精準扶貧政策的隱性價值評估

曾永明 張利國

摘要：作為人類一次大規模的準自然實驗，中國脫貧攻堅取得全面勝利之后，其政策效應和歷史經驗需要深入總結。跳出僅聚焦精準扶貧政策效應“顯性價值”的傳統視角，從更廣闊的視域來審視其可能帶來的“隱性價值”，評估其“看不見的效應”?；趯γ撠毧h非貧困戶外出流動人口這一非政策群體可能是外溢對象的觀察，利用全國流動人口動態監測調查數據，運用雙重差分方法評估精準扶貧政策對其收入的外溢效應。研究發現，精準扶貧政策對外流人口具有顯著的正向收入溢出效應。群體異質性研究發現，這種外溢存在“馬太效應”，高收入流動人口的溢出效應顯著高于低收入群體；流入地空間異質性研究結果顯示，西部地區獲得的外溢效應最??；流出地空間異質性研究結果顯示，老家處于村莊或鄉鎮的人口具有顯著的收入溢出效應，而縣城及以上區域不顯著。機制分析發現，外溢效應可以通過同群影響、東西部地區協作、公共服務完善等渠道產生作用。因此，未來鄉村振興過程中應繼續優化傳承精神扶貧、區域協作、基礎設施建設等農村貧困治理方略。

關鍵詞：精準扶貧；溢出效應；流動人口；政策評估；鄉村振興

文獻標識碼：A???文章編號：100228482024（01）006014

一、問題提出

脫貧攻堅與鄉村振興是兩個不同的宏觀戰略，但同時又有著彼此銜接、一氣貫通的社會機制［1］，局部地區脫貧攻堅之后，與之銜接的是全面全局的鄉村振興，前者的歷史實踐構成后者的歷史經驗。因此，脫貧攻堅的結束意味著該政策評估的發端，作為人類一次大規模的準自然實驗，鑒于中國脫貧奇跡的偉大成就，需要更全面更深入的后評估研究來總結和發展精準扶貧的政策意義和歷史經驗。

既有研究的靶心主要是精準扶貧政策的直接效應，包括脫貧縣①的經濟增長效應［2］和脫貧戶的收入增長效應［3］，顯然這僅是其“顯性價值”部分，是不完整的。作為投入巨大的國家工程，復雜扶貧系統及其所產生的間接效應可能超越了貧困戶脫貧本身的意義，對其間接效應的評估也急需拓展，以挖潛“未看見”的效應，這就需要跳出僅從政策群體看精準扶貧的單維視角，從更廣闊視域來審視其可能帶來的“隱性價值”，以更加全面總結該政策為中國農村發展所帶來的宏大意義，進而有效推進鄉村振興戰略傳承中國農村貧困治理方略。2021年8月，中央農村工作領導小組批準確定西部160個國家鄉村振興重點幫扶縣，其目的是實現鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉村振興有效銜接，部分脫貧攻堅的政策延續到鄉村振興中，表明既有成功經驗對鄉村振興具有啟示意義。

經過脫貧攻堅期的7年精準滴灌，加之過渡期的持續介入和鞏固，中國精準扶貧政策已形成了系統性的政策體系、組織結構和聯動網絡等，比如“六個精準”“五個一批”等創新方略為扶貧工作提供了精準的政策支持和工作導向，精準扶貧政策發揮出了“對癥下藥，靶向治療”的作用［4］，在脫貧攻堅戰略中扮演重要角色，它不僅有短期、直接的影響，還將產生長期、間接的影響［5］。比如，精準扶貧時期貧困村基礎設施的改造升級，不僅對建檔立卡的貧困戶產生影響，作為公共設施顯然對非建檔立卡戶也同樣產生影響，非貧困戶也因脫貧攻堅政策顯著提升了生活滿意度［6］。不過，僅瞄準脫貧戶和脫貧戶鄰近的非貧困戶依然不能涵蓋整個農村人口群體，脫貧縣還有一部分重要的外出流動群體需要關注［7］。外出流動人口是所有脫貧縣在內的重要勞動力組成部分，由于身處貧困地區，發展機會有限，外出尋求發展空間成為更好選擇。該群體雖不是扶貧政策的直接覆蓋者，但可能因為他們來自脫貧縣而同樣會間接受到政策外溢的影響。鑒于此，跳出脫貧戶及其周邊鄰近的非貧困戶，將視野放大到前兩類群體之外的流動人口，分析非政策群體外出流動人口的精準扶貧政策溢出效應便是本文主要邊際貢獻。

