吳志軍 黃顯池

摘 要：設(shè)立扶貧改革試驗區(qū)對推動扶貧改革創(chuàng)新、探索適合本國國情的扶貧發(fā)展道路和建立2020年后扶貧時代長效扶貧運行機制具有重要意義。本文將國家設(shè)立廣東省清遠市為首批扶貧改革試驗區(qū)之一作為準(zhǔn)實驗，基于2000-2017年廣東省縣域面板數(shù)據(jù)，采用傾向得分匹配-雙重差分法（PSM-DID）來識別扶貧改革試驗區(qū)的設(shè)立對推動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的政策效應(yīng)。研究表明：①在無控制個體和時間效應(yīng)下，試驗區(qū)的設(shè)立顯著提升了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平；控制個體或時間效應(yīng)情況下，僅對實際人均GDP的影響較為顯著且處理組比對照組平均提高了11.67%；②在考慮其他影響因素時，政府支出規(guī)模和儲蓄水平并未對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展起到積極作用，即存在政府支出對私人投資“擠出效應(yīng)”；③異質(zhì)性分析表明少數(shù)民族區(qū)縣與普通區(qū)縣（縣級市）相比，試驗區(qū)的設(shè)立并未對二者產(chǎn)生顯著差異。此外，該政策的實施也并未對清遠市周邊鄰近地區(qū)產(chǎn)生正向的“溢出效應(yīng)”。④通過中介效應(yīng)得出該政策的扶貧具體措施明顯提升了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟的發(fā)展，尤其在第二產(chǎn)業(yè)、金融貸款和教育等方面效果顯著。最后，本文對此提出幾點政策建議。

關(guān)鍵詞：扶貧改革試驗區(qū)；精準(zhǔn)扶貧；傾向匹配得分；雙重差分；脫貧攻堅

一、引言

1987年，鄧小平同志會見捷克斯洛伐克總理什特勞加爾時就明確指出：“貧窮不是社會主義，社會主義必須擺脫貧窮?！彪S后歷屆政府一直高度重視全國的扶貧開發(fā)工作?！跋毨?、改善民生和逐步實現(xiàn)共同富裕”是社會主義的本質(zhì)要求，也是黨確定的重要扶貧戰(zhàn)略思想。確保在2020年全面建成小康社會之際，在現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下農(nóng)村貧困人口全部實現(xiàn)脫貧是我們黨向世界作出的莊嚴承諾。

我國自1978年改革開放以來取得巨大進步，全國經(jīng)濟得以跨越式大發(fā)展。截至2017年底，全國居民人均可支配收入為25 974元，扣除價格因素，比1978年實際增長了22.8倍，年均實際增長8.5%左右。然而，我國是14億人口的大國，其中農(nóng)村人口數(shù)量眾多，再加上近幾十年經(jīng)濟的快速發(fā)展，帶來的城鄉(xiāng)居民收入差距也逐漸擴大，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的不協(xié)調(diào)不充分問題日益顯現(xiàn)，其中，集中反映在農(nóng)村地區(qū)尤其是偏遠落后山區(qū)的貧困問題更加突出，基尼系數(shù)也在高位徘徊。

黨的十八大以來，中共中央總書記習(xí)近平對扶貧開發(fā)工作一直高度重視，并創(chuàng)造性地提出“精準(zhǔn)扶貧、精準(zhǔn)脫貧”的基本方略，并對堅決打贏脫貧攻堅戰(zhàn)、確保2020年如期實現(xiàn)全面小康作出重要指示，這些極大地推動了扶貧減貧理論、制度和實踐的創(chuàng)新。進入新時代，我國在脫貧攻堅戰(zhàn)上力度之大、規(guī)模之廣、影響之深是前所未有的，并切實取得了決定性進展。貧困人口從2012年底的9 899萬人減少到2018年底的1 660萬人，連續(xù)6年平均每年減貧1 300多萬人，貧困發(fā)生率由2012年的10.2%下降到2018年底的1.7%。

雖然我國在脫貧攻堅戰(zhàn)中取得決定性進展和歷史性成就，但同時也要看到，隨著即將到來的2020年全面實現(xiàn)小康日益臨近，脫貧攻堅戰(zhàn)到實現(xiàn)全面勝利仍面臨著不少困難和挑戰(zhàn)，其中深度貧困問題依然突出，越到脫貧攻堅的后面越是難啃的“硬骨頭”。截至2018年9月，仍有670多個貧困縣還沒有全部摘帽，尤其在廣大西部地區(qū)如西藏、四川涼山州、云南怒江州、甘肅臨夏州等地的貧困發(fā)生率高達14.6%。而2017年底，全國各省區(qū)市所確定的334個深度貧困縣的貧困發(fā)生率達11.3%，有1.67萬個村貧困發(fā)生率甚至超過20%。如果按照貧困縣和貧困村貧困發(fā)生率平均每年下降3-4個百分點，那么照此速度，在2020年全面實現(xiàn)小康，如期完成脫貧攻堅任務(wù)將十分艱巨。

