陳守東 顧天翊
摘?要:本文利用扶貧改革試驗區(qū)構(gòu)建了不同強度產(chǎn)業(yè)扶貧政策實施樣本,進而基于準自然實驗的分析思路考察了產(chǎn)業(yè)扶貧的貧困擺脫效應(yīng)。研究表明,以專項金融資本扶持為信號的產(chǎn)業(yè)扶貧,能夠加速貧困人口向社會產(chǎn)業(yè)大循環(huán)的納入,從而通過貧困人口內(nèi)生增收路徑的構(gòu)建提升貧困擺脫效率,但產(chǎn)業(yè)扶貧及相應(yīng)的專項信貸扶持對貧困減緩的作用存在邊際遞減特征。同時財政資金投入對貧困擺脫的作用依然是顯著的,轉(zhuǎn)移支付的增加、農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施條件的改善、產(chǎn)業(yè)環(huán)境的優(yōu)化,確實能夠進一步提升產(chǎn)業(yè)扶貧專項信貸的支持效率。此外,資本稀缺依然是貧困人口增收的主要瓶頸。本文就產(chǎn)業(yè)扶貧政策框架的優(yōu)化提出了相關(guān)建議。
關(guān)鍵詞:產(chǎn)業(yè)扶貧;貧困擺脫;準自然實驗;雙差分模型
中圖分類號:F32;C979??文獻標識碼:A
文章編號:1000-176X(2019)10-0113-09
一、問題的提出
消除貧困、改善民生,實現(xiàn)共同富裕,是社會主義的本質(zhì)要求。改革開放以來,我國在貧困減緩方面成績斐然。1978—2018年,我國農(nóng)村貧困人口規(guī)模從2.5億人降低至1 660萬人,相應(yīng)的貧困發(fā)生率也從1978年的30.7%降低至2018年的1.7%。根據(jù)聯(lián)合國《2016年人類發(fā)展報告》的統(tǒng)計,全球極端貧困人口在1990—2016年間凈減少10.64億人中,中國的貢獻超過63.5%。
值得說明的是,國內(nèi)外統(tǒng)計貧困人口減少數(shù)量存在不一致,主要原因在于我國對貧困人口收入認定標準的調(diào)整,如我國2011年將貧困線標準由2010年的1 274元提高到2 300元,貧困人口數(shù)量也相應(yīng)地從1 736萬人上升到5 739萬人。
正如林伯強[1]指出的,中國的減貧成效得益于制度紅利不斷釋放下實現(xiàn)的持續(xù)高增長以及政府多元化扶貧戰(zhàn)略的實施。經(jīng)濟增長引致的“滴漏效應(yīng)”通過增量釋放提升了貧困人口就業(yè)機會與收入,從而實現(xiàn)了覆蓋貧困人口的普惠式增長。而我國持續(xù)推進的“政府主導(dǎo)、社會參與”的政府扶貧政策的優(yōu)化與完善,特別是扶貧策略模式從“救濟型”向“幫扶型”的逐步過渡[2],增強了“以富帶窮”“以集體托個體”的貧困人口再生產(chǎn)能力,構(gòu)建了貧困擺脫的自我實現(xiàn)路徑[3],也因此提升了財政資金的扶貧效率,大大降低了“返貧”概率[4]。
然而,隨著扶貧深度的加大與減貧實現(xiàn)的邊際遞減作用[5],剩余貧困人口的扶貧難度加大。這種難度的增加,一是源自城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)導(dǎo)致的收入分配不均一定程度上阻礙了經(jīng)濟增長的增量收益對貧困人口的“滴漏”。二是因為當前貧困人口主體已從絕對貧困轉(zhuǎn)變?yōu)橄鄬ω毨?,増收機會和發(fā)展權(quán)利缺失已代替溫飽與生存成為減貧的主要矛盾[6-7],再生產(chǎn)資本稀缺、稟賦缺陷與意識僵化所形成的貧困固化與路徑依賴都增加了貧困擺脫的難度[8-9]。
正是注意到在傳統(tǒng)的扶貧模式中,政府轉(zhuǎn)移支付在減貧維度上難以避免政策主體逆選擇行為[10] 與扶貧瞄準“脫靶”的減貧需求偏離問題[11-12],以商業(yè)銀行為主體的貧困戶信用貸款則存在貧困漏出、順周期性與弱持續(xù)性問題[13],具有融資、融智和融制優(yōu)勢的開發(fā)性金融逐步成為新形勢下金融扶貧的主力軍,我國扶貧政策重心也逐步向“精準+產(chǎn)業(yè)”轉(zhuǎn)移[14]?!熬珳省敝竿ㄟ^建檔立卡增強貧困人口甄別與貧困資源對接效率,而“產(chǎn)業(yè)”則是指扶貧與金融支持的對象開始轉(zhuǎn)向“龍頭企業(yè)+合作社+貧困戶”“家庭農(nóng)場+貧困戶”等合作幫扶新模式,幫助貧困人群走上扶貧產(chǎn)業(yè)發(fā)展通道、分享產(chǎn)業(yè)發(fā)展紅利,以期通過將貧困人口生產(chǎn)活動納入社會產(chǎn)業(yè)大循環(huán)來構(gòu)建貧困的內(nèi)生擺脫路徑。長期以來,由于受金融機制、貧困農(nóng)戶信用、信貸渠道等多重因素制約,貧困地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展一直存在“貸款難、貸款貴、貸款慢”等問題,如何通過金融支持推動貧困地區(qū)特色產(chǎn)業(yè)發(fā)展壯大,將金融資源、金融手段注入產(chǎn)業(yè)扶貧的全過程,實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)政策、扶貧政策、財政政策、信貸政策的無縫對接,不斷增強貧困地區(qū)自身“造血”功能,一直是產(chǎn)業(yè)扶貧工作的核心和關(guān)鍵,同時,產(chǎn)業(yè)扶貧也成為金融扶貧的主要模式。