除了在探索流動人口政策溢出效應的研究視角上進行創新，本文還充分利用流動人口獨特的空間特性，發揮其連接流出地與流入地“雙重空間”的特有研究價值。當“雙重空間”屬性與脫貧縣相結合時，就會衍生出四種流動路徑：脫貧縣到非貧困縣、脫貧縣到脫貧縣、非貧困縣到脫貧縣、非貧困縣到非貧困縣。本文的另一個創新點是從流動人口的流出地和流入地不同空間剖析政策效果的異質性，這也是既有研究在精準扶貧政策評估領域鮮少涉及的有益探索。

二、文獻回顧

（一）扶貧政策的直接效應研究：顯性成效

從絕對貧困角度來說，收入是關鍵衡量標準，扶貧政策的收入增長效應是最直接的反映，中國近1億貧困人口脫貧，收入增長并達標是首先必須滿足的條件，因此精準扶貧政策顯然直接提升了原貧困家庭或低收入群體的收入水平［3］。直接比較脫貧戶和非貧困戶收入變化的方式比較簡單但可能有偏誤，傳統的線性回歸模型分析精準扶貧政策的增收效應同樣可能存在估計偏差［8］。因此。更為嚴格的評估策略加入到了精準扶貧政策研究中，比如羅永明［9］通過斷點回歸方法等評估精準扶貧的直接增收效應，研究發現精準扶貧政策顯著提高了脫貧戶收入水平。精準扶貧政策的關鍵在“精準”和策略的多樣性，不同類型的策略可能對收入效應影響不一。Copestake等［10］發現信貸扶貧對貧困戶的瞄準是低效甚至無效的，較富裕的窮人往往比絕對的窮人得到更多的好處。因此，建檔立卡戶的精準識別是脫貧攻堅重中之重。王貂等［11］證實精準扶貧政策能夠提高脫貧縣農村家庭對持久性收入沖擊的消費保險能力。另外，貧困家庭收入增長效應的機制解釋也非常重要。李芳華等［12］發現精準扶貧政策顯著提高了貧困戶的勞動收入，其收入效應主要來源由勞動時間增加轉向勞動生產率提升。隨著經濟的發展，交通網絡和信息網絡越來越發達，原貧困戶走出“大山”變得容易，外出勞動成為原貧困戶收入增加的主要渠道，勞動力流動既改善了農村家庭絕對收入狀況，又降低了陷入貧困的相對概率。

（二）扶貧政策的間接效應研究：隱性成效

與直接效應研究相比，扶貧政策的間接效應研究較為稀缺但視角比較新穎。宏觀層面，扶貧改革試驗區不僅顯著促進縣域經濟發展，而且具有正向溢出效應，能帶動周邊鄰近地區經濟發展［2］。顏紅霞等［13］采用空間杜賓模型發現扶貧資金也具有空間溢出效應。類似的研究是對“空間貧困陷阱”的反向思考，即脫貧也存在空間外溢效應。微觀層面，總體上脫貧攻堅政策顯著提升了非貧困戶的生活滿意度［6］，不過不同學者研究視角不一。陳永進等［5］從基本經濟生活水平、社會公平感水平和公共服務水平這三個方面分析精準扶貧效益對政府公信力的影響，研究發現精準扶貧效益與政府公信力之間呈顯著正相關關系，說明精準扶貧間接帶來了基層政府公信力的提升。李晗等［14］基于非線性動力學理論測算貧困家庭復原力，運用雙重差分法檢驗發現精準扶貧政策有效提高了貧困家庭復原力，而且穩定地促進了原貧困家庭向上流動。另外，王麗惠［15］發現實施精準扶貧政策后，重構山區村治體系的溢出效應改變了長期以來山區鄉村與國家、市場的關系，通過資源下鄉和工作隊派駐為村治重構提供了機制和動力，由此奠定了鄉村振興的治理基礎。精準扶貧政策鼓勵貧困地區農戶就業創業，豐富了農戶收入來源并降低了返貧的風險。