我國脫貧攻堅戰(zhàn)進入全面沖刺階段的關(guān)鍵時期，為探索2020年后扶貧時代的長效扶貧運行機制，突破扶貧開發(fā)體制機制障礙，尋找新途徑，2013年1月，國務(wù)院扶貧辦確立了以遼寧省阜新市、浙江省麗水市和廣東省清遠市為首批“扶貧改革試驗區(qū)”?；诖藭r代背景，本文選擇以2013年1月國務(wù)院扶貧辦設(shè)立廣東省清遠市為首批扶貧改革試驗區(qū)為例，基于2000-2017年廣東省縣域面板數(shù)據(jù)，采用傾向匹配得分與雙重差分法相結(jié)合方式，對國家設(shè)立扶貧改革試驗區(qū)的政策效果進行評估。本文的邊際貢獻在于首次采用2000-2017年廣東省縣域面板數(shù)據(jù)，結(jié)合科學(xué)的評價方法，系統(tǒng)檢驗了扶貧改革試驗區(qū)的設(shè)立對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的凈效應(yīng)。其次，采用傾向匹配得分和雙重差分法相結(jié)合方式可以克服以往研究中存在的估計偏差，尤其是在現(xiàn)實中“共同趨勢假設(shè)”難以滿足的情況下，識別出設(shè)立試驗區(qū)對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟增長的推動作用。此外，還結(jié)合多種方法對結(jié)果進行了一系列穩(wěn)健性檢驗和機制分析。綜上，論文的其余結(jié)構(gòu)安排是：第二部分介紹了關(guān)于消除貧困的文獻綜述、扶貧改革試驗區(qū)設(shè)立的政策背景以及兩個理論假設(shè)；第三部分是構(gòu)建計量模型，并對數(shù)據(jù)的來源和各變量進行了說明；第四部分對設(shè)立扶貧改革試驗區(qū)的成效進行實證檢驗；第五部分是總結(jié)本文的核心結(jié)論，并基于此提出相應(yīng)的對策建議。

二、研究綜述與理論假設(shè)

減貧是全世界范圍內(nèi)都在努力的一個方向，各個國家的政府為此也在不斷地縮小收入差距，降低貧困的概率（Zhang et al.，2015； Tollefson，2015）。在此之前，已有不少學(xué)者對如何界定貧困和消除貧困分別進行了專業(yè)性的分析和研究（Ravallion and Montalvo，2009；Liu et al.，2016）。從世界的角度出發(fā)，各個國家的政府都根據(jù)本國的實際情況相應(yīng)地提出了扶貧政策，并對相應(yīng)的扶貧政策進行分析評估。不論是國外還是國內(nèi)，都有很多學(xué)者對減貧扶貧的問題進行了多方面的研究，在一定程度上有實際意義。針對貧困問題如何有效地緩解，從而提高人民的生活水平，公共財政政策是一個不錯的選擇（Gittle，2010）。Conchada and Rivera（2017）認為菲律賓出臺的非食品補助計劃對于減貧來說是一個不錯的選擇。Deepak and Sharma（2009）認為適當(dāng)增加財政支出（例如，就業(yè)保障及轉(zhuǎn)移支出計劃等）可以對扶貧起到一定的推動作用。

我國作為一個人口大國，減貧扶貧也成了一直以來的任務(wù)。為了更好地實現(xiàn)脫貧，國內(nèi)許多學(xué)者首先對貧困如何界定進行了詳盡研究，并且總結(jié)了多種測度貧困的方法（萬廣華和張茵，2006；王祖祥，2006；章元，2013；宋揚和趙君，2015；朱夢冰和李實，2017）。此外，貧困人口的識別依然是脫貧的重要一環(huán)，所以陳志鋼等（2019）認為教育、健康分別是農(nóng)村、城市多維貧困中受剝奪最嚴重的方面，農(nóng)民工成為城市貧困人口新的主要構(gòu)成，婦女、兒童和老人等特殊群體的貧困狀況是城鄉(xiāng)減貧工作需要共同關(guān)注的問題。除了對貧困的標(biāo)準(zhǔn)進行不同的劃分與界定，要想真正實現(xiàn)脫貧，對貧困的原因進行分析也是必不可少的。而收入水平低是貧困的一個重要表現(xiàn)因素，解決收入問題也是脫貧的關(guān)鍵一招。學(xué)者汪三貴（2007）首先對貧困村貧困的原因進行了分析，認為收入水平、基礎(chǔ)設(shè)施、社會服務(wù)可獲得性以及偏遠程度等因素是決定貧困的主要因素。夏慶杰等（2010）則認為收入增長是導(dǎo)致貧困下降的主要原因。此外，張永麗等（2017）發(fā)現(xiàn)貧困戶不僅存在收入層面的貧困，而且在交通、教育和健康方面的貧困更加嚴重，多維貧困發(fā)生率較高。劉波等（2017）通過研究居民的主觀貧困因素，發(fā)現(xiàn)居民所住區(qū)域、受教育水平、工作類型、家庭財富、醫(yī)療保險、婚姻狀態(tài)等對消減主觀貧困存在一定的影響。

如何減貧和精準(zhǔn)扶貧也是學(xué)術(shù)界比較關(guān)注的一個話題，很多學(xué)者從不同的角度進行了細致的研究。馬小勇和吳曉（2019）認為推動扶貧工作關(guān)鍵在于瞄準(zhǔn)真正困難的農(nóng)村家庭，而扶貧的精準(zhǔn)性直接關(guān)系到扶貧資金的配置效率，從而影響最終的減貧效果。劉建生等（2017）認為產(chǎn)業(yè)精準(zhǔn)扶貧是實現(xiàn)貧困人口增收發(fā)展的有效路徑。姜婧（2018）則嘗試從社會治理的角度落實“精準(zhǔn)扶貧”的戰(zhàn)略思想。鄭志龍和王陶濤（2019）研究表明，社會資本參與精準(zhǔn)扶貧對行政村農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)村治理結(jié)構(gòu)的改善及農(nóng)民能力、生活合作意識、可持續(xù)發(fā)展勢頭等的增強均有顯著的正向溢出效應(yīng)。畢婭和陶君成（2016）還提出了社會眾籌扶貧的概念和模式，研究表明相較于傳統(tǒng)扶貧模式，社會眾籌扶貧模式的優(yōu)越性和實踐形式，在精準(zhǔn)扶貧政策下也產(chǎn)生了一定的積極影響。為了更好地實施精準(zhǔn)扶貧，盧盛峰等（2018）認為中國現(xiàn)行轉(zhuǎn)移支付體系具有較好的“精準(zhǔn)扶貧”效果。解堊（2017）發(fā)現(xiàn)，如果公共轉(zhuǎn)移支付的籌資方式為直接稅或者采用間接稅籌資的方式會顯著降低貧困發(fā)生率。光伏扶貧作為綠色減貧的一種，是光伏發(fā)電與精準(zhǔn)扶貧的有效結(jié)合，是我國扶貧工作中的重要舉措之一（許曉敏和張立輝，2018）。寧靜等（2018）研究發(fā)現(xiàn)易地扶貧搬遷降低了農(nóng)戶的貧困脆弱性，這意味著易地扶貧搬遷是一種有效的扶貧手段，能夠從根本上解決自然稟賦所導(dǎo)致的貧困。