在扶貧政策轉(zhuǎn)向已經(jīng)基本完成的這一現(xiàn)實背景下當前我國扶貧政策的重心向產(chǎn)業(yè)扶貧集中已經(jīng)是一個不爭的事實。自2015年開始,國家開發(fā)銀行與中國農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行扶貧信貸資金中超過65%投向產(chǎn)業(yè)扶貧,我國有包括湖南、江西、安徽、浙江、廣東等23個省份在扶貧文件中都明確要求,用于產(chǎn)業(yè)扶貧的專項財政資金占扶貧資金的比重不能低于60%。,一個重要的且亟待檢驗的問題據(jù)此產(chǎn)生,即將扶貧重心從貧困戶轉(zhuǎn)移到扶貧產(chǎn)業(yè)、將扶貧資源由個體向產(chǎn)業(yè)集中,是否確實能如政策預(yù)期的那樣,能夠克服扶貧對象“失靶”從而表現(xiàn)出更好的貧困擺脫效應(yīng)?產(chǎn)業(yè)扶貧又是否實現(xiàn)了貧困人口脫貧增收與當?shù)禺a(chǎn)業(yè)發(fā)展的內(nèi)生融合?這一問題的回答即決定著當前扶貧政策的合理性與正當性,也一定程度上關(guān)乎于未來扶貧目標的順利實現(xiàn)。
但自產(chǎn)業(yè)扶貧模式實施以來,將扶持重點從貧困個體轉(zhuǎn)移到相關(guān)產(chǎn)業(yè),從而實現(xiàn)“產(chǎn)業(yè)+個體”的共贏式發(fā)展是不是貧困擺脫的最優(yōu)政策路徑在學(xué)術(shù)界尚未形成一致性的定論。以Laffont[15]、申云和彭小兵[16]以及左停[12]為代表的研究,都得到了支持產(chǎn)業(yè)扶貧在產(chǎn)業(yè)選擇的合理性、扶貧資源的集中性以及減貧效應(yīng)方面優(yōu)于“救濟式”扶貧的結(jié)論,并認為產(chǎn)業(yè)扶貧的優(yōu)勢主要表現(xiàn)在基于產(chǎn)業(yè)而非個體的扶持甄別能夠避免扶貧對象的貧困依賴與個體失信導(dǎo)致的扶貧資源沉淀,同時,產(chǎn)業(yè)扶貧注入的資本具有更高的盈利可能,能夠保證有限信貸資本的持續(xù)性投入,此外,政府與銀行主體的介入對技術(shù)障礙突破、產(chǎn)業(yè)整合以及農(nóng)村賦權(quán)等方面也更具能力與前瞻性,從而能夠有效規(guī)避貧困人口過度風(fēng)險厭惡、缺乏遠視等對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響。李志平[17]在一個政府、銀行、大戶與貧困戶多主體均衡福利分析框架中,比較了“送豬崽”與“折現(xiàn)金”的減貧效應(yīng)差異,
在李志平[17]的研究中,“送豬崽”是指直接對貧困戶提供生產(chǎn)資本,而“折現(xiàn)金”則是指直接給貧困戶提供資金,由貧困戶自由選擇產(chǎn)業(yè)與投資項目。在當前我國產(chǎn)業(yè)扶貧的主要模式中,“合作社+貧困戶”“基地+貧困戶”等產(chǎn)業(yè)合作模式實際都屬于“送豬崽”。結(jié)論認為,從長期看,以產(chǎn)業(yè)而非貧困個體為對象的扶貧選擇,具有更好的福利實現(xiàn)與貧困擺脫效應(yīng)。
但是,還有大量的研究卻堅持認為,即使貧困人口存在懶惰、盲目與缺乏技術(shù)稟賦問題,相對于生產(chǎn)性資本與生產(chǎn)機會獲得,無論是轉(zhuǎn)移支付還是信貸資本的貧困人口現(xiàn)金獲得,總是具有更高的福利改善與貧困減緩效應(yīng)。其理由包括:一是以Hassan和Choudhury[18]為代表的學(xué)者認為,產(chǎn)業(yè)扶貧具有更高的交易成本與產(chǎn)業(yè)選擇成本,從而稀釋了扶貧資源 。二是貧困戶的現(xiàn)金獲得對短期福利的改善將是產(chǎn)業(yè)扶貧難以實現(xiàn)的,同時“大戶+貧困戶”的產(chǎn)業(yè)合作模式中大戶的反向福利剝奪也是難以避免的[19],這可能造成貧困戶在政府主導(dǎo)扶貧產(chǎn)業(yè)中的相對弱勢與退出。三是致貧原因的復(fù)雜性可能造成產(chǎn)業(yè)稟賦與貧困人口個體稟賦的偏離,從而使得產(chǎn)業(yè)扶貧僅僅能夠通過雇傭機會增加實現(xiàn)貧困人口覆蓋,這甚至?xí)档拓毨丝诘氖杖雽崿F(xiàn)[20]。
因為在資本稀缺性限制下,產(chǎn)業(yè)扶貧與個體扶貧總是存在替代關(guān)系。此外,Acemoglu和Robinson[21]還認為,雖然針對貧困人口的小額信貸等金融工具能夠加速消費平滑與資本積累,但在產(chǎn)業(yè)扶貧框架中,當扶持主體從貧困個體轉(zhuǎn)移到產(chǎn)業(yè)時,金融機構(gòu)難以很好地平衡“資本盈利目標”與“減貧公益目標”的沖突,會影響到專項金融扶持資本的減貧實現(xiàn)。Montalvo和Ravallion[22]則基于印度與柬埔寨樣本實證考察了產(chǎn)業(yè)扶貧的減貧表現(xiàn),認為產(chǎn)業(yè)扶貧與救濟和個體信用貸款等扶貧工具相比較,并未表現(xiàn)出更好的減貧效應(yīng),其原因在于貧困戶的產(chǎn)業(yè)選擇通常是盲目的,且這種盲目性在政府與金融機構(gòu)介入時也難以規(guī)避,從而使得產(chǎn)業(yè)扶貧的金融資本存在更為浪費與低效的問題。宮留記[23]的研究也證實,雖然我國將金融扶持資本的甄別責(zé)任轉(zhuǎn)移到政策性銀行,但扶貧產(chǎn)業(yè)選擇存在主體不明、產(chǎn)業(yè)甄別效率低下、產(chǎn)業(yè)選擇合理性不高等問題,“精英捕獲”與“扶富不扶貧”等由于主體目標沖突與策略偏差導(dǎo)致的扶貧“失靶”問題依然較為普遍。
