精準扶貧政策的縣域經濟發展質量效應評估
——基于縣域不平等的分析視角

方迎風 楊子明

一、前言

經濟社會發展是否協調、人民生活水平是否提升是經濟發展質量的重要衡量指標(方迎風、童光榮,2014)?？h域經濟是脫貧攻堅、鄉村振興與區域協調發展的基礎和載體,是推動高質量發展和實現共同富裕的支撐。一方面,縣域經濟體系包含第一、二、三級產業,涵蓋了產品循環的各個環節,具備支撐國內大循環的產業基礎,幫助中國建立起以國內大循環為主體、以國內外雙循環聯合帶動的新發展格局。另一方面,縣域經濟已成為中國經濟高質量發展中各項政策的主要支撐和微觀紐帶,通過發展縣域經濟,能夠更好地鞏固脫貧攻堅的成果、推動鄉村振興和城鎮化的進程,加快城鄉融合,實現共同富裕。習近平總書記強調,要把縣域作為城鄉融合發展的重要切入點。然而,隨著中國城鎮化進程的加快,城鄉差距依然較大,縣域經濟發展也日漸示弱,縣域經濟發展不平衡問題、縣域產業發展和融合問題依然突出,縣域經濟社會發展質量還有待提升。不僅如此,縣域不平等嚴重地影響了中國經濟的高質量發展,進而影響到共同富裕目標的實現。

國家一直高度重視縣域發展不平等問題,把推動縣域經濟均衡發展作為脫貧攻堅和實現高質量發展的重要路徑。2013年年底,習近平總書記創造性提出精準扶貧的概念,旨在通過“精準識別、精準施策、精準脫貧”的方式,幫助全國范圍的貧困地區及其人民擺脫貧困?！傲椃鲐毿袆?、十項精準扶貧工程”等一大批精準扶貧舉措在全國各地實施,緩解了地區間和個體間的發展不平衡問題,從而改善了中國經濟發展的質量。到2020年年底,9899萬農村貧困人口在現行標準下(2300元/人·年,2010年不變價)全部脫貧,832個貧困縣摘帽,12.8萬個貧困村出列,中國實現了千年來的小康夢想。

精準扶貧政策作用下的區域協調發展對縮小縣域發展不平等、提升縣域經濟發展質量發揮了至關重要的作用。一方面,精準扶貧政策能有效識別和幫助真正的貧困人口和地區,可以更有效地解決縣域內部因資源稟賦、自然環境等因素造成的不同程度和不同類型的貧困問題,促進縣域經濟發展,逐步縮小縣域不平等,增加縣域經濟增長質量。另一方面,精準扶貧政策促使各地區根據自身特點發展特色產業和優勢資源,促進區域內部分工合作和互利共贏,對激發縣域內生發展動力、鞏固脫貧攻堅成果、提升脫貧質量和貧困縣發展質量具有重要意義。以貧困縣為例,在民生領域,精準扶貧工程對790萬戶、2568萬脫貧群眾的老、危房進行了改建;在基建方面,新改建農村公路110萬公里,新建鐵路里程3.5萬公里;貧困地區的農網供電系統安全水平達到99%,全國范圍內實現農村動力電全覆蓋,光纜和4G的覆蓋率更是達到了98%。除此之外,在2013年至2020年間,“三大區”(1)三大區指西部地區、“三區三州”地區和“十四連片”地區。與全國其他地區之間以及“三大區”內部各省份之間,人均可支配收入增速都呈現出明顯趨同態勢。精準扶貧政策通過建設基礎設施、改善生態環境、提供政策和制度保障等措施,降低了個體之間、城鄉之間、縣域之間的發展差距,推動中國縣域經濟的高質量發展。

本文使用縣級面板數據,分析精準扶貧時期中國縣域經濟發展差異的變化,運用空間計量模型研究該時期區域經濟社會均衡發展的機制,并采用模糊斷點回歸方法,通過評估精準扶貧政策對縣域不平等的作用效果,進而探討精準扶貧政策對縣域發展質量的影響效應。研究發現,精準扶貧政策有力促進了區域協調發展,驅動各縣經濟水平逐步趨同,精準扶貧政策對縣域經濟高質量發展的推動效應明顯。在2016年精準扶貧政策全面實施后,貧困縣的發展速度比非貧困縣快了約20%。從影響機制來看,精準扶貧時期的縣域發展受經濟資源稟賦影響較重,同時也與區位等地理因素有關。高第三產業占比的產業結構和高人力資本整體上促進縣域經濟高質量發展。

二、文獻綜述

(一)區域經濟發展質量的相關研究

2008年全球金融危機之后,中國經濟發展也進入了調整期,追求高質量增長成為中國經濟社會發展的必然選擇。如何衡量經濟發展質量成為研究的主要課題(鈔小靜、任保平,2011;方迎風、童光榮,2014;馬茹等,2019;劉帥,2019;單勤琴、李中,2022)。然而,在現有研究中,不管如何構建經濟發展質量指標體系,個體與地區發展差異始終是其重要的構成部分,它們是衡量地區經濟增長質量的重要指標?？h域不平等是地區發展差異的一個體現,本質是經濟發展的收斂問題,Williamson(1965)提出區域不平等與國家經濟發展成“倒U型”關系的區域收入收斂性假說。此后,對于地區不平等問題的研究形成了兩條主線,對區域經濟發展差異進行實證檢驗和關注區域間收入差距變化的機制。