（三）非貧困戶外出流動人口：脫貧縣重要而可能被忽視的政策外溢群體

在新中國成立早期，戶籍制度嚴重限制人口的自由流動，改革開放以來，人口流動的規模和范圍不斷擴大，農業勞動力轉移使城鄉勞動力配置效率得到提升，進而推動中國經濟增長。第七次全國人口普查數據顯示，2020年中國流動人口達到前所未有的3.76億人，相比于“六普”超預期增長近70%。城鄉收入差距是人口流動的動力機制和原因，即貧困地區流向富裕地區、農村流向城市，而貧困地區農村勞動力流動會顯著地降低農戶的貧困發生率［16］。人口流動的目的是尋求更好的工作和更優質的教育，發達地區提供給勞動力的勞動報酬大于勞動力流出的成本，優質的教育資源也集聚在大城市。由于中國城市內部二元結構特征明顯，流動人口和城市戶籍人口的福利差異顯著，兩個群體收入差距在擴大［17］，流動人口貧困問題也引起關注。除了脫貧戶外出勞動力直接受到精準扶貧政策的覆蓋，非貧困戶外出流動人口并沒有特殊的政策支持。幸運的是，中國的經濟增長總體上無論對城市戶籍人口還是流動人口都是“親貧的”，即經濟增長福利受益于所有群體［16］。盡管如此，精準扶貧政策是否外溢和惠及流動人口群體還未有相關討論，既有關于精準扶貧間接效應的研究對流動人口群體有所忽視。事實上，外出流動人口是脫貧縣的重要組成部分，精準扶貧政策盡管不直接覆蓋該群體，但精準扶貧戰略所構建的網絡體系和脫貧意識可能會通過一種文化傳播形式影響貧困戶以外的關聯群體。因此，本文以脫貧縣非貧困戶外出流動人口為研究對象，通過全國大規模的個人微觀數據拓展評估精準扶貧政策的溢出效應，是對精準扶貧政策評估研究的補充和創新。

綜上所述，既有文獻在精準扶貧政策評估上做了有益探索，以脫貧戶收入增長或脫貧縣經濟增長為核心的直接效應檢驗證明了政策減貧的顯性成效。但是，僅聚焦精準扶貧政策效應“顯性價值”的傳統視角并不能全面反映精準扶貧價值體系，尤其是其所產生的間接效應存在較大拓展研究空間。盡管有部分文獻開始挖掘并證實精準扶貧策略所帶來的間接效應，不過顯然還不全面，對精準扶貧政策的評估也不完整。本文從既有研究中鮮有涉及的流動人口收入溢出的視角對精準扶貧政策進行評估，是對精準扶貧政策評估研究有效而獨特的補充。

三、研究設計

（一）理論框架：脫貧縣非貧困戶外出流動人口收入外溢的機制分析

如圖1所示，在脫貧地區分別有脫貧戶及其非貧困戶鄰里兩種家庭類型，兩類家庭均有留守本地的人口，也有外出勞動的人口。其中，精準扶貧政策直接覆蓋脫貧戶，其收入增長效應毋庸置疑，非貧困戶的本地鄰里也因直接政策外溢作用而獲益的事實已有大量文獻證實。本文的關鍵問題是精準扶貧政策對非貧困戶外出流動人口收入增長的外溢效應，其因果關系的生成機制可以從同群效應、東西部地區協作中的勞務支持和部分具有公共屬性的精準扶貧政策落實等方面解釋。

第一，同群效應機制。從社會心理學的角度來看，人的行為傾向或思維方式容易受到群體中其他個體的影響，同一個群體之間這種行為或思想傾向表現相似，學術界將個人的行為決策受到周邊群體影響的現象稱為同群效應［18］。許多國內外相關實證研究的基本結論表明，在排除了個人和家庭層面的因素之后，群體行為特征和鄰里環境特征能對居民的態度、行為和健康狀況產生獨立影響?［19］。非貧困戶外出勞動人口離開所在脫貧縣，大多數時間切斷了戶籍地扶貧政策的直接關聯，并不像留守本地的非貧困戶那樣直接受到政策的外溢影響。不過，該群體“候鳥式”遷徙行為不是永久離開，并沒有完全斬斷與原居地的聯系，與戶籍地貧困戶的聯系依然頻繁。其中，扶貧過程中各類“扶智與扶志”行動、多樣化脫貧思維、增收致富技能、鄉賢能人示范、干部帶動助推等外部動力將形成“脫貧意識”“奮斗精神”等內生動力和軟文化，該文化將持續傳承和傳播。在同群效應的作用下，外流人口亦會共享該文化的影響，并轉化為可行能力和發展能力。精準扶貧所帶來的貧困戶甚至全村群眾精神面貌的變化將激勵外流人口做出努力，作為同村人、同輩人，見證留守本地脫貧人口或外流的脫貧人口收入增長明顯，非貧困戶外流勞動力會因“同群比較”產生激勵作用，進而通過改善職業技能、增加教育或努力來提升其收入水平。