考慮到產(chǎn)業(yè)扶貧與個體扶貧的政策效應(yīng)問題尚有待厘清,也因為現(xiàn)有文獻中對我國產(chǎn)業(yè)扶貧的實際減貧效應(yīng)并未進行充分、合理與全面的評估,本文嘗試在“精準+產(chǎn)業(yè)”扶貧的制度框架中,結(jié)合我國“先試先行”的政策實施范式,以我國2014年開始設(shè)立的6個扶貧改革試驗區(qū)為樣本,基于準自然實驗的實證思路檢驗與考察產(chǎn)業(yè)扶貧的實際減貧效應(yīng),在分析減貧實現(xiàn)影響機制基礎(chǔ)上,回答“產(chǎn)業(yè)扶貧是否具有更好的貧困擺脫效應(yīng)”這一關(guān)鍵問題,從而為我國產(chǎn)業(yè)扶貧政策的合理性與多主體“共贏扶貧生態(tài)”的構(gòu)建提供必要依據(jù)。
本文的主要貢獻體現(xiàn)在以下兩點:一是在我國扶貧政策已基本完成“產(chǎn)業(yè)扶貧”轉(zhuǎn)向,差異化政策實施樣本相對匱乏的約束下,通過扶貧改革試驗區(qū)這一存在傾斜性產(chǎn)業(yè)扶貧資金注入的對象,基于準自然實驗的思路構(gòu)建“高強度產(chǎn)業(yè)扶貧組”與“低強度產(chǎn)業(yè)扶貧組”,通過雙重差分模型分離出產(chǎn)業(yè)扶貧的實際減貧效應(yīng),實現(xiàn)對產(chǎn)業(yè)扶貧政策效應(yīng)的精準評估。二是注意到我國政策供給與政策實施具有典型的“顯性集聚效應(yīng)”,可能導(dǎo)致實證模型存在“更好的減貧實現(xiàn)引致更多的產(chǎn)業(yè)扶貧資金供給”的反向因果與解釋變量內(nèi)生化,因此引入工具變量有效控制了內(nèi)生性問題,保證了參數(shù)估計的一致性。
二、研究思路與模型設(shè)計
現(xiàn)有文獻中,相對缺乏對產(chǎn)業(yè)扶貧的減貧效應(yīng)進行直接性定量評估的研究,少數(shù)文獻如Montalvo和Ravallion[22]、申云和彭小兵[16]都是在一個因果建??蚣苤?,將多種貧困擺脫模式與政策工具同時引入,通過比較政府救濟資金與金融信貸資本、個體信貸與產(chǎn)業(yè)融資以及政府扶貧資金的不同投入方式,如基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資、人力資本培訓(xùn)投資等的差異性減貧結(jié)果,論證最優(yōu)的扶貧模式與政府最佳扶貧路徑問題。但正如Crook[10]所指出的,“減貧實現(xiàn)往往是多種政策工具綜合作用的結(jié)果,政策間也往往存在互補或替代性關(guān)系,這使得分離出具體政策的影響總是相對困難,更遑論貧困個體的自選擇行為也一定程度上影響到對政策工具的定量評估”。
貧困個體的自選擇行為主要是指,由于貧困個體的理性程度、健康與人力資本水平以及致貧原因的差異化,貧困人口對不同政策工具具有自我篩選與自我排斥的意愿與行為,這種自選擇行為的存在會影響扶貧資源的個體配給,進而造成對不同扶貧工具的政策效果評價的失準。這實際動搖了上述研究范式的基礎(chǔ)。
我們考察產(chǎn)業(yè)扶貧貧困擺脫效應(yīng)的另一個困難在于,在產(chǎn)業(yè)維度上總是難以實現(xiàn)對“扶貧產(chǎn)業(yè)”與“非扶貧產(chǎn)業(yè)”的準確剝離,因為一個必須承認的事實是,所有產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,通過工人雇傭、產(chǎn)業(yè)聯(lián)動、稅收與轉(zhuǎn)移支付等都表現(xiàn)出一定的扶貧功能,而產(chǎn)業(yè)扶貧專項信貸資本也難以避免地會向關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)溢出與轉(zhuǎn)移。為解決這一困難,以Hassan和 Choudhury[18]、李志平[17]為代表的研究在“金融扶持資本—扶貧產(chǎn)業(yè)發(fā)展—減貧實現(xiàn)”的邏輯框架中放棄了對扶貧產(chǎn)業(yè)的測度,直接通過分析金融扶持資本的減貧效應(yīng)來實現(xiàn)對產(chǎn)業(yè)扶貧政策的評價,
這一分析思路隱含的邏輯是,更多的金融扶持資本或?qū)m椥刨J的注入,總是能夠?qū)崿F(xiàn)更好的扶貧產(chǎn)業(yè)發(fā)展。但這一研究范式存在一個難以回避的問題是,扶貧產(chǎn)業(yè)金融扶持效率是存在差異的,同時,扶貧產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也有其內(nèi)在產(chǎn)業(yè)邏輯,并不完全取決于金融資本的扶持強度。
不過,Scott和Porta[24]對集權(quán)型還是民主型政府更存在減貧約束的分析,卻為考察產(chǎn)業(yè)扶貧的貧困擺脫效應(yīng)提供了思路,Scott和Porta[24]使用亞洲與非洲73個樣本國進行了集權(quán)與民主政府的傾向得分匹配,然后通過分析政府貧困議案數(shù)量的差異實現(xiàn)了對相關(guān)問題的論證。而與之相似的是,我國政府的制度實踐與政策推進路徑具有典型的“先試先行”與“先點后面”特征,更具體地說,我國自2014年確立“精準+產(chǎn)業(yè)”的扶貧戰(zhàn)略思路后,2013年7月—2015年11月,先后批準了6個國家級扶貧改革試驗區(qū),