第一,區域發展差異的測度研究。根據新古典經濟學增長理論,由于生產要素之間存在邊際收益的遞減效應,因此,地區間經濟增長差異應當縮小。Rey和Montouri(1999)研究發現,美國各州的區域收入最終趨同,區域間的不平等程度逐漸降低。但也有學者提出了反對觀點,Amos(1988)研究美國的空間不平等時發現,不平等與經濟增長間存在“倒U型”關系。Terrasi(1999)拓展了Amos的發現,他指出空間不平等程度在更高經濟水平再次上升,呈“類N型”。Lessmann(2014)利用56個國家在1980-2009年間的面板數據研究發現區域不平等與經濟發展之間的發散現象。

關于中國的區域不平等現象,大多數研究認為存在某種下降趨勢。魏后凱 (1997)指出,自改革開放以來,落后地區和發達地區的人均GDP以每年2%的速度縮小,但是由于政策的遲滯和宏觀調控的誤差,地區居民人均收入增長的不平等現象反而進一步加劇。涂正革等(2022)在考慮營商環境的條件下發現,中國整體上呈現出集聚式收斂特征,但是地區間存在“東高西低”的梯度化地區差異,同時中、西部地區內部經濟收斂速度的異質性較強。方毅等(2022)驗證了中國經濟存在著符合康德拉季耶夫周期的狀態躍遷規律,并且在當前的新增長路徑上,中國經濟具有明顯的收斂趨勢。方迎風(2022)發現,中國縣域經濟總體上均衡收斂,但各省縣域經濟增長的異質性較強。隨著空間計量經濟學的發展和完善, 有學者將空間區位因素引入經濟收斂分析框架。劉明和王思文(2018)指出經濟新常態下中國區域不平等問題的異質性。單勤琴和李中(2022)通過主成分分析法得到中國經濟高質量發展的加權指標,利用時空收斂模型研究得出高質量發展對于促進區域經濟收斂、縮小區域不平等的顯著作用。李福柱等(2022)指出收斂現象在全域、域內及域間均顯著存在。但是,也有一些研究認為,中國區域發展差異沒有變小,從而影響了經濟發展的質量。黃森和蒲勇健(2011)發現由于經濟體的塊狀分布,并未產生良好的協作集聚效應,導致經濟發達地區與欠發達地區的差距擴大。朱建平等(2021)從波動維度出發驗證了中國經濟先收斂后發散的“U型”變化趨勢,指出中國正處于經濟發散的階段,全域收斂及東部、中部、西部收斂均不存在,個別省份的大幅度經濟波動造成了這種周期差異。

第二,區域不平等形成的機制研究。當前探討縣域層面的提升經濟增長質量動因的文獻較少,基于已有研究成果,本文將區域內經濟發展差異的主要因素歸為以下三種。第一,產業結構的升級和布局對區域發展質量意義重大。范劍勇(2006)的研究表明,第二產業高產出比例與非農產業在經濟空間結構上的不均勻分布,是改革開放以來區域經濟效益差異增大的根本原因。Zhang(2021)以浙江省為實證案例,發現浙江省非農產業聚集現象已經十分明顯,與第三產業相關的技術能力和商業繁榮程度對區域不平等起到決定性作用。第二,資金、人力資本等生產要素是縮小區域不平等和提升發展質量的重要影響因素。Thuvachote(2011)研究表明,與企業合作為貧困人口創造大量就業機會,增加家庭平均收入和消費支出。徐現祥等(2011)將地區資源稟賦、人力、資本、政府政策、基礎設施、勞動力等影響地區收入差距的因素歸為四類,并考察這些因素對區域不平等的影響。第三,金融信貸、國際貿易、地理位置和其他要素對區域經濟高質量發展具有重要作用。儲德銀和費冒盛(2021)指出地方政府支出結構優化顯著提升了經濟增長質量,但支出規模的增加卻顯著抑制了經濟增長質量。Meng(2013)評估得出,“八七計劃”使國家級貧困縣收入增長38%的結論,并指出革命老區、民族貧困地區及山區的貧困根源在于初始經濟資源稟賦低。朱一鳴和王偉(2017)等的研究成果表明,完善的金融信用市場制度在一定程度上降低了貧窮人群所受到的融資限制,擴大了貧困人口的投資途徑,從而提高了他們參與社會再生產的水平,降低了區域經濟發展不平衡程度。Rodriguez-Pose和Sotiriou(2021)研究希臘的貿易增長與區域不平等,指出相對富裕地區來說,低收入地區不僅無法獲利,甚至受到來自社會和政治方面的負面影響。