圖1?脫貧縣外出流動人口的精準扶貧政策外溢機制

第二，東西部地區協作機制。農村剩余勞動力轉移或勞務輸出即外出務工是實現農村人口增收的重要途徑，其中“東西部地區協作”中的勞務協作是中國就業扶貧的重要形式和階段［20］。東西部地區協作是中國跨域治理的制度性集體行動，也是中國特色對口支援機制的典型模式［21］，協作目的是建立發達地區與欠發達地區的幫扶關系，通過區域間產業合作、勞務協作、人才交流、社會幫扶等形式實現區域均衡發展［22］。盡管東西部地區協作最初瞄準的主要是脫貧群體，但隨著協作形式由政府主導演化成政府、市場和社會的全方位協作，推進協作內容的維度擴散、領域深化［23］，非貧困群體外出務工就業也因東西部地區協作受益。事實上，協作關系一旦建立，則作為一種結構關系嵌入區域內部科層組織結構中，通過協作實現系統化全方位橫向帶動［24］，西部地區農村勞動力強化了東部地區協作方的“情感認同”，特別是協作過程中西部地區勞務輸出和東部地區就業崗位的無縫對接，增加了西部地區農村勞動力跨區流動到東部地區務工的意愿和可能性。具體來看，有兩種表現機制影響脫貧縣外流人口收入：一是空間維度上，人口在區域間自由流動條件下，東西部地區協作顯然提升了農村勞動力從西部地區流向東部發達地區的概率，通過對口支持下的外出務工增加收入；二是時間維度上，農村勞動力可能受政策影響而提高外出務工時長，即他們可能更早、更及時外出務工，而早進城務工能提高其非認知能力并促進收入增長［25］。

第三，公共服務完善機制。從政府公共服務供給角度看，雖然各類精準扶貧政策主要瞄準建檔立卡脫貧戶，但諸如基礎設施建設、健康扶貧、教育扶貧等策略本身帶有公共服務政策屬性，其政策外部性非常明顯，各項政策落實后顯然會促進區域公共服務完善并外溢到非貧困群體，政策區域的所有人口均能享受到公共服務完善帶來的政策紅利。具體來看，精準扶貧期間全面推進農村基礎設施改造升級，各類交通、網絡等公共基礎設施和服務不斷完善，不僅讓建檔立卡的脫貧戶產生直接收益，顯然對其他群體也同樣產生政策外溢效應［5］，能夠降低地理距離和信息成本。醫療和健康扶貧政策的實施，推進了行政村或社區醫療衛生室醫療設施的完善，不僅為貧困戶織就安全保障線［26］，還為非貧困人口提供就醫便利，有效改善農戶健康脆弱性并提升區域整體的健康水平，促進健康資本積累。實施教育扶貧政策，完善鄉村教育條件、提升師資力量，不僅可以阻斷貧困在代際之間傳遞［23］，還能提升整個地區學生受教育水平。以上研究表明，精準扶貧政策具有明顯的公共服務性質，各項政策落實后能夠顯著促進區域公共服務完善并惠及區域內所有人口，外出流動人口顯然也是獲益群體，進而推進其收入增長。

（二）模型設計

脫貧戶收入增長或者說中國大規模減貧的主要推動力量是經濟增長，而經濟增長又是在一系列的改革開放措施、持續的人力和物質資本積累和不斷的技術進步下取得的［27］，因此容易混淆中國經濟增長和精準扶貧政策的減貧效應，傳統的線性回歸模型分析精準扶貧政策的增收效應也存在估計偏差［12］，需要更為嚴格的因果識別方法來評估精準扶貧政策效應，其中雙重差分法能克服以上內生性問題。與Aaronson等［28］研究類似，本文采用截面數據雙重差分法（DID）。截面數據雙重差分法需要識別“精準扶貧政策的溢出效應”獲益人員所在地區，以此界定處理組和對照組。由此，本文將精準扶貧時期的832個脫貧縣（原國定貧困縣）名單與全國流動人口動態監測調查戶流出地所在縣名單進行匹配，得到個體是否屬于從脫貧縣流出（out）這一虛擬變量。