6個扶貧改革試驗區(qū)包括遼寧阜新、江蘇宿遷、廣東清遠、山東淄博、福建三明、浙江麗水。但在具體的試驗區(qū)選擇上,卻并未集中在貧困人口數(shù)量最多、資源稟賦與自然條件最為惡劣、農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)更為薄弱、致貧原因更為復(fù)雜的傳統(tǒng)“老少邊窮”地區(qū),而是有意識地選擇了具備基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)、存在相對區(qū)位優(yōu)勢、資源稟賦相對特殊易于發(fā)展特色農(nóng)副產(chǎn)業(yè)的相關(guān)地區(qū),其政策目的性相對明顯,即扶貧改革試驗區(qū)實際是扶貧戰(zhàn)略重心向產(chǎn)業(yè)扶貧轉(zhuǎn)移的政策實踐區(qū),以探索“政府+金融支持”的雙主體產(chǎn)業(yè)扶貧支持模式,產(chǎn)業(yè)扶貧也作為扶貧的最主要內(nèi)容成為扶貧改革試驗區(qū)扶貧政策實踐的核心,
2017—2018年6個扶貧改革試驗區(qū)評估報告中,都將產(chǎn)業(yè)扶貧作為加速實現(xiàn)貧困擺脫的主要方式。從這個意義上講,“扶貧改革試驗區(qū)”實際上具有典型的“產(chǎn)業(yè)扶貧試驗區(qū)”屬性。
而同期,除了扶貧改革試驗區(qū)外,在我國扶貧工作的攻堅對象——集中連片特困區(qū)的435個貧困縣中,雖然自2014年產(chǎn)業(yè)扶貧基調(diào)確立后也開展了大量產(chǎn)業(yè)扶貧實踐,國家開發(fā)銀行和中國農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行等大型金融機構(gòu)的產(chǎn)業(yè)扶貧專項信貸也在持續(xù)供給,但這些地區(qū)相對扶貧改革試驗區(qū)而言,產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)條件相對薄弱,抗市場風(fēng)險能力較弱,是“產(chǎn)業(yè)扶貧試驗區(qū)”模式成熟后重點推廣的政策后驗地區(qū)。沿著Scott和Porta[24]的思路,這些非改革試驗區(qū)的集中連片特困縣與扶貧改革試驗區(qū)據(jù)此構(gòu)成了政策供給強度具有顯著差異的“高強度產(chǎn)業(yè)扶貧樣本組”與“低強度產(chǎn)業(yè)扶貧樣本組”,這種配對樣本的存在,使得在干預(yù)—控制框架下能夠通過比較不同樣本組貧困擺脫的差異性結(jié)果分離出產(chǎn)業(yè)扶貧的實際減貧效應(yīng),從而使得檢驗“產(chǎn)業(yè)扶貧是否具有更好的貧困擺脫效應(yīng)”成為可能。
由此,本文選擇6個國家扶貧改革試驗區(qū)所轄的33個縣與除此之外的402個集中連片特困縣進行干預(yù)實驗配對,
扶貧改革試驗區(qū)中還包括9個城市,考慮到城市扶貧與農(nóng)村扶貧的政策路徑差異,本文實證樣本并未包括這些城市。將6個國家扶貧改革試驗區(qū)所轄的33個縣定義為試驗組(T=1),將剩余的402個集中連片特困縣定義為對照組(T=0),并借助于雙重差分模型以控制樣本事前差異導(dǎo)致的異質(zhì)性與其他共時性變量的沖擊,以分離出產(chǎn)業(yè)扶貧政策實施的貧困擺脫凈效應(yīng),據(jù)此,產(chǎn)業(yè)扶貧的貧困擺脫效應(yīng)雙重差分模型可表示為:
porit=κ+αfinit+γfinit×Tit+∑βjXit+εit(1)
其中,porit為各貧困縣的貧困擺脫效應(yīng)測度變量;finit為產(chǎn)業(yè)扶貧變量,以衡量產(chǎn)業(yè)扶貧政策的實施強度。在實際測度上,由于產(chǎn)業(yè)扶貧資金主要源自開發(fā)性金融機構(gòu)和政策性金融機構(gòu)的專項信貸供給,因此,本文直接使用各樣本縣國家開發(fā)銀行與中國農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行產(chǎn)業(yè)扶貧專項信貸投放量作為代理變量加以測度;
Tit=1代表實驗組,以此表征存在高強度的產(chǎn)業(yè)扶貧政策實踐;Tit=0代表對照組,以此表示低產(chǎn)業(yè)扶貧政策實踐。此時,高、低強度產(chǎn)業(yè)扶貧樣本組中產(chǎn)業(yè)扶貧政策強度的差異,就主要由產(chǎn)業(yè)扶貧專項信貸供給總量差異與配對樣本間異質(zhì)性差異共同測度,因為一個可見的事實是,我國在扶貧產(chǎn)業(yè)發(fā)展上,除國家開發(fā)銀行與中國農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行的專項信貸配給外,也存在大量的財政幫扶資金,同時,各縣域政府對扶貧產(chǎn)業(yè)也實施了不同程度的免征營業(yè)稅、免工商注冊費等相關(guān)優(yōu)惠。
如浙江麗水明確規(guī)定,自2016年起,財政扶貧資金必須保證超過70%的資金投放到扶貧產(chǎn)業(yè)中,而廣東清遠也要求鄉(xiāng)鎮(zhèn)一級扶貧資金中用于產(chǎn)業(yè)扶貧的資金比例不能低于60%。
此時,模型(1)中參數(shù)SymbolaA@