國家在扶貧的力度上是前所未有的，而為了能夠更好地達到精準(zhǔn)扶貧效果，對各項扶貧政策進行評估也是極其關(guān)鍵一環(huán)。黃志平（2018）采用PSM-DID方法研究了國家級貧困縣的設(shè)立對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟的促進效果，并發(fā)現(xiàn)對于國家級貧困縣，主要是通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和提高固定資產(chǎn)投資水平等方式有效推動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展。與本文相接近的文獻是，張國建等（2019）將遼寧扶貧改革試驗區(qū)試點視為一次自然實驗，并采用雙重差分法識別出，該政策的實施顯著促進了縣域經(jīng)濟發(fā)展。劉建生等（2017）則認為產(chǎn)業(yè)貼補和金融扶持政策的穩(wěn)定性會影響產(chǎn)業(yè)精準(zhǔn)扶貧政策的運行和成效。賈俊雪等（2017）研究發(fā)現(xiàn)，我國扶貧政策以單純的“輸血式”來實現(xiàn)是遠遠不夠的，應(yīng)該通過融合“自上而下”和“自下而上”兩種扶貧機制從而增強村級民主，提高扶貧瞄準(zhǔn)度及其效果。申云和彭小兵（2016）在產(chǎn)業(yè)扶貧方面提出了更加完善的方式。崔艷娟和孫剛（2012）發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展雖可以間接提高窮人的收入水平，但金融波動和金融服務(wù)成本會抵消金融發(fā)展的減貧效果。

大量的文獻（姜婧，2018；賈俊雪等，2017；朱夢冰和李實，2017；宋揚和趙君，2015；陳飛和盧建詞，2014）對于扶貧領(lǐng)域取得的經(jīng)濟績效進行了細致的分析和評價，但是依然存在幾點值得進一步探討的地方。首先，更多的學(xué)者集中于致貧的原因和如何脫貧上（章元等，2012；岳希明和羅楚亮，2010；夏慶杰等，2010；王祖祥等，2009；徐月賓等，2007；萬廣華和張茵，2006），對于扶貧政策起到的效果并沒有太多的研究，尤其在扶貧改革試驗區(qū)這一政策上的實證研究很少。其次，鑒于扶貧領(lǐng)域的樣本選取有限性和數(shù)據(jù)難以獲取，再加上分析方法存在局限性，使得現(xiàn)有文獻關(guān)于扶貧政策對驅(qū)動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟的發(fā)展效果評估不一，尤其是該政策是否真正推動了經(jīng)濟發(fā)展仍需科學(xué)嚴謹?shù)臋z驗。此外，政策的具體扶貧措施在經(jīng)濟推動作用方面是不同的，既有的文獻未能進一步識別扶貧政策的具體措施促進經(jīng)濟績效的作用。

2013年1月16日，國務(wù)院扶貧開發(fā)領(lǐng)導(dǎo)小組決定將遼寧、浙江、廣東3個省份的阜新市、麗水市、清遠市設(shè)立為“扶貧改革試驗區(qū)”1，該試驗區(qū)承擔(dān)著探索扶貧開發(fā)的發(fā)展新模式、創(chuàng)新扶貧開發(fā)制度、完善符合我國國情的扶貧開發(fā)戰(zhàn)略的重任。國家設(shè)立“扶貧改革試驗區(qū)”是一項重要的國家層面減貧政策，該政策對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟增長的凈效應(yīng)、具體扶貧政策的機制成效都有待進一步檢驗。基于此和上述文獻分析，本文提出如下兩個理論假說：

假說1：國家扶貧改革試驗區(qū)的設(shè)立能有效推動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟的發(fā)展。

假說2：國家扶貧改革試驗區(qū)的設(shè)立可以通過多種方式的扶貧具體措施間接促進當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展。

三、模型選擇、數(shù)據(jù)來源與變量說明

1. 模型選擇

2013年1月，國家頒布了《國務(wù)院扶貧開發(fā)領(lǐng)導(dǎo)小組關(guān)于設(shè)立扶貧改革試驗區(qū)的復(fù)函》，批準(zhǔn)遼寧省阜新市、浙江省麗水市和廣東省清遠市作為第一批扶貧改革試驗區(qū)1，這政策可被看成一次準(zhǔn)自然實驗?；诖耍疚倪x取廣東省清遠市為扶貧改革試驗區(qū)的代表，采用傾向匹配得分和雙重差分方法來識別扶貧改革試驗區(qū)的設(shè)立對推動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的凈效應(yīng)。