(二)精準扶貧政策的相關研究

貧困始終是各國經濟社會發展進程中的重要問題,貧困程度也是一國或地區經濟社會發展質量的重要體現。在脫貧攻堅階段,精準扶貧政策是推動中國高質量發展、建成全面小康社會的必然選擇。精準扶貧政策不僅能推動中國的全面脫貧和改善經濟社會發展質量(Fang 和 Zhang,2021),還提升了中國脫貧本身的質量(羅連發等,2021)。單德朋(2019)通過實證說明扶貧政策對低經濟、低技術地區的提振作用。方迎風(2019)利用中國縣級面板數據分析了2008-2014年國家級貧困縣戰略的經濟增長效應,指出設立貧困縣從長期和短期來看均顯著推動了區域經濟均衡發展,但在扶貧對象的選擇和調整期存在瞄準誤判。Wang等(2022)認為考慮到城鄉異質性,無法保證對外貿易的減貧效應,城鎮化和經濟結構改革是減貧的最佳途徑。

精準扶貧政策降低縣域不平等、提升縣域發展質量存在其微觀作用機理,包括產業、金融、勞動、志氣等。在產業上,胡晗等(2018)使用陜西省入戶調查數據發現,產業扶貧政策能夠提高貧困戶參與種植業和畜牧業的比例,顯著增加了貧困戶的生產性收入,整體上脫貧增收效果明顯。蔡宇涵等(2021)認為,精準扶貧政策通過改善農村生產生活所需要的基礎設施,對非貧困人口也產生了溢出效應,在總體上提升了農村居民幸福感,提高了生活質量。在金融方面,吳本健等(2019)指出,短期內財政扶貧對邊緣貧困戶的減貧作用高于金融扶貧,而就長遠而言,金融扶貧則有助于深度貧困戶擺脫貧困狀態,金融扶貧還能夠遏制因財政扶貧所造成的多維貧困狀態惡化,提升脫貧質量。尹志超等(2020)研究了精準扶貧政策對農業信貸約束的突破效應,這種政策作用隨時間推移不斷加強,并且有效擠出非正規農業信貸。在勞動和信心上,李芳華等(2020)指出,精準扶貧初期貧困戶勞動時間增加、后期勞動生產率提高,并發現政策對女性勞動力的解放是脫貧主因。黃薇和曹楊(2022)的研究表明,勞動能力不足的人群還會對福利救濟產生主動依賴,從理論上解釋了精準扶貧過程中部分貧困戶“等、靠、要”的原因。黃杏子等(2023)研究發現,精準扶貧政策從根本上為貧困人口提供了融入社會生產的良好發展條件,幫助貧困家庭樹立堅定的自主、穩定脫貧的信心,使貧困家庭的貧困脆弱性顯著降低,慢性、深度貧困家庭的貧困脆弱性降低幅度更大,提升脫貧質量。

在鄉村振興的新階段也依然存在脫貧質量的相關研究。黃薇和祝偉(2021)認為,精準扶貧政策總體上的減貧效果是顯著的,能夠和鄉村振興戰略進行有效銜接。但是,趙普等(2022)也指出,西南民族地區脫貧質量不高,仍存在產業基礎薄弱、產業人才匱乏、發展意識不強、經濟形勢下行、幫扶政策不可持續等問題,規模性返貧風險高。因此,中國依然需要從產業、教育、政策、文化等方面建立完善的風險防控機制,鞏固脫貧成果。王雨磊和蘇揚(2020)認為,精準扶貧政策成功的基礎是中國獨特的國家治理體制,這種新型舉國體制有效克服了扶貧中常見的政府失靈、市場失靈和社會失靈,提高扶貧資金使用效率,并帶動社會力量參與其中,使經濟發展發揮出其應有的作用。

(三)文獻概述

綜上所述可以發現,已有研究針對區域不平等的影響機制做出了諸多探索,這些研究為解決中國縣域不均衡發展問題提供了重要參考。然而,中國的區域經濟發展不平衡問題仍需深入探討,并且從縣域不平等的視角對縣域經濟增長質量以及精準扶貧政策減貧質量的研究目前還相對欠缺。雖然中國在2020年實現現行貧困標準下農村貧困人口的全部脫貧,但是以個人和地區發展不平等為特征的相對貧困將一直存在,依然需要精準扶貧政策的支持(方迎風、周少馳,2023)。對于中國精準扶貧政策,政策實行早期對精準識別的研究較多,2018年開始,大量政策評估文獻出現,脫貧攻堅戰勝利后一些學者嘗試從理論和實證的角度評估精準扶貧政策的減貧效應和貧困人口的脫貧質量,闡述“十四五”時期如何鞏固脫貧成果、推動鄉村振興。本文將研究視角上升至縣域層次,從縣域發展不平衡視角探究精準扶貧政策對縣域發展質量的影響,為推動縣域經濟高質量發展提供了很好的理論和經驗支撐。

三、數據說明與縣域不平等分析

(一)數據說明與變量選擇

本文所采用的縣級經濟統計數據來自于《中國縣域統計年鑒》。文中空間計量模型用到的地理數據來自國家基礎地理信息中心公布的全國縣級統計數據(2015年版)。因數據的獲得渠道和連續性的限制,在整理過程中剔除了來自海南省、臺灣省、香港特別行政區和澳門特別行政區的數據,最后得到涵蓋其他30個省級行政單位1886個縣域單元的2013-2020年面板數據。其中,所有經濟數據均按照2000年的購買力平價進行調整;發生合并、拆分或改制的地區,按照其在2015年的狀態進行處理。