就測度了同生群組的產(chǎn)業(yè)扶貧貧困擺脫效應(yīng)。而SymbolgA@
為實驗組與對照組的貧困擺脫偏離, SymbolaA@
+SymbolgA@
就完整地衡量了產(chǎn)業(yè)扶貧對貧困擺脫的整體效應(yīng)。而Xji為模型中其他與貧困擺脫相關(guān)的影響變量。
三、產(chǎn)業(yè)扶貧的貧困擺脫效應(yīng)模型分析
(一)樣本及變量說明
本文樣本包括集中連片特困地區(qū)的435個貧困縣,其中屬于6個國家扶貧改革試驗區(qū)的縣域樣本共33個,剩余非試驗區(qū)貧困縣樣本402個,模型所涉及數(shù)據(jù)均來自《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒2014—2018》 《中國縣市社會經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒2014—2018》以及2014—2018年各省直轄市統(tǒng)計年鑒,還有部分數(shù)據(jù)來自《中國農(nóng)村貧困檢測報告2014—2017》,文中涉及的扶貧產(chǎn)業(yè)專項信貸投放量數(shù)據(jù)則根據(jù)國家開發(fā)銀行和中國農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行網(wǎng)站等公開數(shù)據(jù)進行整理所得。
在時序期的選擇上,考慮到2013年7月我國才首次設(shè)立扶貧改革試驗區(qū),因此,最終時序期確定為2014—2018年,由于江蘇宿遷、山東淄博獲批扶貧改革試驗區(qū)時間為2015年,因此模型(1)中構(gòu)建的實際是存在一定缺失值的非平衡面板模型。
(二)變量選擇與測度
在貧困擺脫變量porit的測度上,現(xiàn)有研究或者使用加權(quán)貧困距指數(shù)與貧困距等,即以標準貧困線為基準,比較諸樣本實際收入與貧困基準線間的距離來衡量減貧效果[25],或者強調(diào)收入的福利實現(xiàn)過程,以消費水平或恩格爾系數(shù)來實現(xiàn)對貧困的間接測度[26],或者直接使用貧困人口數(shù)量來替代以考察貧困人口變動的趨勢特征。但由于我國數(shù)據(jù)統(tǒng)計中僅僅有歷年全國基準整體貧困線,此時采用FGT指數(shù)由于參照基準不存在縣域樣本差異實際等同于使用收入變動來衡量貧困,而無論是使用貧困人口還是恩格爾系數(shù),難以規(guī)避人口流動(基于扶貧導(dǎo)向的整體搬遷)以及消費結(jié)構(gòu)與產(chǎn)品結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生的偏差,使用貧困人口凈存量測度貧困擺脫又無法準確反映收入增長的持續(xù)性效應(yīng),也難以分離出貧困收入標準調(diào)整的影響,因此,本文直接使用各貧困縣人均收入的自然對數(shù)值衡量貧困程度與貧困擺脫效應(yīng)。而解釋變量finit,本文直接使用國家開發(fā)銀行與中國農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行歷年度各貧困縣產(chǎn)業(yè)扶貧專項信貸資金本年發(fā)放量,同時模型中還引入了產(chǎn)業(yè)扶貧專項信貸投放二次項變量,以考察產(chǎn)業(yè)扶貧專項金融扶持與產(chǎn)業(yè)資本注入對貧困擺脫的非線性效應(yīng)。
在控制變量的選擇上,參考汪三貴和郭子豪[14]、申云和彭小兵[16]的研究,引入縣域政府扶貧財政資金投入變量govit以分析政府扶貧資金投入對貧困擺脫的影響,并以各縣統(tǒng)計年鑒中本級財政支出中的扶貧開發(fā)支出分項數(shù)據(jù)測度。同時引入各樣本縣農(nóng)戶平均擁有農(nóng)機具購買價格測度初始資本存量作為農(nóng)機資本規(guī)模的替代變量以分析其對收入的影響。
借鑒Wang 和Androws[25]的研究,引入農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)變量incit以考察貧困個體對農(nóng)業(yè)經(jīng)營活動的收入依賴性對貧困擺脫的影響,正如Wang和Androws[25]所證實的,當貧困戶存在對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的剛性依賴時,貧困將表現(xiàn)出固化特征,此時貧困擺脫將愈加艱難,在實際測度上,本文使用各貧困縣農(nóng)村家庭收入中非農(nóng)收入占比衡量。
考慮到區(qū)位影響與產(chǎn)業(yè)稟賦資源的影響,本文引入了各貧困縣區(qū)位優(yōu)勢變量locit以考察貧困縣區(qū)位優(yōu)勢對貧困人口增收與就業(yè)機會的影響,具體的locit本文使用各樣本縣與其所屬省份中最近的大型城市(城市戶籍人口數(shù)量超過300萬)間直線距離作為代理變量。
此外,借鑒劉芳[26]的研究,本文引入了衡量城鄉(xiāng)收入差距的變量ucit以測度產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)外生約束下收入分配特征對貧困人口收入變動的影響,因為一個明顯的事實是,城鄉(xiāng)收入差距較大時,這種存在傾斜性的收入分配格局將顯著地影響到貧困人口分享經(jīng)濟增長收益的能力,同時也便于考察宏觀經(jīng)濟發(fā)展對貧困個體的涓滴影響與增量釋放效應(yīng)。具體的城鄉(xiāng)收入差距變量使用各樣本縣城鎮(zhèn)居民平均工資與農(nóng)村人均純收入之比加以測算。 模型中所涉及變量的標識與測度方法如表1所示。
