)行政區(qū)，它們分別是江西、湖南、廣西、貴州、重慶、云南、四川、河南、湖北、甘肅、寧夏、陜西。雖然長(zhǎng)征路線的形成是在村級(jí)地區(qū)進(jìn)行的，但囿于村級(jí)及鄉(xiāng)鎮(zhèn)數(shù)據(jù)的可獲得性，本文將回歸樣本限定為縣級(jí)行政區(qū)域，即包括縣與縣級(jí)市（統(tǒng)稱為縣）。長(zhǎng)征沿線縣名單根據(jù)中國(guó)網(wǎng)、人民網(wǎng)等國(guó)家權(quán)威網(wǎng)站公布的中國(guó)工農(nóng)紅軍長(zhǎng)征路線獲得?？紤]到縣級(jí)數(shù)據(jù)的完整性，本文選定2005-2010年間的年度截面數(shù)據(jù)展開(kāi)分析，涉及的縣級(jí)原始數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)縣（市）社會(huì)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》。對(duì)于地理信息控制變量而言，樣本縣與中心城市的經(jīng)緯度距離是根據(jù)國(guó)家地理信息公共服務(wù)平臺(tái)查詢到的經(jīng)緯度數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算后獲得；縣域平均海拔和平均坡度原始數(shù)據(jù)是根據(jù)中國(guó)科學(xué)院資源環(huán)境科學(xué)數(shù)據(jù)中心公布的中國(guó)海拔高度DEM（SRTM 90m）空間分布、中國(guó)100萬(wàn)地貌類型空間分布以及中國(guó)縣級(jí)行政邊界數(shù)據(jù)，采用ArcGIS軟件進(jìn)行提取而得。

我國(guó)疆域廣大，不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)與社會(huì)特征差異明顯，若將全國(guó)所有非國(guó)家級(jí)貧困縣納入計(jì)量分析，會(huì)產(chǎn)生較大噪音進(jìn)而造成估計(jì)偏誤。為獲得精確估計(jì)，我們依據(jù)至少擁有一個(gè)國(guó)家級(jí)貧困縣的原則來(lái)篩選地級(jí)市，將這些地級(jí)市中的國(guó)家級(jí)貧困縣作為處理組，將其中的非國(guó)家級(jí)貧困縣作為對(duì)照組。按照上述規(guī)則，本文樣本共包括377個(gè)國(guó)家級(jí)貧困縣與351個(gè)周邊非國(guó)家級(jí)貧困縣，涉及12個(gè)省級(jí)行政區(qū)的95個(gè)地級(jí)市。需要說(shuō)明的是，地級(jí)市轄區(qū)的行政管理體制與縣或縣級(jí)市具有系統(tǒng)性差異，即縣域會(huì)擁有遠(yuǎn)大于市轄區(qū)的面積和人口，且其自主管理權(quán)遠(yuǎn)大于市轄區(qū)，宋小寧、陳斌、梁琦：《區(qū)位劣勢(shì)和縣域行政管理費(fèi)增長(zhǎng)》，《經(jīng)濟(jì)研究》2015年第3期。故本文數(shù)據(jù)樣本不包含地級(jí)市轄區(qū)。重慶市于1997年成為直轄市，本文中隸屬于重慶市的縣到中心城市的距離分別取其與成都市、重慶市的經(jīng)緯度距離。此外，在縣域年度價(jià)格指數(shù)缺失嚴(yán)重的情況下，為了消除價(jià)格因素的影響，本文按照通常的做法，將具有貨幣單位的相關(guān)變量均采用地級(jí)市GDP指數(shù)折算為以2005年為基期的實(shí)際值。值得指出的還有，本文對(duì)所有連續(xù)型變量也均進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理以弱化異方差性。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