由于雙重差分的隱含前提假設(shè)是：即使沒有受到外部沖擊如政策變化影響，實驗組和控制組的時間趨勢必須一致即滿足共同趨勢假設(shè)。但是無論從收斂理論還是從現(xiàn)實情況來看，這一假定可能難以得到滿足。為此，本文采用Heckman et al（1997，1998）發(fā)展的PSM- DID方法來解決這一問題。其基本思想是：在實行扶貧改革試驗區(qū)政策之前的控制組找到某個區(qū)縣（縣級市）j，使得j與實行了扶貧改革試驗區(qū)政策的實驗組中的區(qū)縣（縣級市）i盡可能相匹配，即Xi≈Xj。當(dāng)區(qū)縣（縣級市）的個體特征對是否實施了扶貧改革試驗區(qū)的政策效應(yīng)取決于可觀測控制變量時，基于可忽略性假設(shè)，個體i和個體j進入控制組的概率相近，從而具有可比性?？梢?，通過傾向得分匹配方法可以很好地解決雙重差分法中實驗組和控制組在受到扶貧改革試驗區(qū)政策影響前如若不滿足共同趨勢假設(shè)這一嚴格條件所帶來的問題。本文通過Logit回歸來估計處理組變量和控制變量的傾向得分，進而預(yù)測每個區(qū)縣（縣級市）設(shè)為扶貧改革試驗區(qū)的概率，再計算扶貧改革試驗區(qū)的每個區(qū)縣（縣級市）結(jié)果變量在被設(shè)為試驗區(qū)前后的變化。對于扶貧改革試驗區(qū)的每個區(qū)縣（縣級市）i，計算與其相匹配的全部非扶貧改革試驗區(qū)的區(qū)縣（縣級市）在政策前后的變化，通過將二者相減即得到扶貧改革試驗區(qū)政策的平均處理效應(yīng)（ATT），從而可以有效度量該政策對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的實際凈效應(yīng)。

2. 數(shù)據(jù)來源

鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文僅選取2000-2017年廣東省78個區(qū)縣（縣級市）1的面板數(shù)據(jù)作為樣本來評估國務(wù)院扶貧辦設(shè)立廣東省清遠市作為首批扶貧改革試驗區(qū)之一的政策效果。數(shù)據(jù)主要來源于《中國縣（市）社會經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》、《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》、國泰安CSMAR縣域經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫以及各地市歷年統(tǒng)計年鑒。由于從各大數(shù)據(jù)庫下載的數(shù)據(jù)屬于名義變量，為消除價格因素的影響，本文采用Li et al（2016）的方法即廣東省地區(qū)居民消費價格指數(shù)（CPI），以1999年為基期進行名義變量的價格調(diào)整。具體操作是用各個名義變量除以1999年為基期的廣東省居民消費價格指數(shù)進而得到相應(yīng)的實際變量，然后根據(jù)表2計算公式對各變量進行對數(shù)或均值化處理，以此盡可能減少異方差對估計結(jié)果的影響。

3. 變量說明

（1）被解釋變量。本文的被解釋變量根據(jù)劉瑞明和趙仁杰（2015）、黃志平（2018）等相關(guān)文獻的普遍做法，以實際地區(qū)生產(chǎn)總值對數(shù)值lngdp和實際地區(qū)人均生產(chǎn)總值對數(shù)值ln pgdp作為Yct。其中，實際地區(qū)生產(chǎn)總值對數(shù)值lngdp和實際地區(qū)人均生產(chǎn)總值對數(shù)值ln pgdp是根據(jù)CPI進行調(diào)整所得。

（3）控制變量。根據(jù)相關(guān)文獻，影響一地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的Control控制變量包括（但不限于）：①政府支出規(guī)模，本文通過政府公共財政支出/地區(qū)GDP來衡量政府對推動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的實際作用；②固定資產(chǎn)投資水平，度量當(dāng)?shù)毓潭ㄙY產(chǎn)投資水平是采用地區(qū)當(dāng)年固定資產(chǎn)投資額/地區(qū)GDP來反映；③工業(yè)發(fā)展水平，采用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值/地區(qū)GDP來衡量該地區(qū)的工業(yè)發(fā)展程度；④第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，度量第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展程度則通過地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)增加值/地區(qū)GDP來測度；⑤地區(qū)人口密度，考慮到廣東省是全國勞動力輸入大省，本文采用地區(qū)年末常住人口/行政區(qū)域面積來衡量該地區(qū)的人口密度，而并非用戶籍人口占行政區(qū)域面積來衡量；⑥儲蓄水平，采用地區(qū)城鄉(xiāng)居民儲蓄總額/地區(qū)GDP來準(zhǔn)確度量當(dāng)?shù)氐膬π盥剩虎哔J款水平，采用年末金融機構(gòu)各項貸款余額/地區(qū)GDP來衡量金融貸款對當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展的拉動作用。

具體各變量的描述性統(tǒng)計如表3所示。

根據(jù)表3，除了ind即工業(yè)發(fā)展水平外，其余各變量的標(biāo)準(zhǔn)差均偏小，這可有效減少設(shè)立扶貧改革試驗區(qū)的自選擇偏誤帶來的內(nèi)生性問題。ind的標(biāo)準(zhǔn)差偏大，表明規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)在廣東省內(nèi)區(qū)域分布不平衡的問題突出，更多規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)集中于珠三角地區(qū)，而粵北和粵西一帶的工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展水平是十分滯后的。從均值角度來看，sec、sav和loan都比較高，反映了樣本縣的第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平、資本形成和放貸水平都較高，這對加快促進地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展起到十分重要的作用。

四、實證結(jié)果及分析

本文采用DID方法來檢驗假說1，即國家扶貧改革試驗區(qū)的設(shè)立對推動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的凈效應(yīng)。此外，為了觀測扶貧改革試驗區(qū)的政策是否存在時滯性以及除了該政策沖擊外，存在其他政策的隨機因素干擾也可能導(dǎo)致對扶貧改革試驗區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生影響，借鑒劉瑞明和趙仁杰（2015）、袁航等（2018）的做法進行了相關(guān)穩(wěn)健性檢驗。最后，進一步探究了扶貧措施對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的傳到機制，并對假說2進行了中介效應(yīng)檢驗。

1. 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

根據(jù)式（1），其基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表4所示。在以實際地區(qū)生產(chǎn)總值對數(shù)值ln gdp和實際地區(qū)人均生產(chǎn)總值對數(shù)值ln gdp作為被解釋變量時，整個回歸結(jié)果我們最關(guān)心的是扶貧改革試驗區(qū)虛擬變量DID的系數(shù)以及相應(yīng)的顯著性水平。根據(jù)回歸結(jié)果，模型（1）和（4）沒有控制個體效應(yīng)和時間效應(yīng)，只包含Treatment和Post以及交互項DID，同時加入了控制變量，結(jié)果表明：在1%的顯著性水平下，扶貧改革試驗區(qū)的設(shè)立明顯促進了實際地區(qū)GDP和實際地區(qū)人均GDP的發(fā)展，即二者存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，從而驗證了假說1。