(三)模型設(shè)計與估計
在對模型(1)進行估計時,一個被相關(guān)研究忽略的問題是,貧困擺脫可能存在對產(chǎn)業(yè)扶貧專項信貸投放量的反向因果關(guān)系,從而導(dǎo)致模型內(nèi)生解釋變量問題,這種反向因果存在的理由在于,我國政策供給與政策實施具有典型的“顯性集聚效應(yīng)”與“績效導(dǎo)向偏好”[27],
在王文舉和范合君[28]的研究中,這種顯性集聚也被稱為政績信號導(dǎo)向。張軍[29]認為,這種政績信號導(dǎo)向的根源在于政府甄別的低效率與過度政績追求。即當某一政策在某個地區(qū)顯現(xiàn)出較好的政策績效時,延續(xù)性的政策資源將會進一步向這一地區(qū)集中,從而呈現(xiàn)出顯性集聚。對產(chǎn)業(yè)扶貧的信貸供給主體來說,當某個貧困縣獲得了較好的產(chǎn)業(yè)扶貧表現(xiàn)時,無論基于信貸資金快速回籠還是減貧實現(xiàn)的績效表現(xiàn),信貸供給主體都存在繼續(xù)加大信貸投放的“挑選贏家”意愿。從財政資金走向看,扶貧改革試驗區(qū)的增收效應(yīng)顯著,也往往導(dǎo)致有限財政扶貧資金向這些地區(qū)集中,如中央政府更多地扶貧專項資金注入、當?shù)卣嗟胤鲐毤夹g(shù)服務(wù)與稅收優(yōu)惠等,這會形成“更好的減貧實現(xiàn)引致更多的產(chǎn)業(yè)扶貧資金與政策供給”因果鏈,從而由于回饋效應(yīng)的存在導(dǎo)致解釋變量finit的內(nèi)生性。
為控制內(nèi)生解釋變量對參數(shù)估計非一致的影響,基于面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu),本文引入測度貧困變動的收入變量滯后一期porit-1以控制模型內(nèi)生性對參數(shù)估計的影響,在面板模型的形式選擇上,考慮到模型(1)中存在時序不變的變量locit,因此使用隨機效應(yīng)面板模型,并使用動態(tài)廣義矩方法進行參數(shù)估計以控制因變量滯后對參數(shù)估計的影響。
LM檢驗結(jié)果證實,模型存在一階自相關(guān),因此,最終模型引入了AR(1)以控制自相關(guān)對參數(shù)估計精確性的影響,估計結(jié)果如表3所示,同時,本文還給出了GLS估計結(jié)果并報告于表3中。
本文還對相關(guān)變量進行了Fisher-PP與IPS面板單位根檢驗,結(jié)論表明,農(nóng)機資本規(guī)模為I(1)變量,而其余變量均為平穩(wěn)變量,考慮到本文時序期僅為4年(存在一期滯后),因此未對農(nóng)機資本規(guī)模進行平穩(wěn)性處理而直接進行回歸。后續(xù)的檢驗也證實模型殘差為平穩(wěn)變量,因此可以排除偽回歸問題。
(四)產(chǎn)業(yè)扶貧與貧困擺脫
首先,根據(jù)表3的估計結(jié)果,模型(1)在兩種估計方法下的結(jié)果具有顯著差異,GLS估計中存在4個不顯著變量,而使用DGMM后,不顯著變量的數(shù)量減少為1,這意味著引入porit-1進行內(nèi)生性處理是必要的,我國政策實施的“顯性集聚”特征得到了側(cè)面的證實。
從參數(shù)估計結(jié)果看,在本文構(gòu)建的DID 模型中,產(chǎn)業(yè)扶貧的專項信貸投放與貧困縣人均收入顯著正相關(guān),這與申云和彭小兵[16]對鏈式金融的考察結(jié)論一致,
在申云和彭小兵[16]的研究中,為了區(qū)分產(chǎn)業(yè)扶貧金融資本與貧困戶個體信貸資本,特別地將產(chǎn)業(yè)扶貧專項信貸定義為了產(chǎn)業(yè)鏈式金融。即當前這種基于扶貧產(chǎn)業(yè)為對象的專項金融扶持,通過將信貸主體從貧困個體轉(zhuǎn)移到扶貧產(chǎn)業(yè),確實能夠加速貧困人口向社會產(chǎn)業(yè)大循環(huán)的納入,并借助于“以大戶帶小戶”以及“小戶協(xié)同整合”突破貧困人口的產(chǎn)業(yè)起始障礙,從而通過就業(yè)覆蓋、合作經(jīng)營構(gòu)建貧困人口的內(nèi)生增收路徑,進而實現(xiàn)存在持續(xù)效應(yīng)的貧困擺脫結(jié)果。相較于傳統(tǒng)的針對貧困戶個體的小額貸款,產(chǎn)業(yè)扶貧專項信貸由于存在對貧困戶產(chǎn)業(yè)選擇的“硬約束”,一定程度上克服了貧困個體由于文化、意識與生產(chǎn)經(jīng)營不足導(dǎo)致的“盲目性”以及貧困人口的非理性及過度風(fēng)險規(guī)避[8],因而有助于貧困人口在產(chǎn)業(yè)循環(huán)中實現(xiàn)“穩(wěn)收”與“增收”目標,進而提升信貸資本的扶貧效率。
與此同時,根據(jù)表3,測度同生群組中“高強度產(chǎn)業(yè)扶貧”與“低強度產(chǎn)業(yè)扶貧”的貧困擺脫偏離系數(shù)SymbolgA@
也顯著正相關(guān)于貧困縣樣本的人均收入變動,且其影響強度甚至超過產(chǎn)業(yè)扶貧專項信貸投放,這意味著產(chǎn)業(yè)扶貧存在典型的“政策合力性”效應(yīng),也就是說,如果將扶貧改革試驗區(qū)視為一種密集多元化政策供給下的高強度產(chǎn)業(yè)扶貧試驗區(qū)范本,