表1中的統計顯示,國家級貧困縣在精準扶貧政策出臺前確實比非國家級貧困縣要貧窮很多,2016年非貧困縣的人均生產總值比貧困縣高出約82%,但到了2020年只高出65%,直觀認為在政策執行期間,國家級貧困縣的經濟增長速度比非貧困縣快。然而,由于處理狀態并不是隨機分配的,我們不能簡單地將增長率的差異解釋為項目的因果效應。此外,國家級貧困縣與非貧困縣在政策開始時的初始資源稟賦存在差別,貧困縣的農業占比和政府支出比例均大幅高于非貧困縣,第三產業占比及人力資本則幾乎不存在差別。在地理因素方面,少數民族縣、革命老區縣和山區縣大部分為國家級貧困縣。

表1 變量的描述性統計

(二)基于中國縣域經濟發展不平等現狀

收斂分析是研究區域經濟發展差異的一個重要方法,進而可以被用來研究當前縣域經濟發展質量的變化趨勢。已有研究較多采用截面數據,但是截面數據可能由于遺漏變量的情況而導致回歸結果的偏誤。因此,本文在Elhorst(2014)的收斂實證分析模型的基礎上,構建面板數據的β絕對收斂模型和俱樂部收斂模型。具體模型如下:

(1)

其中,下標i代表地區,t代表年份,Yit和Yi,t-1分別表示i地區t年及t-1年的人均生產總值,α為截距項,β代表收斂速度。T為時間跨度,取值為1,故可將式(1)轉化為:

lnYit=α+(1-β)lnYi,t-1+ηt+μi+εit

(2)

如果收斂速率顯著大于0,則表明具有β絕對收斂特征,在考察時期內,欠發達地區比發達地區發展更快,兩地的經濟發展趨于平衡,經濟發展質量將最終提高。

基于式(2)的回歸結果如表2所示。從表2的估計結果可知,中國縣域經濟增長的質量得到改善,全國范圍的縣域經濟收斂速度為正值,縣域間的發展差距有不斷縮小的趨勢。不僅如此,中國還存在東、中、西部三大收斂俱樂部。根據經濟收斂理論,各地區間的經濟差距可以通過收斂效應逐步消除。分區域來看,東部地區的經濟收斂速率最大,其絕對值為0.320,其次為中部地區,最慢的是西部地區。

表2 全國及東、中、西部地區β絕對收斂結果

表3 全國范圍縣域經濟發展差異評估的β收斂結果

相較于β絕對收斂,β條件收斂向模型中加入對經濟發展存在影響的控制變量,用以衡量在其他因素影響下各地區之間的收斂趨勢。參考已有文獻,選取產業結構、政府規模和人力資本作為經濟控制變量,選取縣域地形地貌因素和文化背景因素作為地理控制變量,從而得到以下條件收斂模型:

lnYit=α+(1-β)lnYi,t-1+λXit+ηt+μi+εit

(3)

其中,Xit代表i地區t年的控制變量,其余變量含義與絕對收斂模型相同。

在加入經濟和地理控制變量后,全域收斂速度顯著提高,由0.236增加到0.437,說明中國縣域經濟增長差異有顯著縮小趨勢,縣域經濟增長質量改善是穩健的,并且經濟資源稟賦和地理因素可能導致了縣域發展速度的異質性。但如果只加入地理控制變量,地區差距縮小的速度僅發生了微小變化。故認為在考慮精準扶貧的大前提下,經濟自然發展過程中地理位置、地形地貌、文化特征等因素帶來的不利影響被強有力的扶持政策熨平,說明全國統一施策的可行性。

在以地理目標為研究對象時,樣本觀測值往往缺乏獨立性,與其他地區的觀測值存在相關關系。經典的線性回歸模型并不考慮這種空間效應,然而如果變量存在空間相關性,傳統線性回歸模型就會得到有偏誤的估計結果。為了減小回歸誤差,Anselin(1988)首次提出了空間計量模型。與傳統計量模型相比,空間計量模型考慮了區域經濟發展過程中普遍存在的空間依賴性,并根據地區間的絕對位置和相對位置,不同程度地引入空間相關的程度和模式。因此,在對地區經濟發展的收斂性進行分析時,應考慮區域之間空間依賴性造成的影響?？紤]到空間區位因素,本文將β收斂模型加以改造:

(4)

由表4可知,將空間杜賓模型引入到β收斂模型后,縣域收斂趨勢仍然存在,并且收斂速度提高,說明空間溢出效應的存在事實上有利于縣域間經濟發展差距的縮小,提升經濟發展的質量。根據空間自相關結果,經濟發展水平較高的區縣會對鄰近地區的經濟發展產生輻射作用,這種輻射作用加快了經濟發展水平較低的地區發展,降低縣域不平等,提升縣域經濟的發展質量。在控制了縣域經濟因素后,收斂速度顯著提高,但在加入經濟控制變量和地理控制變量后,模型的收斂速度并未明顯提高,說明地理位置和縣域特征不是縣域經濟發展質量的重要影響因素。