截面數據雙重差分法還需要構建類似于普通雙重差分法政策實施前后的虛擬變量。個體能否受益于精準扶貧政策影響取決于個體流出的時間節點。設置政策實施前后虛擬變量aft，如果個體在精準扶貧政策之前的2014年就已經從戶籍地流出賦值0，如果個體在2014年政策實施之后流出則賦值1。截面數據雙重差分模型如下：

Yij=β0+β1outj×afti+β2Xij+λj+μt+εij（1）

其中，Yij表示戶口所在地為j縣的個體i的月收入；out、aft分別是個體是否從脫貧縣流出、是否政策實施后流出的虛擬變量，此時，兩個虛擬變量交互項系數β1是本文所關注精準扶貧政策的溢出效應；Xij為個體特征變量；為控制影響個體收入不可知地區因素和不可知時間因素，式（1）中控制區域固定效應λj和個體流出時間效應μt，εij為誤差項。

（三）數據來源與描述

本文使用的數據是2017年全國流動人口動態監測調查（CMDS）數據。2017年CMDS數據距離精準扶貧政策實施年份2013年底已有4年，滿足評估的需要。該監測調查規模龐大，覆蓋全國除港澳臺外的所有省份，具有較好代表性。數據調查采用與規模成比例的概率抽樣方法（PPS），在中國31個省份（不包括香港、澳門和臺灣）流動人口較為集中的流入地抽取15歲以上的微觀樣本點。更為重要的是，2017年CMDS樣本同步公開了流出地和流入地縣級行政區劃代碼，在此之前和之后年份僅有流入地的縣域公開，但流出地僅公開到省級層面，無法有效進行本議題研究，這也是本文僅選擇2017年數據進行實證分析的原因。具體操作中，將流入地與流出地縣域名單與脫貧縣名單相結合，便能識別哪些個體屬于政策覆蓋對象，同時為后續基于雙重空間的分類識別奠定基礎。

考慮到本文被解釋變量為收入水平，本文依據調查前一周“是否做過一小時以上有收入的工作”作為樣本篩選依據，并在此基礎上剔除工作收入為0的樣本，確保樣本為處于工作狀態并有收入的群體。同時，部分流動人口為老年人，其流動目的可能是帶孩子而隨遷，因此也排除老年群體，因而本文的研究對象流動人口具體界定為15～60歲能勞動、在工作和有收入的跨縣流動勞動力。進一步剔除數據缺失嚴重樣本、極端異常值等樣本后，實證模型樣本為136?347個。如表1所示，本文選取流動人口月收入作為因變量估計精準扶貧政策的溢出效應。對于核心解釋變量，脫貧縣流出是最基本情形，考慮到流動人口流入地、流出地雙重空間屬性時，情況將變得復雜多樣。解釋變量為多情形的交互項DIDij（為1時），可能表示的情況包括：一種基準情形，即2014年后流動人口從脫貧縣流出；四種衍生情形，即2014年后流動人口從脫貧縣流到非貧困縣、從脫貧縣流到脫貧縣、從非貧困縣流到脫貧縣和從非貧困縣流到非貧困縣的勞動力。

除了政策溢出效應會影響流動人口的收入外，還有其他因素會對其產生影響，因此，還需要控制這些特征變量，包括性別、年齡、年齡二次方、戶籍、健康狀況、受教育年限、職業類型、性格特征等人口學特征變量，具體變量含義和賦值見表1。從統計結果可知，樣本流動人口平均月收入為4?417元；有29.3%的外出人口從脫貧縣流出，其中脫貧縣流到非貧困縣和脫貧縣流到脫貧縣的比例分別為25.6%和3.6%。盡管本文主要關注脫貧縣外出流動人口，但為了比較，也給出從非貧困縣流動到非貧困縣和從非貧困縣到脫貧縣的比例，分別為66.2%和4.5%。