模型（2）和（5）的個體效應(yīng)僅控制到地級市層面，同時控制了時間效應(yīng)。而模型（3）和（6）控制了時間效應(yīng)，同時個體效應(yīng)控制到縣級層面。模型（2）和模型（3）的回歸結(jié)果顯示，不管是控制了地級市層面還是縣級層面，扶貧改革試驗區(qū)的區(qū)縣（縣級市）與非扶貧改革試驗區(qū)的區(qū)縣（縣級市）相比，該政策并未顯著推動當(dāng)?shù)貙嶋HGDP的增長，這可能是廣東省作為改革開放的排頭兵，其當(dāng)?shù)谿DP的增長除了受扶貧改革試驗區(qū)這一國家政策影響外，還受到其他諸多國家利好政策的影響，后面將對此做進一步檢驗分析。與模型（2）和（3）相反的是，從模型（5）和（6）回歸結(jié)果看，扶貧改革試驗區(qū)的設(shè)立在實際人均GDP方面相比未被設(shè)為扶貧改革試驗區(qū)的地區(qū)而言具有顯著的正面影響。具體而言，在個體效應(yīng)控制到地級市的模型（5），處理組的實際人均GDP相比未設(shè)立扶貧改革試驗區(qū)的對照組平均高出16.13%。而個體效應(yīng)控制到縣級層面的模型（6）在1%的顯著性水平下依然較顯著，處理組相比對照組平均提高了11.67%。綜上，從回歸結(jié)果顯示國家設(shè)立廣東省清遠市為扶貧改革試驗區(qū)，在提高實際地區(qū)人均GDP方面具有顯著的正面效應(yīng)，但對于促進該地區(qū)的GDP增長并不顯著，當(dāng)且僅當(dāng)沒有控制個體效應(yīng)和時間效應(yīng)時較為顯著。

在考慮其他影響扶貧改革試驗區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展因素時，gov即政府支出規(guī)模水平對經(jīng)濟的發(fā)展并未起到積極的作用，從側(cè)面反映出政府支出對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟的私人投資產(chǎn)生了“擠出效應(yīng)”，這點可以從sav即儲蓄水平進一步得到驗證。sav在模型（5）和（6）中也均顯著為負，表明該地區(qū)的儲蓄并未有效地轉(zhuǎn)化為資本和投資，進而對推進當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展起到應(yīng)有的作用。究其原因，可能政府為了平衡財政預(yù)算赤字，通過發(fā)行債券形式向私人部門籌集資金，進而導(dǎo)致私人投資和支出水平下降，而根據(jù)經(jīng)濟學(xué)理論，政府對市場的干預(yù)即這雙“有形之手”往往產(chǎn)生無效率，尤其作為民營經(jīng)濟十分活躍的廣東省，當(dāng)?shù)卣畱?yīng)盡可能劃清與市場的邊界，讓市場發(fā)揮應(yīng)有的作用。sec、fix和ind的回歸結(jié)果顯示，第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重、固定資產(chǎn)投資額占GDP比重和規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值占GDP比重越高，越有效促進扶貧改革試驗區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展，這對于帶動當(dāng)?shù)鼐用裼绕涫秦毨Ъ彝サ木蜆I(yè)創(chuàng)業(yè)和優(yōu)化當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有重要作用。因此，當(dāng)?shù)卣畱?yīng)積極招商引資，引進一批有利優(yōu)化當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和未來發(fā)展戰(zhàn)略的企業(yè)進駐。

2. 剔除少數(shù)民族地區(qū)和變更樣本期限的穩(wěn)健性檢驗

根據(jù)基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果顯示，國家扶貧改革試驗區(qū)的設(shè)立并未顯著促進當(dāng)?shù)貙嶋HGDP的增長，這可能除受到扶貧改革試驗區(qū)政策影響外，還有其他產(chǎn)業(yè)政策或經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略的影響。對此，本文通過剔除少數(shù)民族地區(qū)和變更樣本期限兩種方法對扶貧改革試驗區(qū)是否促進當(dāng)?shù)貙嶋HGDP和人均GDP產(chǎn)生的凈效應(yīng)進行穩(wěn)健性檢驗。之所以考慮剔除少數(shù)民族地區(qū)，是由于實驗組中不僅有貧困縣同時也有兩個少數(shù)民族縣1，對照組也存在不少民族縣。鑒于國家對少數(shù)民族自治縣存在一定程度上的政策傾斜，對此，將屬于少數(shù)民族縣的樣本在本文處理過程中全部剔除，同時再根據(jù)傾向得分匹配法給實驗組匹配相應(yīng)的控制組，其匹配的回歸結(jié)果如表5的第2和第3列所示。根據(jù)結(jié)果，在剔除民族縣樣本后，扶貧改革試驗區(qū)的設(shè)立對當(dāng)?shù)氐膶嶋HGDP依然沒有顯著性影響，而在5%的水平下對實際人均GDP的影響顯著為正?？紤]到扶貧改革試驗區(qū)是2013年設(shè)立的，鑒于2000—2017年的全部樣本中與政策沖擊的時間距離可能太遠，同時廣東省作為沿海開放地區(qū)，對外貿(mào)易十分活躍，2008年全球性金融危機廣東省也是深受影響，出于穩(wěn)健性考量，本文截取2010—2017年作為面板數(shù)據(jù)進行回歸，其結(jié)果如第4和第5列所示，lnpgdp的系數(shù)依舊不顯著，而lnpgdp的系數(shù)在10%的顯著性水平下為正。綜上，上述的實證結(jié)論表明，不管是剔除民族縣或者變更樣本期限，其結(jié)果與表4的結(jié)論基本保持一致。