三、基準(zhǔn)回歸結(jié)果及穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

我們所關(guān)注的核心自變量是啞變量，其不隨樣本時(shí)間維度發(fā)生變化，如果采取面板固定效應(yīng)估計(jì)，會(huì)使得國(guó)家級(jí)貧困縣啞變量的作用被個(gè)體固定效應(yīng)吸收，從而無(wú)法估計(jì)出國(guó)家級(jí)貧困縣身份對(duì)于因變量的邊際影響。同時(shí)，面板隨機(jī)效應(yīng)模型也無(wú)法采用，這是因?yàn)樗蠼孛鎮(zhèn)€體與所有解釋變量無(wú)關(guān)，否則會(huì)產(chǎn)生有偏且非一致的估計(jì)結(jié)果。顯然，面板隨機(jī)效應(yīng)模型的假定對(duì)于我國(guó)發(fā)展程度差異較大的不同地區(qū)而言太過(guò)嚴(yán)格。因此，我們采用截面數(shù)據(jù)分別進(jìn)行OLS和處理效應(yīng)模型估計(jì)。值得指出的是，與Heckit兩步法相比，采用極大似然法（ML）估計(jì)處理效應(yīng)模型參數(shù)的效率更高，這是因?yàn)榍罢邥?huì)將第一步估計(jì)中的誤差帶入第二步中，從而導(dǎo)致效率損失。

截面OLS和處理效應(yīng)模型主回歸方程的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2和表3。表3中還報(bào)告了判斷處理效應(yīng)模型內(nèi)生性存在與否的Wald檢驗(yàn)P值，結(jié)果顯示，各模型均不能拒絕處理效應(yīng)模型不存在內(nèi)生性的原假設(shè)。為了簡(jiǎn)化表格，表3中沒(méi)有展示處理效應(yīng)模型中處理方程的回歸結(jié)果，但是其系數(shù)估計(jì)均符合預(yù)期，即長(zhǎng)征沿線縣啞變量在1%顯著性水平上為正，這意味著長(zhǎng)征沿線縣確實(shí)更有可能獲得國(guó)家級(jí)貧困縣身份。表2和表3顯示，無(wú)論是基于2005-2010年間的年度截面數(shù)據(jù)，還是基于樣本時(shí)間段內(nèi)的均值而言，核心自變量系數(shù)都至少在1%顯著性水平上為正值，這意味著相對(duì)于周邊非國(guó)家級(jí)貧困縣而言，國(guó)家級(jí)貧困縣確實(shí)具有更大的城鄉(xiāng)收入差距。

2. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在基準(zhǔn)樣本回歸基礎(chǔ)上，我們進(jìn)行了如表4所示的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果均顯示國(guó)家級(jí)貧困縣啞變量系數(shù)僅發(fā)生了較小變化，原有結(jié)論本質(zhì)上未發(fā)生變化。

穩(wěn)健性檢驗(yàn)具體包括：

（1）進(jìn)一步控制民族自治縣與省會(huì)城市管轄縣啞變量。民族結(jié)構(gòu)是各類歷史因素綜合作用的結(jié)果，而且屬于少數(shù)民族集聚地區(qū)也會(huì)得到某些政策扶持。同時(shí)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展資源主要被政府部門調(diào)控，且級(jí)別越高的地方政府掌握的資源總量越多。因此，一個(gè)縣是否隸屬于省會(huì)城市管轄，實(shí)際上也意味著其與經(jīng)濟(jì)發(fā)展資源的經(jīng)濟(jì)距離的遠(yuǎn)近。加入上述兩個(gè)控制變量之后的回歸結(jié)果沒(méi)有改變?cè)薪Y(jié)論。

（2）刪除了縣級(jí)市樣本。考慮到普通縣與縣級(jí)市畢竟在行政體制上存在差別，我們刪除了基準(zhǔn)樣本中涉及的71個(gè)縣級(jí)市進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)所有處理效應(yīng)模型中國(guó)家級(jí)貧困縣啞變量的顯著性均未發(fā)生變化。