四、基本結果分析

（一）基準回歸：“隱性價值”是否存在

根據流動人口的流出地和流入地信息，把交互項劃分為“流動人口從脫貧縣流出”“流動人口從脫貧縣流到非貧困縣”“流動人口從脫貧縣流到脫貧縣”三種情形，再分別估計精準扶貧政策的溢出效應對流動人口的增收作用?？紤]到流動人口在流入地獲取收入，模型均控制了流入地縣級層面固定效應，以控制流入地區域間差異對估計結果的影響。結果報告如表2所示，當只考慮流動人口從脫貧縣流出的基本情況時，交互項的系數顯著為正，表明在溢出效應作用下從脫貧縣流出的勞動力收入比從非貧困縣流出的勞動力平均多134元。根據《中國流動人口發展報告》數據，中國2017年流動人口規模為2.44億人，跨縣流動人口比例為68.9%，本文統計的脫貧縣流出比例為29.3%，粗略估計精準扶貧政策平均一年為脫貧縣外出流動人口貢獻792億元“未看見”的收益。本文結果說明，跳出貧困戶看精準扶貧確實有必要，精準扶貧政策不僅促進了貧困戶脫貧增收，還顯著提升了從脫貧縣外出流動人口的收入，溢出效應明顯。到此，基準回歸結果已證明本文主題，精準扶貧政策的實際效果可能遠比初始設計和聚焦的目標要大，影響范疇也更廣，更意味著確實需要加強后脫貧時期對精準扶貧政策的多維評估、全面總結和經驗推廣。

當研究范圍從脫貧縣流出進一步細化到從脫貧縣流出到非貧困縣的流動路徑時，結果同樣發現勞動力在此流動過程中受到了政策溢出效應的正向影響，即月收入平均高于其他流動路徑87元。當聚焦脫貧縣到脫貧縣路徑上的流動人口時，交互項的系數依然顯著為正，且數值達到347元，遠高于前兩者，低收入區域間流動人口（“窮到窮”）的增長水平大于低收入到高收入區域間（“窮到富”）的增長水平，似乎與現實相悖。其原因也許是由于樣本偏差，因為從脫貧縣到脫貧縣的樣本比重僅有3.6%，從理性選擇的角度來說，一般從落后地區流動到另一個落后地區的情形較少，如果發生該行為則表明該部分群體應該能獲得相對較高的收益，這就可能存在樣本選擇性偏差。不過該結果是能夠合理解釋的，可能并不完全

是“樣本偏差”的結果。本文關注的是精準扶貧的溢出效應，脫貧縣到脫貧縣的路徑說明流出地和流入地均能受到精準扶貧溢出的影響，雙重溢出或許是進一步提升流動人口收入的原因。

既有理論指出，脫貧縣到脫貧縣路徑的特殊性在于“窮到窮”的空間流動過程，Nord?［29］研究發現某一縣域的窮人有遷徙到另外長期脫貧縣域的低均衡流動趨勢，形成“窮縣到窮縣”的貧困流動現象，其中的內生機制可能是流動人口異質性對特定區域“機會結構（opportunity?structure）”的反應。這種“從窮到窮”流動現象的深層次原因可以借鑒可行能力理論做機制闡釋，具體包括適應和選擇機制、剝奪和排斥機制［30］。在有限的生計資本和可行能力條件下，貧困人口只能選擇和適應相對傳統、落后的生計方式，“精英外逃”機制優先選擇可行能力較高的群體，他們流動到發達的非貧困地區，形成“高水平流動”，而可行能力低的群體則進一步被排斥和被剝奪，成為貧困的主力軍，形成貧困區之間的“低水平流動”均衡，因此該路徑上的流動人口就不能受到或受到更低的外溢作用影響。而本文的結論不同于既有理論，“窮到窮”的低水平流動均衡可能存在，但其中的雙重外溢效應或將超越“窮到窮”流動帶來的負效應，從而提升流動人口的收入。這進一步說明中國現實不能簡單照搬國外理論來解釋，也說明中國精準扶貧政策或已經打破固有的“窮到窮”流動必然還是“窮”的思維局限。