在含有中介變量的（2）-（6）各列，did的系數(shù)均顯著為正，除了產(chǎn)業(yè)扶貧的did系數(shù)相比基準(zhǔn)模型偏小外，金融扶貧和教育扶貧均比基準(zhǔn)模型的did系數(shù)有所上升。第（2）-（6）列以扶貧具體措施為代表的中介變量，其系數(shù)在0.037 0到0.341 7區(qū)間內(nèi)浮動且顯著為正。尤其是第二產(chǎn)業(yè)增加值的對數(shù)值lnsec在1%的顯著性水平下為正，表明該扶貧措施成效明顯。此外，以年末當(dāng)?shù)亟鹑跈C構(gòu)的各項貸款余額對數(shù)值lnloan為代表的金融扶貧以及普通中學(xué)在校生數(shù)占該地區(qū)年末常住人口比重lnhum為代表的教育扶貧，其相應(yīng)的系數(shù)均超過15%，說明該扶貧舉措的實施成效同樣十分明顯。綜上，扶貧改革試驗區(qū)的設(shè)立主要通過扶貧的具體措施促進了當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展，尤其是在第二產(chǎn)業(yè)、金融貸款和教育等扶貧具體措施對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟績效的改善效果十分顯著。

六、結(jié)論與政策啟示

國務(wù)院扶貧辦于2013年1月將廣東省清遠市設(shè)立為首批扶貧改革試驗區(qū)，這一事件提供了一個很好的準(zhǔn)自然實驗。本文基于2000-2017年廣東省縣域面板數(shù)據(jù)，采用傾向得分匹配-雙重差分法（PSM-DID）來探究扶貧改革試驗區(qū)的設(shè)立對推動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的政策效應(yīng)。研究表明：①在沒有控制個體和時間效應(yīng)下，扶貧改革試驗區(qū)的設(shè)立顯著提升了當(dāng)?shù)貙嶋HGDP和人均GDP水平；而當(dāng)控制個體或者時間效應(yīng)下，僅對實際人均GDP的影響較為顯著且處理組比對照組平均提高了11.67%，驗證了假說1。②在考慮其他影響因素時，政府支出規(guī)模水平和儲蓄水平并未對經(jīng)濟的發(fā)展起到積極的作用，從側(cè)面反映出政府支出對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟的私人投資產(chǎn)生了“擠出效應(yīng)”。本文對此進一步做穩(wěn)健性檢驗，結(jié)論基本保持一致。③通過異質(zhì)性分析表明，少數(shù)民族區(qū)縣與普通區(qū)縣（縣級市）相比，扶貧改革試驗區(qū)的設(shè)立并沒有對二者產(chǎn)生顯著的差異。此外，該政策的實施也并未對清遠市周邊鄰近地區(qū)產(chǎn)生正向的“溢出效應(yīng)”。④扶貧改革試驗區(qū)的扶貧具體措施如產(chǎn)業(yè)扶貧、金融扶貧和教育扶貧均顯著促進了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟的發(fā)展，尤其在第二產(chǎn)業(yè)、金融貸款和教育等方面的扶貧具體措施效果十分明顯。

著力推動扶貧的改革創(chuàng)新，尤其是重點突出“扶貧”“改革”和“試驗”等三大主題，完善國家的扶貧戰(zhàn)略是國務(wù)院扶貧辦設(shè)立扶貧改革試驗區(qū)的主要目的之一。這為打贏新一輪扶貧攻堅戰(zhàn)和摸索出2020年后扶貧時代長效扶貧運行機制提供堅實可靠的實踐經(jīng)驗。基于此，提出如下實踐啟示：

首先，鑒于政府支出存在“擠出效應(yīng)”和儲蓄率并沒有對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展起到應(yīng)有的作用，因此，政府應(yīng)盡可能減少對經(jīng)濟的無效干預(yù)，落實好中央提出的“放、管、服”號召，不該管的堅決不管，需要管的同時也要管出水平。貫徹黨的十九大提出的“使市場在資源配置中起決定性作用”。同時也要劃清政府與市場的邊界，努力優(yōu)化當(dāng)?shù)氐臓I商環(huán)境，對于激發(fā)市場經(jīng)濟主體活力有著十分重要的作用。此外，鼓勵本地的金融機構(gòu)積極為中小微企業(yè)提供快速便捷的融資貸款服務(wù)，通過將當(dāng)?shù)貎π羁焖儆行мD(zhuǎn)化為資本投資，對于帶動當(dāng)?shù)鼐用裼绕涫秦毨舻木蜆I(yè)創(chuàng)業(yè)和經(jīng)濟社會發(fā)展有著立竿見影的作用。

其次，雖然扶貧改革試驗區(qū)的政策實施并未對清遠市的周邊鄰近地區(qū)產(chǎn)生正向的“溢出效應(yīng)”，但是清遠市與全國其他扶貧改革試驗區(qū)相比，其地理位置十分優(yōu)越，緊鄰著廣州、佛山和肇慶等珠三角城市圈，這在全國其他地方是不可比擬的。因此，要積極發(fā)揮好大城市的反向“溢出效應(yīng)”，通過招商引資，引進一批符合當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和未來發(fā)展戰(zhàn)略的企業(yè)，加快融入珠三角經(jīng)濟圈的產(chǎn)業(yè)鏈分工體系，通過產(chǎn)業(yè)來助推當(dāng)?shù)胤€(wěn)定和長效的脫貧。

最后，扶貧先扶智。本文的研究結(jié)論也表明教育這一扶貧措施在推動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展方面作用十分明顯?！敖逃亲盍畠r的國防”這一理念也同樣適用于脫貧攻堅戰(zhàn)，即“教育是最廉價的脫貧舉措”。通過教育來阻斷代際貧困的循環(huán)，相比經(jīng)濟扶貧、政策扶貧和產(chǎn)業(yè)扶貧，教育扶貧是真正牽住了脫貧致富的“牛鼻子”，也是長效脫貧的治本之策。為此，各級政府要高度重視基礎(chǔ)教育，特別是邊遠貧困地區(qū)，補足山區(qū)基礎(chǔ)教育短板，加大財政對基礎(chǔ)教育支出的比重，全面改善農(nóng)村教育的基礎(chǔ)條件和提升鄉(xiāng)村教師的福利待遇水平，讓貧困家庭的每一個孩子都不掉隊，在2020年后扶貧時代防止返貧現(xiàn)象的發(fā)生。

參考文獻：

[1] 張國建，佟孟華，李慧，陳飛. 扶貧改革試驗區(qū)的經(jīng)濟增長效應(yīng)及政策有效性評估[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟，2019（08）：136-154.