（3）刪除長(zhǎng)征首尾革命根據(jù)地樣本。國(guó)家級(jí)貧困縣可能同時(shí)也是革命根據(jù)地，尤其是長(zhǎng)征首尾的縣級(jí)政府。如果本文的估計(jì)系數(shù)包含革命根據(jù)地的影響，那么識(shí)別出的效果可能就不僅是國(guó)家級(jí)貧困縣的效果，還混雜了革命根據(jù)地相關(guān)優(yōu)惠政策的效果。因此，我們刪除了屬于中央革命根據(jù)地和陜甘寧根據(jù)地的樣本對(duì)相關(guān)回歸進(jìn)行重新考察。其中，中央革命根據(jù)地涉及了江西61個(gè)樣本，陜甘寧根據(jù)地具體包括陜西76個(gè)樣本、甘肅55個(gè)樣本和寧夏9個(gè)樣本。將上述長(zhǎng)征首尾革命根據(jù)地樣本刪除后，我們發(fā)現(xiàn)核心自變量即國(guó)家級(jí)貧困縣啞變量的估計(jì)系數(shù)的顯著性與前文保持了一致，故原有結(jié)論同樣維持不變。

四、作用機(jī)制分析

我們已經(jīng)發(fā)現(xiàn)，相比于周邊非國(guó)家級(jí)貧困縣，國(guó)家級(jí)貧困縣具有更大的城鄉(xiāng)收入差距。那么，接下來(lái)的問(wèn)題是，該情形是通過(guò)何種渠道而發(fā)生的。在現(xiàn)有的縣級(jí)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)資料中，按照城鎮(zhèn)和農(nóng)村劃分后統(tǒng)計(jì)的指標(biāo)比較有限。依據(jù)國(guó)家級(jí)貧困縣政策的扶貧指向，即其重點(diǎn)是針對(duì)存在于農(nóng)村地區(qū)的貧困人口，本文選擇農(nóng)村人口比例和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資完成額比例作為可能的機(jī)制變量，其中，前者是農(nóng)村人口占總?cè)丝诘谋壤?，后者是農(nóng)村固定資產(chǎn)投資完成額占總固定資產(chǎn)投資完成額的比例。雖然上述兩個(gè)機(jī)制變量?jī)H針對(duì)農(nóng)村地區(qū)構(gòu)建，但是因?yàn)槠鋵儆诒壤愖兞?，故?shí)際上也蘊(yùn)含著城鎮(zhèn)地區(qū)的相關(guān)信息。

接下來(lái)，機(jī)制分析的思路是：首先，判斷國(guó)家級(jí)貧困縣與機(jī)制變量的關(guān)系；其次，確認(rèn)機(jī)制變量與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系；最后，根據(jù)上述步驟綜合判斷機(jī)制分析是否成立。我們分別進(jìn)行截面OLS與處理效應(yīng)模型估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表5和表6。表5顯示，除了因變量為農(nóng)村固定資產(chǎn)投資完成額比例時(shí)的OLS回歸中核心自變量系數(shù)為不顯著正值外，其他情形下的核心自變量估計(jì)系數(shù)均顯著為正。這意味著，在我們的縣級(jí)樣本范圍內(nèi)，相對(duì)于周邊非國(guó)家級(jí)貧困縣，國(guó)家級(jí)貧困縣具有更高的農(nóng)村人口比例和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資完成額比例?？梢?jiàn)，在針對(duì)貧困地區(qū)的各類扶持優(yōu)惠政策或財(cái)政資金支持的影響下，國(guó)家級(jí)貧困縣將更多的經(jīng)濟(jì)資源配置到了農(nóng)村地區(qū)。進(jìn)一步，表6顯示，兩個(gè)機(jī)制變量，即農(nóng)村人口比例和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資完成額比例，與縣級(jí)城鄉(xiāng)收入差距之間均呈現(xiàn)出了顯著的正相關(guān)關(guān)系，即二者數(shù)值越高，城鄉(xiāng)收入差距也就越高。