表4 空間收斂模型估算結果

在考慮空間區位因素的情況下,精準扶貧政策對縣域經濟發展存在顯著的促進作用。為了定量分析縣域經濟高質量增長的有效機制,本文以縣域生產總值對數作為被解釋變量,以產業結構、政府規模和人力資本變量的一階滯后項為主要解釋變量,探究這三種經濟要素對縣域發展質量的影響,本文采用控制個體固定效應的空間杜賓模型進行回歸分析(見表5)。同時,當被解釋變量的空間自回歸系數顯著不為零時,可以分解計算各解釋變量的直接效應和間接效應。其中,直接效應又稱本地效應,反映區域內部變化對自身的影響,包括反饋效應,即鄰近地區把影響傳回給效應的來源地區。間接效應則度量鄰近區域變化對本地區的影響,代表了解釋變量的空間溢出效應。

表5 對縣域經濟發展水平的空間杜賓模型回歸結果

由表5的結果可以看到,產業結構升級和人力資本提升對縣域經濟發展質量的提升存在顯著的促進作用,但是這種正面影響的實現形式有所不同。第三產業的直接效應為負,間接效應為正,總體效應為正,說明第三產業縮小地區差距的作用主要表現為空間溢出效應。金融業、旅游業、服務業等行業集聚經濟性極強,一個金融中心或大型景區的建立會催生出眾多配套產業和就業機會,客觀上帶動了其他地區的發展。第三產業對于周邊地區經濟的拉動作用要遠遠大于自身發展帶來的相對經濟位置改變,因此,各省內部扶持一個經濟先驅型城市雖然可以在一定程度上積極帶動本省發展,但是多點開花建成數個經濟中心城市的戰略能夠更加長期、有效的提高本省經濟發展的質量。

第一產業不是推動縣域經濟發展質量的主要動力,其直接效應、間接效應及總體效應均顯著為負,農業占比提高帶來的負面影響甚至超過了其他因素的正面影響,這反映了主要農業地區在經濟發展過程中面臨的困境。一方面,農業產業鏈條短、農產品品牌價值低等農業發展質量不高的問題依然突出,這在很大程度上限制了農業人口凈收入的增長。另一方面,農民低收入問題引起勞動力外流,導致企業工人不足、城市化發展受限,使當地經濟發展很難向第二、第三產業轉型,導致更多人口外出務工陷入惡性循環。這從反面說明了產業結構升級的重要意義。政府規模所造成的影響均相對較低,其直接效應為負,間接效應為正,總體效應為負,說明政府規模的負面作用主要表現為本地效應,政府擴大支出造成總需求擴大所帶來的經濟增長小于資源錯配造成的阻礙。

人力資本的直接效應顯著為正,間接效應為負但未通過顯著性檢驗,總體效應為正。說明人力資本促進經濟發展的作用主要表現為本地效應,區域間的相互影響可忽略不計。人力資本同時具有兩種屬性,它既作為必不可少的生產要素被應用于生產過程,又能夠催化其他生產要素發生作用,提高整體生產效率。人力資本的知識效應還降低了自然資源不足給經濟發展帶來的不利影響,促進社會生產的技術革新與升級改造,助力產業升級和中國縣域經濟的高質量發展。但是這種作用僅在本地產生效果。當前經濟發展階段人才爭奪戰更加激烈,人才的虹吸效應相當明顯。因此,各地應明晰發展現狀與自身比較優勢,根據實際情況制定未來的長期發展策略,精準把握人才流動的規律和趨勢,重視引才用才工作,善用人才的虹吸效應,提升經濟發展質量。

四、精準扶貧政策對縣域發展質量的效果評估

(一)研究方法

在精準扶貧政策從提出到實施的過程中,2016年是其正式落地施行的時間,因此可以將黨的十八大以來的精準扶貧新時期分為兩個階段。第一階段是從2013年年底到2015年末。2013年11月,習近平總書記在湘西考察時首次提出精準扶貧的概念,習近平總書記特別強調,扶貧要實事求是、因地制宜,要精準扶貧。經過充分地研究和試點,一年后國務院正式提出精準扶貧工作的制度性安排。第二階段始于2016年,隨著國家扶貧重點縣逐步由貧困村轉向貧困縣和貧困地區,以增強地方內生發展活力和脫貧動力為主要目的的新政策大量出臺。這其中既有對基礎設施的建設,也有對貧困戶生活環境的改善。比如,易地搬遷政策引導非務工人員由自然環境條件艱苦、交通不便、基礎設施條件較差的偏遠地區遷移至鄉鎮;產業扶貧政策引導民營企業到貧困地區直接投資或合作建廠并雇用貧困戶,以支持貧困地區企業開發富有競爭性的新產品。雖然該時期的脫貧攻堅工作以微觀的貧困戶為單位開展,但在財政補助金發放、政策評價和成果驗收時仍以縣級行政單位作為一個整體。貧困縣摘帽機制使得2016年時仍未脫貧的國家級貧困縣受到關注和財政、政策投入,這為本文利用斷點回歸方法進行政策評估提供了契機。本文分析貧困縣從2016年后全面開展的精準扶貧政策所獲得的收益,借此評估精準扶貧政策對縣域經濟增長質量的提升效應。