[2] 鄭志龍，王陶濤. 社會資本參與精準(zhǔn)扶貧的溢出效應(yīng)研究——基于有序Probit模型估計[J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2019，36（05）：56-63.

[3] 蔡進，禹洋春，邱繼勤.國家精準(zhǔn)扶貧政策對貧困農(nóng)戶脫貧增收的效果評價——基于雙重差分模型的檢驗[J].人文地理，2019，34（02）：90-96.

[4] 陳志鋼，畢潔穎，吳國寶，何曉軍，王子妹一.中國扶貧現(xiàn)狀與演進以及2020年后的扶貧愿景和戰(zhàn)略重點[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2019（01）：2-16.

[5] 馬小勇，吳曉.農(nóng)村地區(qū)的扶貧更精準(zhǔn)了嗎？——基于CFPS數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究[J].財政研究，2019（01）：61-73.

[6] 盧盛峰，陳思霞，時良彥.走向收入平衡增長：中國轉(zhuǎn)移支付系統(tǒng)“精準(zhǔn)扶貧”了嗎？[J].經(jīng)濟研究，2018，53（11）：49-64.

[7] 寧靜，殷浩棟，汪三貴，王瓊.易地扶貧搬遷減少了貧困脆弱性嗎？——基于8省16縣易地扶貧搬遷準(zhǔn)實驗研究的PSMDID分析[J].中國人口·資源與環(huán)境，2018，28（11）：20-28.

[8] 袁航，朱承亮.國家高新區(qū)推動了中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級嗎[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2018（08）：60-77.

[9] 許曉敏，張立輝.共享經(jīng)濟模式下我國光伏扶貧產(chǎn)業(yè)的商業(yè)模式及發(fā)展路徑研究[J].管理世界，2018，34（08）：182-183.

[10] 黃志平. 國家級貧困縣的設(shè)立推動了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展嗎？——基于PSM-DID方法的實證研究[J]. 中國農(nóng)村經(jīng)濟，2018（05）：98-111.

[11] 姜婧.社會治理框架下的精準(zhǔn)扶貧事業(yè)發(fā)展探析[J].管理世界，2018，34（04）：178-179.

[12] 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——基于農(nóng)村發(fā)展扶貧項目的經(jīng)驗分析[J].中國社會科學(xué)，2017（09）：68-89+206-207.

[13] 朱夢冰，李實.精準(zhǔn)扶貧重在精準(zhǔn)識別貧困人口——農(nóng)村低保政策的瞄準(zhǔn)效果分析[J].中國社會科學(xué)，2017（09）：90-112+207.

[14] 解堊. 公共轉(zhuǎn)移支付對再分配及貧困的影響研究[J].經(jīng)濟研究，2017，52（09）：103-116.

[15] 張永麗，宋健.收入增長、收入分配與農(nóng)村貧困——基于甘肅省微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的實證分析[J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2017，34（06）：26-31.

[16] 劉建生，陳鑫，曹佳慧.產(chǎn)業(yè)精準(zhǔn)扶貧作用機制研究[J].中國人口·資源與環(huán)境，2017，27（06）：127-135.

[17] 宋揚，趙君.中國的貧困現(xiàn)狀與特征：基于等值規(guī)模調(diào)整后的再分析[J].管理世界，2015（10）：65-77.

[18] 劉波，王修華，彭建剛.主觀貧困影響因素研究——基于CGSS（2012—2013）的實證研究[J].中國軟科學(xué)，2017（07）：139-151.

[19] 申云，彭小兵.鏈?zhǔn)饺谫Y模式與精準(zhǔn)扶貧效果——基于準(zhǔn)實驗研究[J].財經(jīng)研究，2016，42（09）：4-15.

[20] 畢婭，陶君成.基于城鄉(xiāng)資源互補的社會眾籌扶貧模式及其實現(xiàn)路徑研究[J].管理世界，2016（08）：174-175.

[21] 劉瑞明，趙仁杰.國家高新區(qū)推動了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展嗎？——基于雙重差分方法的驗證[J].管理世界，2015（08）：30-38.

[22] 劉瑞明，趙仁杰.西部大開發(fā)：增長驅(qū)動還是政策陷阱——基于PSM-DID方法的研究[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2015（06）：32-43.

[23] 陳飛，盧建詞.收入增長與分配結(jié)構(gòu)扭曲的農(nóng)村減貧效應(yīng)研究[J].經(jīng)濟研究，2014，49（02）：101-114.

[24] 章元，萬廣華，史清華.暫時性貧困與慢性貧困的度量、分解和決定因素分析[J].經(jīng)濟研究，2013，48（04）：119-129.

[25] 張彬斌.新時期政策扶貧：目標(biāo)選擇和農(nóng)民增收[J].經(jīng)濟學(xué)（季刊），2013，12（03）：959-982.

[26] 崔艷娟，孫剛.金融發(fā)展是貧困減緩的原因嗎？——來自中國的證據(jù)[J].金融研究，2012（11）：116-127.