綜合表5和表6所展示的信息可知，國(guó)家級(jí)貧困縣的農(nóng)村地區(qū)雖然可以獲得更多的政策扶持，但是該種情形客觀造成了一個(gè)負(fù)面結(jié)果，那就是城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。許多學(xué)者充分闡釋了城市化可以縮小城鄉(xiāng)收入差距的理論邏輯。呂煒、高飛：《城鎮(zhèn)化、市民化與城鄉(xiāng)收入差距》，《財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)》2013年第12期；陸銘、向?qū)捇ⅲ骸镀平庑逝c平衡的沖突——論中國(guó)的區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略》，《經(jīng)濟(jì)社會(huì)體制比較》2014年第4期；陸銘：《求解“不可能三角”：理性、公正與效率》，《探索與爭(zhēng)鳴》2015年第10期。一般而言，在城市化與工業(yè)化的進(jìn)程中，自然出現(xiàn)的一個(gè)趨勢(shì)是勞動(dòng)力從農(nóng)村向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，且通過(guò)這個(gè)過(guò)程往往可以實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)收入差距的縮小。原因在于：一方面，在城市化過(guò)程中，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移目的地是生產(chǎn)率更高的城市部門，這本身屬于勞動(dòng)力資源的優(yōu)化配置。從農(nóng)村地區(qū)轉(zhuǎn)移而來(lái)的勞動(dòng)力數(shù)量將增加城市勞動(dòng)力市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)，降低城市勞動(dòng)力的平均工資。另一方面，農(nóng)村勞動(dòng)力向城市流動(dòng)之后，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的減少會(huì)提高農(nóng)村地區(qū)的人均資源占有量，比如人均耕地資源，從而有利于通過(guò)農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)等途徑使得農(nóng)村勞動(dòng)生產(chǎn)率獲得提升。此外，流向城市的勞動(dòng)力也可能將在城市部門工作積累的資金帶回農(nóng)村，用于農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資，改善農(nóng)村生產(chǎn)生活條件，這也有利于提高農(nóng)民收入水平。兀晶、盧海霞：《城鎮(zhèn)化、城市偏向?qū)Τ青l(xiāng)收入差距的影響》，《經(jīng)濟(jì)問(wèn)題》2015年第9期。然而，當(dāng)國(guó)家級(jí)貧困縣的農(nóng)村地區(qū)可以獲得更多的資源扶持時(shí)，就可能改變勞動(dòng)力流動(dòng)決策的成本和收益相對(duì)大小，從而使得城市化縮小城鄉(xiāng)收入差距的邏輯鏈條不再成立，從而導(dǎo)致縣級(jí)城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大。

五、結(jié)論與建議

國(guó)家級(jí)貧困縣政策是我國(guó)精準(zhǔn)扶貧工作的重要舉措。具有國(guó)家級(jí)貧困縣身份，相當(dāng)于擁有了獲得國(guó)家優(yōu)惠政策支持的重要經(jīng)濟(jì)資源。本文從國(guó)家級(jí)貧困縣身份與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系角度，評(píng)估了國(guó)家級(jí)貧困縣政策所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)績(jī)效。研究發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于地理發(fā)展條件相似的周邊非國(guó)家級(jí)貧困縣，國(guó)家級(jí)貧困縣具有更大的城鄉(xiāng)收入差距。為了解決可能存在的遺漏變量引起的內(nèi)生性問(wèn)題，我們謹(jǐn)慎地選擇了估計(jì)樣本，盡量多地加入了地理信息類控制變量，也使用了能夠減弱啞變量?jī)?nèi)生性問(wèn)題的處理效應(yīng)模型。當(dāng)然，在控制了民族自治縣與省會(huì)城市管轄縣啞變量、刪除縣級(jí)市樣本、刪除革命根據(jù)地樣本等穩(wěn)健性檢驗(yàn)之后，上述結(jié)論同樣成立。

進(jìn)一步，我們也嘗試回答了為什么國(guó)家級(jí)貧困縣具有更大的城鄉(xiāng)收入差距。作用機(jī)制分析顯示，在我們的縣級(jí)樣本范圍內(nèi)，相對(duì)于周邊非國(guó)家級(jí)貧困縣，國(guó)家級(jí)貧困縣具有更高的農(nóng)村人口比例和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資完成額比例。這意味著在針對(duì)貧困地區(qū)的各類扶持優(yōu)惠政策或財(cái)政資金支持的影響下，國(guó)家級(jí)貧困縣將更多的經(jīng)濟(jì)資源配置到了農(nóng)村地區(qū)。同時(shí)，兩個(gè)機(jī)制變量即農(nóng)村人口比例和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資完成額比例，與縣級(jí)城鄉(xiāng)收入差距之間均呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系。最終，可以得出的結(jié)論是，國(guó)家級(jí)貧困縣的農(nóng)村地區(qū)雖然可以獲得更多的政策扶持，但是該種情形很可能改變勞動(dòng)力流動(dòng)決策的成本和收益相對(duì)大小，從而使得城市化縮小城鄉(xiāng)收入差距的邏輯鏈條不再成立，即客觀造成了城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的負(fù)面結(jié)果。