首先,本文以OLS估計作為基準,判斷國家級貧困縣的收入增長是否高于其他縣:

(5)

其中,ΔlnYi是2016年至2020年i地區人均生產總值的對數變化;NPi是一個二元指標,如果i地區在2016年是國家級貧困縣則取值為1,其他情況取值為0。

其次,使用斷點回歸方法評估精準扶貧政策對縣域發展不平等的影響。本文選擇精準扶貧計劃的初始資格E作為實際國家級貧困縣地位的工具變量,在2013年精準扶貧計劃開始實施時,人均生產總值低于標準的區縣取值為1,經過平減指數調整后標準值約為7331元。從而得到計量方程如下:

NPi=γ0+γ1Ei+g(yi)+χi

(6)

和

ΔlnYi=π0+π1NPi+f(yi)+νi

(7)

其簡化式為:

ΔlnYi=δ0+δ1Ei+h(yi)+μi

(8)

其中,yi作為驅動變量,表示2013年各地區的人均生產總值,f(·)、g(·)和h(·)是驅動變量yi的平滑函數,將其定義為斷點兩側的低階多項式,并假定他們具有相同的階數和不同的斜率。δ1衡量分界點上下各區縣被解釋變量的相對差異,γ1衡量斷點處傾向得分的不連續變化,兩階段回歸的系數π1=δ1/γ1。

具體到本文研究,依據1994年的標準,人均生產總值在2700元以下的縣應劃分為國家貧困縣。但是還有其他因素也會影響國家級貧困縣的選擇,一些低收入縣可能因種種原因未被選為國家貧困縣,一些原有的國家級貧困縣可能因補貼等原因不愿意退出貧困縣行列。所以,國家貧困縣選取規則僅僅使得被劃分為國家級貧困縣的可能性在政策規定的人均生產總值處發生了一個外生的跳躍,但不一定是從0直接變動到1的改變,而只是增大了處理變量取值為1的概率,具有這種特征的斷點回歸被稱為模糊斷點回歸。在本文的模糊斷點回歸中,縣域人均生產總值是驅動變量,處理狀態理論上是驅動變量的非連續函數。本文報告了采用全樣本及2階驅動函數的回歸結果,并在穩健性檢驗中采用多個帶寬和多種平滑函數形式進行回歸。在進行回歸之前,首先以圖的形式直觀展示驅動變量與處理狀態和結果變量之間的關系。圖中給出了以二階多項式進行擬合的結果,由圖1和圖2可以看到,成為國家級貧困縣的概率和經濟增長量在斷點附近有明顯的跳躍,且通過了統計學檢驗,這意味著因果關系的存在。

注:已對樣本的對數人均GDP數據做了相對于斷點的中心化處理。

注:已對樣本的對數人均GDP數據做了相對于斷點的中心化處理。

(二)基準回歸結果

表6的第(1)列展示了被解釋變量與處理變量之間未經過調整的相關性關系,處理變量的系數為正,并在1%的水平上通過了顯著性檢驗,這表明精準扶貧政策促進了貧困縣的經濟發展,提升了縣域經濟增長的質量。在2016年至2020年間,國家級貧困縣的人均生產總值增長速度大約比非貧困縣快10%,精準扶貧政策有較高的脫貧質量。第(2)列在回歸中引入各地區在2013年的初始經濟狀態,增幅有所下降,但仍然顯著,即在初始經濟特征相似的情況下,國家貧困縣的發展速度同樣快于非貧困縣。第(3)列加入地理特征,回歸系數略有增大,在同時控制初始經濟特征和地理特征時,國家級貧困縣的經濟發展速度大約比非貧困縣快4%,說明精準扶貧政策下縣域經濟發展質量有顯著提高。最后,在回歸中進一步控制省份虛擬變量,只允許在省級行政區內部進行縣級層面的比較,這一做法導致估計系數只發生了微小的變化,說明各省內部的縣級特征相似,無明顯差別。

表6 OLS估計結果

(三)政策效果評估

表7報告了模糊斷點的估計結果。Panel B中簡約式方程回歸結果(見表7)表明,所有四列的驅動變量系數均顯著為正,說明實施精準扶貧政策顯著促進了國家級貧困縣的經濟發展,提升了縣域發展質量和脫貧質量。從第(4)列控制最多變量的模型來看,受到精準扶貧政策影響的區縣的經濟增長速度比未受到政策影響的縣至少高10%。在控制縣級地理特征后,貧困縣與非貧困縣間經濟增長速度的差距變大,說明不同地形地貌或文化背景的縣域所受到精準扶貧政策影響的差距較大,地理及文化因素的異質性較強。