[27] 王湘紅，孫文凱，任繼球.相對收入對外出務(wù)工的影響：來自中國農(nóng)村的證據(jù)[J].世界經(jīng)濟，2012，35（05）：121-141.

[28] 羅楚亮.經(jīng)濟增長、收入差距與農(nóng)村貧困[J].經(jīng)濟研究，2012，47（02）：15-27.

[29] 章元，萬廣華，史清華.中國農(nóng)村的暫時性貧困是否真的更嚴重[J].世界經(jīng)濟，2012，35（01）：144-160.

[30] 岳希明，羅楚亮.農(nóng)村勞動力外出打工與緩解貧困[J].世界經(jīng)濟，2010，33（11）：84-98.

[31] 夏慶杰，宋麗娜，Simon Appleton.經(jīng)濟增長與農(nóng)村反貧困[J].經(jīng)濟學(xué)（季刊），2010，9（03）：851-870.

[32] 王祖祥，范傳強，何耀，張奎，王紅霞.農(nóng)村貧困與極化問題研究——以湖北省為例[J].中國社會科學(xué)，2009（06）：73-88+206.

[33] 陳立中.收入增長和分配對我國農(nóng)村減貧的影響——方法、特征與證據(jù)[J].經(jīng)濟學(xué)（季刊），2009，8（02）：711-726.

[34] 李永友，沈坤榮.財政支出結(jié)構(gòu)、相對貧困與經(jīng)濟增長[J].管理世界，2007（11）：14-26+171.

[35] 徐月賓，劉鳳芹，張秀蘭.中國農(nóng)村反貧困政策的反思——從社會救助向社會保護轉(zhuǎn)變[J].中國社會科學(xué)，2007（03）：40-53+203-204.

[36] 汪三貴，Albert Park，Shubham Chaudhuri，Gaurav Datt.中國新時期農(nóng)村扶貧與村級貧困瞄準(zhǔn)[J].管理世界，2007（01）：56-64.

[37] 萬廣華，張茵.收入增長與不平等對我國貧困的影響[J].經(jīng)濟研究，2006（06）：112-123.

[38] 張建華，陳立中.總量貧困測度研究述評[J].經(jīng)濟學(xué)（季刊），2006（02）：675-694.

[39] 王祖祥，范傳強，何耀.中國農(nóng)村貧困評估研究[J].管理世界，2006（03）：71-77.

[40] Conchada M I P， Rivera J P R. Assessing the Impacts of Food and Non-Food Grants on Poverty Alleviation in the Philippines： The Case of Pasay City[J]. Malaysian Journal of Economic Studies， 2017， 50（1）： 53-78.

[41] Gittle， R.The Wider Impacts of Bra Poverty Comparative Perspectives on the Relationship of Public Finance and Poverty[J].Public Finance and Management， 2010， 10 （3） ：405-410.

[42] Heckman， J.J.， H.Ichimura， and P.E.Todd， 1997， “Matching as an Econometric Evaluation Estimator：Evidence from Evaluating a Job Training Programme”， The Reviews of Economics Studies， 64 （4） ：605-654.

[43] Heckman， J.J.， H.Ichimura， and P.E.Todd， 1998， “Matching as an Econometric Evaluation Estimator”， The Reviews of Economics Studies， 65 （2） ：261-294.

[44] Lal D， Sharma A. Private Household Transfers and Poverty Alleviation in Rural India： 1998–99[J]. Margin： The Journal of Applied Economic Research， 2009， 3（2）： 97-112.

[45] Liu Y， Long H， Chen Y， et al. Progress of research on urban-rural transformation and rural development in China in the past decade and future prospects[J]. Journal of Geographical Sciences， 2016， 26（8）： 1117-1132.

[46] Ravallion M， Montalvo J G. The pattern of growth and poverty reduction in China[J]. 2009.

[47] SOLOW， R. M. A Contribution to the Theory of Economic Growth[J]. Quarterly Journal of Economics，1956，70（1）：65-94.

[48] Tollefson J. Can randomized trials eliminate global poverty？[J]. Nature News， 2015， 524（7564）： 150.

[49] Zhang K， Dearing J A， Dawson T P， et al. Poverty alleviation strategies in eastern China lead to critical ecological dynamics[J]. Science of the Total Environment， 2015， 506： 164-181.

Evaluation of the policy effect of setting up poverty alleviation reform pilot area

——Empirical evidence from Qingyuan City， Guangdong Province

WU Zhi-jun HUANG Xian-chi

Abstract： The establishment of the poverty alleviation reform pilot area is of great significance to promote the innovation of poverty alleviation reform， explore the poverty alleviation development path suitable for the national conditions and establish a long-term poverty alleviation operation mechanism in the post-2020 poverty alleviation era. In this paper， the establishment of Qingyuan City in Guangdong Province as one of the first experimental areas of poverty alleviation and reform is regarded as a quasi natural experiment. Based on the panel data of counties in Guangdong Province from 2000 to 2017， the PSM-DID method is used to identify the policy effect of the establishment of poverty alleviation and reform experimental area on promoting local economic development. The results show that： （1） without control individual and time effect， the establishment of the experimental area significantly improves the local economic development level； while when control individual or time effect， only the impact on the actual per capita GDP is more significant and the treatment group is 11.67% higher than the control group on average； （2） when considering other factors， the scale of government expenditure and the level of savings do not play an important role in the local economic development； （3） The heterogeneity analysis shows that the establishment of the experimental area has no significant difference between the Minority Counties and the ordinary counties （county-level cities）. In addition， the implementation of the policy has not had a positive "spillover effect" on the surrounding areas of Qingyuan City. （4） through the intermediary effect， the specific poverty alleviation measures of the policy have significantly improved the development of local economy， especially in the secondary industry， financial loans， education and other measures. Finally， this paper puts forward some policy suggestions.

Key words： Poverty alleviation reform pilot area； policy effect； tendency matching score； double difference； poverty alleviation

〔執(zhí)行編輯：劉自敏〕