本文結(jié)論有利于客觀評(píng)估對(duì)于落后地區(qū)優(yōu)惠扶持政策的經(jīng)濟(jì)績(jī)效。單純依賴上級(jí)政府的優(yōu)惠扶持政策或財(cái)政資金轉(zhuǎn)移支付，并不能自然地實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民收入差距的縮小。在一定意義上，當(dāng)城鄉(xiāng)人民大眾都能夠更充分地享有國(guó)家優(yōu)惠政策扶持而帶來(lái)的發(fā)展成果時(shí)，經(jīng)濟(jì)資源在城鄉(xiāng)之間的配置效率才真正達(dá)到了最優(yōu)化。在追求城鄉(xiāng)之間平衡發(fā)展目標(biāo)時(shí)，并不是需要規(guī)?；蚩偭恳饬x上平衡，實(shí)際上，在人均意義上實(shí)現(xiàn)平衡才能達(dá)到城鄉(xiāng)居民都能夠分享經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果的目標(biāo)。當(dāng)然，總量上的城鄉(xiāng)間平衡也最難以實(shí)現(xiàn)，這是因?yàn)榻?jīng)濟(jì)和人口集聚發(fā)展是符合規(guī)模經(jīng)濟(jì)的總體趨勢(shì)。陸銘、陳釗：《為什么土地和戶籍制度需要聯(lián)動(dòng)改革》，《學(xué)術(shù)月刊》2009年第9期。越是經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的國(guó)家，其經(jīng)濟(jì)活動(dòng)和人口就越向城市的周圍集聚。為了實(shí)現(xiàn)“在集聚中走向平衡”的城鄉(xiāng)發(fā)展路徑，本文提出以下三點(diǎn)具有可行性的政策措施：

第一，解除限制農(nóng)村人口流向城鎮(zhèn)的諸多限制。對(duì)于我國(guó)而言，城鄉(xiāng)間平衡發(fā)展的關(guān)鍵是農(nóng)村勞動(dòng)力能夠自由流動(dòng)，并能夠轉(zhuǎn)化為真正的市民。然而，基于對(duì)城市公共資源和就業(yè)崗位的保護(hù)，城市地區(qū)總是或至少部分地存在戶籍歧視的現(xiàn)象。戶籍歧視使得農(nóng)村居民在工資水平、職業(yè)培訓(xùn)力度、社會(huì)保障、子女教育等方面不能享有與城市人口同等的待遇，進(jìn)而抑制了農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)的可能性。萬(wàn)海遠(yuǎn)等采用傾向得分匹配與雙重差分方法分析發(fā)現(xiàn)，戶籍歧視使得農(nóng)村居民個(gè)體的收入減少了3.5%。萬(wàn)海遠(yuǎn)、李實(shí)：《戶籍歧視對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響》，《經(jīng)濟(jì)研究》2013年第9期。所以，政府部門應(yīng)該逐步降低農(nóng)村居民獲取本地城鎮(zhèn)戶籍的門檻，在戶籍政策方面作出調(diào)整，包括逐步建立統(tǒng)一的戶口登記制度，允許農(nóng)村勞動(dòng)力在一定年限內(nèi)轉(zhuǎn)變?yōu)槌鞘芯用?，逐步使戶籍制度與各種福利待遇相脫鉤，使其盡快回歸到單純的人口統(tǒng)計(jì)等戶籍功能。