表7 經濟增長量的2SLS回歸結果

Panel A的一階段回歸結果表明初始的接受扶貧政策的資格,對最終的國家貧困縣確定有很強的預測作用。人均生產總值低于官方貧困線的區縣被確定為國家貧困縣的概率明顯提高,與圖形證據保持一致。當引入其他控制變量時,驅動變量的系數有所下降,但仍大于0.80且在1%水平下顯著。這表明選擇2013年的對數人均生產總值作為工具變量是合適的。Panel C的工具變量估計結果顯示精準扶貧政策對縣域經濟發展質量的顯著影響,第(1)列在不控制任何變量的情況下,國家貧困縣的發展速度大約比非貧困縣高20%。第(2)列～第(4)列依次加入控制變量,驅動變量系數大小發生變化,但都在1%水平下顯著?？傮w來說,工具變量估計值始終是顯著的,并相對穩定。2SLS的估計結果表明,精準扶貧政策會使國家貧困縣的經濟發展速度至少高出非貧困縣13%,這一結果明顯高于OLS估計值。

精準扶貧政策顯著提高了國家級貧困縣的經濟發展速度,接下來分產業探究精準扶貧政策的作用機制。以三種產業的對數增加值為被解釋變量,控制初始經濟稟賦、地理特征和省份變量進行回歸。表8給出了三種產業的2SLS估計結果,從中可以看到,在精準扶貧政策的影響下,貧困縣的三種產業增長幅度均高于非貧困縣。其中,第二產業的增長最為突出,其增長幅度甚至大于第一產業和第三產業之和。說明在2016-2020年間,精準扶貧政策對第二產業的促進作用最強,貧困縣脫貧摘帽主要是由于工業的發展,反映出產業振興在精準扶貧和鄉村振興中的重要作用。除此之外,在表8的第四列顯示,貧困縣的居民儲蓄約有4.5%的超額增長,這一結果驗證了精準扶貧政策對貧困人口的減貧效果,精準扶貧政策對宏觀的縣域經濟和微觀的個體收入均產生了顯著的促進作用。

表8 分產業及個人層面的2SLS回歸結果

(四)穩健性檢驗

1.改變驅動函數階數和帶寬

斷點回歸估計的有效性和穩健性受驅動變量函數形式的影響。驅動變量的函數形式能夠在一定程度上反映出斷點附近的不可觀測因素,因此將通過調整驅動變量的階數,觀察模型估計系數的顯著性變化來確定結果是否穩健。同時,斷點回歸估計結果的有效性和穩健性也受到帶寬的影響。帶寬越小,斷點附近不可觀測因素和其他控制變量對回歸結果的影響就越小,無偏性越好,然而損失的樣本也越多,估計誤差增大,有效性降低;帶寬越大,進入回歸的樣本量也越多,密度函數越平滑,方差越小,但會導致無偏性降低。

為了使估計具有可信性,本文提高了多項式階數,并將樣本限制在斷點周圍越來越窄的區間內。為便于比較,表9第(1)列重復了表7第(4)列的結果作為基準值。在第(2)列中使用三階平滑函數,并使用全樣本進行估計。在之后的回歸中,控制各項條件不變,分別使用2倍最優帶寬、最優帶寬和1/2倍最優帶寬的樣本,并嘗試不同的平滑函數形式。表9中的結果顯示,2SLS估計結果十分穩健,在最優帶寬設定下2SLS估計系數達到0.187,意味著斷點附近的樣本中,國家貧困縣的經濟發展速度比非貧困縣快約20%?？傮w來說,穩健性檢驗驗證了精準扶貧政策能夠顯著加快國家貧困縣的發展速度,其值大致為13%～20%,說明精準扶貧政策對中國的脫貧質量和縣域經濟增長質量都具有顯著的效應。

表9 不同階數和帶寬的2SLS回歸結果

2.增長趨勢評估

從理論上來講,在資格門檻附近的貧困縣和非貧困縣的經濟增長趨勢應異于2016年精準扶貧政策全面實施之前,因此,本文將被解釋變量替換為2013-2016年人均生產總值的對數差,并保持其他控制變量不變進行2SLS回歸。如果在斷點附近,接受處理和未接受處理的地區之間沒有任何不同的增長趨勢,那么處理狀態的回歸系數不應顯著異于零。表10中的結果顯示,2SLS的回歸系數非常小,且大部分不具有統計學意義。在最優帶寬時,處理變量的估計系數在10%的水平下顯著,但絕對值極小且符號為負。這說明計劃開始前國家貧困縣的經濟發展速度與非貧困縣不存在顯著差別,甚至可能慢于非貧困縣?？傮w來說,表10的回歸結果證明了本文2SLS的穩健性。

表10 計劃開始前的2SLS回歸結果

3.識別策略有效性檢驗

在上一部分中,本文采用多種帶寬和不同的平滑函數形式,結果表明模糊斷點回歸結果相對穩健。本部分分別采用兩種檢驗方法,進一步檢驗本文斷點估計的有效性。首先,有效的斷點識別過程要求研究對象不能操縱或者至少不能完全操縱驅動變量。通過檢驗驅動變量密度函數的連續性可以檢驗其是否被操縱。圖3給出了2013年縣域人均生產總值的密度函數,結果顯示,斷點兩側的驅動變量密度函數僅存在微小跳躍,并且函數的置信區間在此處存在重疊,這表明斷點兩側的驅動變量存在連續的密度函數,證明不存在對驅動變量的人為干預。由于斷點處局部小樣本可能影響密度函數的連續性檢驗,本文還構造G階統計量進行檢驗,在斷點處的樣本非隨機檢驗的概率值為0.291,不能拒絕“分配變量密度函數在臨界值處是連續函數”的原假設,從統計學維度證明了驅動變量的密度函數在斷點處是連續函數,研究對象不能操縱驅動變量。