由于難以有效剝離出扶貧改革試驗區(qū)的單一政策效果,本文只能將扶貧改革試驗區(qū)的減貧實現(xiàn)視為一種在多種配套扶貧政策與多種扶貧資源供給下的結(jié)果。則這種綜合政府、開發(fā)性金融機構(gòu)、產(chǎn)業(yè)部門與社會部門的綜合性產(chǎn)業(yè)扶貧治理框架相對于單純的信貸扶持確實表現(xiàn)出更強的政策合力,也能夠?qū)崿F(xiàn)更好的貧困擺脫效應(yīng)。政府完善產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施、銀行提供信貸資本支持、產(chǎn)業(yè)部門保證技術(shù)支撐與市場服務(wù),這種多主體協(xié)同式的扶貧模式確實應(yīng)該成為未來一個階段我國扶貧政策的主要模式。上述基于“高強度產(chǎn)業(yè)扶貧組”與“低強度產(chǎn)業(yè)扶貧組”的比較結(jié)果再一次證實了金融支持下產(chǎn)業(yè)扶貧具有更好的減貧實現(xiàn)能力。
但是,值得注意的是,估計結(jié)果中產(chǎn)業(yè)扶貧專項信貸投放二次項對人均收入的影響卻顯著為負,即針對產(chǎn)業(yè)扶貧的金融信貸供給存在收入增長與貧困擺脫的邊際遞減特征。
在相關(guān)研究中,這種邊際遞減效應(yīng)也可以理解為,產(chǎn)業(yè)扶貧的專項信貸資本對貧困擺脫存在倒U型作用機制。這意味著,產(chǎn)業(yè)扶貧專項信貸的注入,雖然能夠在短期內(nèi)實現(xiàn)貧困人口的產(chǎn)業(yè)對接,增加貧困人口收入,但產(chǎn)業(yè)規(guī)模實現(xiàn)所必須的技術(shù)支撐、產(chǎn)品選擇、市場判斷、管理與組織效率要求,卻難以單純依靠專項信貸投入的增長來解決,部分貧困地區(qū)出現(xiàn)的扶貧產(chǎn)品過?,F(xiàn)象就是典型的例證。雖然本文的時序期僅僅覆蓋四年,難以實現(xiàn)對產(chǎn)業(yè)扶貧長期效應(yīng)的準確評估,但至少意味著強化產(chǎn)業(yè)扶貧貧困擺脫效應(yīng)的政策著力點應(yīng)在提高專項信貸供給量的同時,還應(yīng)該充分關(guān)注扶貧產(chǎn)業(yè)的非資本性幫扶,如給貧困戶提供技術(shù)服務(wù)、借助電子商務(wù)拓展銷售渠道、培養(yǎng)貧困戶借助長期合同平滑價格風(fēng)險等,從而在推動貧困地區(qū)扶貧產(chǎn)業(yè)資本融通和資源有效配置的同時,通過扶貧產(chǎn)業(yè)自循環(huán)來培育貧困群體的自我可持續(xù)的造血機制,實現(xiàn)收入的可持續(xù),也只有在這種綜合性的多維度的“精準扶貧”政策框架中,才能夠有效地克服產(chǎn)業(yè)扶貧對象甄別的低效率與“失靶”問題,并一定程度上限制貧困人口“才能缺失”對扶貧產(chǎn)業(yè)的影響,進而實現(xiàn)扶貧產(chǎn)業(yè)與貧困人口的共同發(fā)展。
再來考察相關(guān)控制變量對貧困擺脫的影響,根據(jù)表3的估計結(jié)果,政府財政投入的減貧效應(yīng)是得到實證支持的。當前,我國財政扶貧資金的主體在集中到產(chǎn)業(yè)扶貧同時,貧困地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投入力度的加大、轉(zhuǎn)移支付強度的提升以及新農(nóng)合等農(nóng)村居民社會保障力度的增加,確實有效地加速了減貧實現(xiàn),即使在“產(chǎn)業(yè)扶貧”的大框架中,財政扶貧資金的投入依然是不可或缺的。在當前“政府+開發(fā)性金融機構(gòu)”的產(chǎn)業(yè)扶貧支持體系中,將開發(fā)性金融機構(gòu)功能集中在貧困個體產(chǎn)業(yè)甄別與選擇、貧困地區(qū)市場建設(shè)與金融生態(tài)優(yōu)化、特色扶貧產(chǎn)業(yè)鏈整合與價值鏈提升,將政府功能集中在增強轉(zhuǎn)移支付社會保障能力、提升產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)環(huán)境條件、完善風(fēng)險分擔保障機制,確實能夠提升“精準+產(chǎn)業(yè)”的政策合力,提高貧困人口的貧困擺脫效應(yīng)。
此外,由表3可知,以人均農(nóng)機購買支出測度的農(nóng)機資本規(guī)模也與貧困擺脫正相關(guān),說明基礎(chǔ)性的資產(chǎn)稟賦與資本存量,在貧困人口脫貧實現(xiàn)中依然作用巨大,物質(zhì)資本匱乏導(dǎo)致的再生產(chǎn)能力薄弱,成為對農(nóng)業(yè)經(jīng)營存在剛性依賴貧困人口難以逾越的資本障礙,也降低了其增產(chǎn)、增收的可能,這進一步說明產(chǎn)業(yè)扶貧資本,以生產(chǎn)資料方式注入即“送豬崽”[17],確實相對于傳統(tǒng)的救濟型扶貧與針對貧困個體的“折現(xiàn)金”更能夠?qū)崿F(xiàn)內(nèi)生性貧困擺脫,
在李志平[17]的研究中,其進一步比較了生產(chǎn)資本注入的不同方式GTP與GSP的福利實現(xiàn)差異。不過以非農(nóng)性收入占比衡量的農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)對貧困縣樣本的增收卻不存在顯著影響,考慮到本文樣本期為2014—2018年,這意味著外出務(wù)工雖然一定程度上能夠克服農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)條件薄弱造成的收入減少,