第二，政府部門應(yīng)該更加重視在金融資源獲取層面實(shí)施造血式扶貧政策。在農(nóng)村地區(qū)努力發(fā)展勞動(dòng)密集型的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，增加農(nóng)村居民的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)，是增加農(nóng)村居民收入的一個(gè)有效渠道。然而，在我國(guó)城鄉(xiāng)之間存在二元分割的大背景下，金融資源存在明顯的二元特征。造血式扶貧政策面臨的一個(gè)首要約束是農(nóng)村金融資源的短缺，這表現(xiàn)為農(nóng)村地區(qū)的金融資源難以為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供精準(zhǔn)有效的資金融通渠道。龍海明、凌煉、譚聰杰、王志鵬：《城鄉(xiāng)收入差距的區(qū)域差異性研究》，《金融研究》2015年第3期。政府部門應(yīng)該重視新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的發(fā)展，增強(qiáng)其對(duì)農(nóng)村居民進(jìn)行涉農(nóng)企業(yè)創(chuàng)業(yè)的支持力度和對(duì)農(nóng)村社會(huì)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投資力度，從根本上提高農(nóng)村居民的勞動(dòng)生產(chǎn)率。此外，需要提出的是，賈俊雪等已經(jīng)證明小額信貸對(duì)貧困農(nóng)村居民增加收入具有積極的促進(jìn)作用，其可以促使貧困村農(nóng)戶人均純收入的增速提高4.1%，而與此同時(shí)無(wú)償?shù)馁Y本補(bǔ)貼扶貧形式的效果則較弱。賈俊雪、秦聰、劉勇政：《“自上而下”與自下而上”融合的政策設(shè)計(jì)——基于農(nóng)村發(fā)展扶貧項(xiàng)目的經(jīng)驗(yàn)分析》，《中國(guó)社會(huì)科學(xué)》2017年第9期。因此，我們可以更加積極地運(yùn)用小額信貸這一扶貧方式，有效激發(fā)貧困農(nóng)村居民的脫貧主動(dòng)性和自我發(fā)展能力。

第三，政府部門應(yīng)該推進(jìn)城鄉(xiāng)之間公共服務(wù)的適度均等化，建立健全農(nóng)民工社會(huì)保障體系，讓社會(huì)公共服務(wù)在城鄉(xiāng)之間的差異得到最大限度的彌補(bǔ)。目前我國(guó)的情況是，地方政府往往僅是以土地的城鎮(zhèn)化為目標(biāo)取向，社會(huì)服務(wù)層面上的真正的市民化轉(zhuǎn)變卻難以實(shí)現(xiàn)。李尚蒲、羅必良：《城鄉(xiāng)收入差距與城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略選擇》，《農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題》2012年第8期。呂煒和高飛構(gòu)建了二元結(jié)構(gòu)下市民化措施影響城鄉(xiāng)收入差距的一般均衡模型，在此基礎(chǔ)上通過(guò)數(shù)值模擬的方法動(dòng)態(tài)模擬了城鄉(xiāng)收入差距的演變路徑，研究發(fā)現(xiàn)快速推進(jìn)的城鎮(zhèn)化以及能夠降低公共服務(wù)差異的市民化措施可以縮小城鄉(xiāng)收入差距。呂煒、高飛：《城鎮(zhèn)化、市民化與城鄉(xiāng)收入差距》，《財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)》2013年第12期。同時(shí)，在城鄉(xiāng)教育服務(wù)層面，陳斌開(kāi)等認(rèn)為我國(guó)教育經(jīng)費(fèi)投入政策很大程度上導(dǎo)致了城鄉(xiāng)公共教育水平差異，進(jìn)而城鄉(xiāng)公共教育支出規(guī)模差異對(duì)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的貢獻(xiàn)率甚至達(dá)到了35%。陳斌開(kāi)、張鵬飛、楊汝岱：《政府教育投入、人力資本投資與中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距》，《管理世界》2010年第1期。因此，未來(lái)需要縮小有無(wú)本地戶籍的常住人口在享有幼兒園、中小學(xué)等基礎(chǔ)教育資源方面的權(quán)利差距，最終通過(guò)各類專項(xiàng)財(cái)政轉(zhuǎn)移支付的方式推進(jìn)城鄉(xiāng)間教育資源的適度均等化。

作者單位：江西財(cái)經(jīng)大學(xué)規(guī)制與競(jìng)爭(zhēng)研究中心、江西財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院

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