圖3 驅動變量的密度函數

其次,本文還檢驗了前定控制變量的平滑性,從理論上來講,本文所采用的控制變量在斷點兩邊不應該存在明顯的跳躍。表11報告了對控制變量的平滑性檢驗結果,使用的回歸設定同前文的方程相同,僅將被解釋變量換做原先的控制變量,同時仍然控制省份虛擬變量。由表11可知,所有控制變量在斷點附近均不存在明顯的斷點,滿足平滑性要求。

表11 控制變量的連續性檢驗

(五)政策效果的延續性分析

本文繼續分析精準扶貧政策效果的延續性,表12第(1)列至第(4)列分別報告了以2016-2017年、2016-2018年、2016-2019年和2016-2020年縣域人均生產總值對數增量作為被解釋變量的兩階段回歸結果。一階段回歸中驅動變量的系數平穩且顯著,表明所選取的工具變量解釋能力較強,并且相對穩健。從表12中的回歸結果可以看到,精準扶貧政策的延續性較好,在精準扶貧政策全面實施一年后,國家級貧困縣就已經出現快于非貧困縣的發展趨勢,政策實施兩年后的2018年,貧困縣相對于非貧困縣的經濟增長速度幾乎翻倍,并在2019年達到峰值。這表明經過兩年時間的政策適應和工作模式調整,精準扶貧政策的脫貧質量達到最大化,精準扶貧政策所推動的縣域經濟增長質量較高。

表12 政策效果的延續性分析

五、總結與討論

本文以精準扶貧政策為切入點,從縣域不平等的視角出發,實證分析精準扶貧政策對改善縣域經濟發展質量的效果,探討推動縣域經濟高質量發展的機制。研究結果表明,首先,精準扶貧政策的實施使縣域經濟水平顯著提高,精準扶貧政策使得貧困縣的經濟增長速度比非貧困縣高出13%～20%。精準扶貧政策在民族縣、老區縣、山區縣等傳統條件落后地區仍產生顯著增收作用,說明政策對提升縣域經濟發展質量顯著有效。值得注意的是,精準扶貧時期貧困縣的經濟增長主要源自第二產業發展,這為進一步實施政策干預、促進增產增收提供實證依據。其次,在精準扶貧政策實施期間,中國縣域經濟發展差距大幅度縮小。在考慮空間相關性的情況下,趨勢依然存在。這表明政策干預能夠有效縮小地區差距,促進區域協調發展,實現縣域經濟高質量發展。最后,產業結構和人力資源對于縣域經濟高質量發展的影響較大,發達的第三產業及豐富的人力資源可以在整體上促進縣域經濟高質量增長,農業規模和政府支出的增加會極大地抑制縣域經濟發展?？疾熘袊髤^域發現,東部地區經濟發達、結構健康,第三產業發展帶來的邊際收益減少,同時其政府支出相對合理,總體上未對經濟發展造成負面影響。中、西部地區人力資本的增長總體上不會影響經濟,但中部地區的人才虹吸效應明顯,對相鄰地區的人才剝奪抑制了縣域發展,此外中部地區的政府支出大,不利于縣域經濟高質量發展。

本文認為繼續保持縣域扶貧政策穩定,做好鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉村振興有效銜接,通過如下途徑縮小縣域經濟差距、推進縣域經濟高質量發展:第一,落實鄉村振興戰略,發揮縣域經濟的承接功能,基于地域資源的特色,發展縣域特色經濟,轉變農業生產經營方式,重視科技創新在推動第一產業發展中的作用。例如加強縣域數字和網絡基礎設施的建設,通過電商等渠道,促使農村居民收入來源多樣化,進一步提升脫貧質量。第二,進一步加強財政專項資金的發展調節功能和縣域金融的創業扶持功能,設立縣域發展專項資金,對剛剛脫貧的縣域繼續加強資金支持,推動縣域的創業創新網絡建設,實現縣域經濟產業結構的升級。第三,加強對政府公共資金的監管,落實群眾監督機制,嚴格限制不必要的政府支出,減少資源浪費。政府在進行政府性購買和投資前,應綜合考量資金涌入市場可能帶來的影響,避免造成擠出現象。第四,從區域經濟協調發展的大格局下統籌調整縣域產業、基礎設施等的空間布局,對省內各縣域主體因地制宜設定合理的發展藍圖,加強省域間和地區間的重要交通基礎設施的建設,并通過地區中心城市建設所帶來的擴散和集聚效應,推動縣域經濟的均衡協調發展。第五,推進縣域的人力資源發展戰略規劃,一方面,通過對農村地區現有勞動者的職業訓練,培育新的農村勞動力,以促進在縣域就業的勞動者就地市民化,為區域開發創造更豐富、更高質量的勞動力;另一方面引導高水平人才和高技術企業向縣域地區回流,改變當前縣域發展中人口因素的不利局面,以促進區域經濟社會的高質量發展。