這種農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)條件薄弱主要包括較少耕地、相對惡劣的自然與氣候條件、過于偏僻的地理位置使得難以將剩余農(nóng)產(chǎn)品變現(xiàn)等。但已經(jīng)不再能夠作為實現(xiàn)貧困擺脫的基礎(chǔ)性路徑,貧困人口的外出務(wù)工與遷移在能夠“穩(wěn)收”的同時已經(jīng)難以實現(xiàn)“增收”。當然,這可能與貧困人口學(xué)歷相對較低、技能不足和市場意識薄弱有關(guān)。
概況來看,以扶貧產(chǎn)業(yè)專項信貸作為主要扶持模式的產(chǎn)業(yè)扶貧,相對于傳統(tǒng)的基于貧困戶個體的小額信貸而言,確實表現(xiàn)出更為突出的貧困擺脫效應(yīng),這種以“產(chǎn)業(yè)資本”而非“信用資本”為主要方式的金融扶貧策略,能夠為貧困戶融入特色產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供倒逼機制,從而通過雇工、分紅、入股等利益聯(lián)結(jié)機制構(gòu)建貧困人口持續(xù)性的增收機制,這即證實了基于產(chǎn)業(yè)而非個體進行扶貧資源配置的合理性,也為我國在精準扶貧戰(zhàn)略下政策重心向產(chǎn)業(yè)扶貧轉(zhuǎn)移提供了政策依據(jù)。
當然,產(chǎn)業(yè)扶貧的具體減貧效應(yīng)還依賴于政府、開發(fā)性金融機構(gòu)、社會主體多維度的扶貧支持,扶貧產(chǎn)業(yè)的持續(xù)性發(fā)展問題也一定程度上制約著產(chǎn)業(yè)扶貧的減貧實現(xiàn),這意味著構(gòu)建一個能夠?qū)崿F(xiàn)參與主體“共贏生態(tài)”的政策體系,將成為現(xiàn)階段產(chǎn)業(yè)扶貧政策體系優(yōu)化的主要方向,也決定著我國精準扶貧戰(zhàn)略實施的具體效果。
四、結(jié)?論
本文基于準自然實驗的實證思路,在一個干預(yù)—控制的反事實框架中,利用扶貧改革試驗區(qū)樣本,在構(gòu)造“高強度產(chǎn)業(yè)扶貧組”與“低強度產(chǎn)業(yè)扶貧組”的基礎(chǔ)上考察了產(chǎn)業(yè)扶貧的貧困擺脫效應(yīng),在為“產(chǎn)業(yè)扶貧”政策的合理性提供依據(jù)的同時,也試圖尋找進一步優(yōu)化產(chǎn)業(yè)扶貧政策體系的思路。
本文結(jié)論包括:相對于一般性的基于貧困個體自主配置扶貧資源的小額信用貸款,基于扶貧產(chǎn)業(yè)為對象的專項金融資本扶持,確實能夠通過推動貧困人口向社會產(chǎn)業(yè)大循環(huán)的納入,構(gòu)建貧困人口的內(nèi)生增收路徑,也因此表現(xiàn)出更好的收入增長效應(yīng)與貧困擺脫效應(yīng),而扶貧改革試驗區(qū)在密集政策供給與扶貧政策“組合拳”的影響下,相對于其他貧困縣而言,也確實實現(xiàn)了更為突出的貧困減緩效應(yīng)。不過,產(chǎn)業(yè)扶貧中扶貧產(chǎn)業(yè)專項信貸投放對貧困減緩的作用存在邊際遞減特征。受制于貧困人口發(fā)展產(chǎn)業(yè)的“市場稟賦不足”,扶貧產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也存在供給結(jié)構(gòu)優(yōu)化和可持續(xù)發(fā)展問題。
此外,財政資金的投入對貧困擺脫的作用依然是顯著的,轉(zhuǎn)移支付的增加、農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施條件的改善、產(chǎn)業(yè)環(huán)境的優(yōu)化,確實能夠進一步提升扶貧產(chǎn)業(yè)專項信貸的產(chǎn)業(yè)支持效率,從而通過政策合力的形成,加速減貧實現(xiàn)。貧困人口的資產(chǎn)稟賦特別是資本稀缺,確實是導(dǎo)致貧困以及“脫貧再返貧”的重要原因,這進一步從側(cè)面論證了產(chǎn)業(yè)扶貧所實現(xiàn)的“資本注入”的不可或缺性。
上述結(jié)論背后的政策蘊意可以理解為,既然產(chǎn)業(yè)扶貧具有更好的減貧效應(yīng),現(xiàn)階段以“產(chǎn)業(yè)精準扶貧”為思路的扶貧政策體系具有合理性,與一般的“救濟式”“合作式”扶貧相比,以產(chǎn)業(yè)發(fā)展為著力點的產(chǎn)業(yè)扶貧能夠通過貧困人口“造血機能”的恢復(fù)保證更高的扶貧效率,同時也能夠適度地克服“扶貧失靶”等問題。但是,扶貧產(chǎn)業(yè)在離開信貸資本支持后是否能夠在市場競爭中得到更好的發(fā)展,將決定著我國產(chǎn)業(yè)扶貧政策的最終效果,至少從扶貧改革試驗區(qū)的經(jīng)驗看,構(gòu)建政府、銀行、社會、產(chǎn)業(yè)部門等多元主體參與的綜合性扶貧政策框架,從市場、信息、產(chǎn)業(yè)、技術(shù)等多個方面推動扶貧產(chǎn)業(yè)發(fā)展,才能夠保證扶貧資源的高效益,推進貧困地區(qū)發(fā)展和全面建成小康社會目標的實現(xiàn)。
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