（二）平行趨勢檢驗

利用事件分析法更為直觀地分析事前的平行趨勢，構建回歸方程如下：

其中，Dk代表相對于精準扶貧政策實施初始年份的時間虛擬變量。具體而言，i代表個體，t代表年份時間；k取-3、-2、-1和1、2、3分別代表政策實施前3、2、1年和實施后1、2、3年，D0是脫貧縣政策實施當年的虛擬變量。因此，本文主要關注的參數βk反映了精準扶貧政策實施k年后對流動人口收入增長的影響。如圖2所示，政策實施前3年時點政策變量和時間變量的交互項系數都不顯著（95%的置信區間包含0在內，說明系數不顯著異于0），而從實施后的時點交互項可以發現，政策實施后呈現顯著的正向作用，說明政策的溢出效應具有持續性。

通過隨機生成實驗組的方式進行安慰劑檢驗，以判斷精準扶貧的溢出效應是不是由其他隨機性因素引起的。利用這一方法進行安慰劑檢驗的主要目的是排除由其他隨機因素造成的經濟后果，以得到更加可信的因果識別效應。通過隨機抽取處理組樣本，重復500次并提取安慰劑結果系數，然后將其繪制在核密度圖中，并觀察真實的政策效應與安慰劑結果。當真實的政策效應與安慰劑

檢驗結果顯著不同時，可排除其他隨機因素對結果的干擾。本文安慰劑檢驗結果如圖3所示，可以發現，安慰劑檢驗系數分布在0附近，即大多數結果不顯著，而實際估計值系數顯著異于安慰劑檢驗中得到的系數平均值，可排除其他隨機因素的干擾，這說明精準扶貧政策對流動人口收入外溢作用比較穩健。

（四）穩健性檢驗

首先是PSMDID檢驗。如表3所示，分別采用近鄰匹配和半徑匹配兩種匹配方法進行回歸，再對比基準回歸結果，估計結果與基本結論一致，說明政策的溢出效應對從脫貧縣流出的流動人口，收入外溢效應是顯著且穩健的，本文的結論是可靠的。

其次，盡管本文已經排除了月收入為負等異常值，但考慮到可能極值對結果產生影響，本文對因變量進行縮尾處理并重新估計，得到表3第（4）列結果，結論依然顯著。

同時考慮逆向檢驗。本文關注的是脫貧縣人口流出，包括脫貧縣流到非貧困縣、脫貧縣流到脫貧縣均顯示結果存在外溢效應。與之相反，如果把流動人口從非貧困縣流到非貧困縣作為處理組，由于流出地和流入地均未直接與脫貧縣有交集，也即均不能受到外溢效應，那么此時交互項的系數應該不會顯著為正，而應該不顯著或顯著為負，如此也能逆向檢驗脫貧縣流出存在外溢效應。表3第（5）列為逆向檢驗結果，結果顯著為負，說明沒有受到精準扶貧政策溢出效應影響的流動人口與受到影響群體相比，月收入平均低151元，通過反向對比恰好進一步證明政策存在顯著的正向溢出效應，與前面的結論一致。

另外，前文所有結果均是基于精準扶貧時期全國832個脫貧縣的回歸，而其中部分縣是在2013年后的脫貧攻堅期于原定592個國家扶貧開發工作重點縣基礎上增加連片特困地區等構成的，為此，本文考慮基于原定592個國家扶貧開發工作重點縣重新匹配并再得到脫貧縣流出的正向檢驗和非貧困縣到非貧困縣的逆向檢驗，分別得到表3第（6）（7）列結果，依然與前文結論一致。

五、異質性分析

（一）群體異質性：分位數回歸下的不同主體獲溢差異

利用分位數回歸方法分別估計精準扶貧政策對各分位點收入人群的溢出效應，結果如表4所示。隨著分位點數值的提高，交互項的系數呈增加的趨勢，說明溢出效應的增收效果在低收入到高等收入的流動人群中逐步增強。具體比較來看，溢出效應最小的為10%收入分位點，最高的為90%分位點，即對最低收入人群溢出效應最低，而對最高收入人群溢出效應最高。原因可能是，收入水平低的流動人員受自身人力資本限制在勞動力市場上處于劣勢地位，不能像高知識、高技能勞動力一樣，在市場機制作用下挑選出最合乎理性的工作職位。由于各行業準入條件參差不齊，低人力資本勞動力在崗位變動或行業跳動中承載著高失業風險，以至于沒有過多的可選擇性而被迫降低勞動報酬。此外，社會資本也是影響收入的重要因素，高收入群體有著豐富的人際交往圈，更熱衷于參加老鄉會、同學會和商會等活動，在人際關系和鄰里效應的作用下他們所處的勞動力市場的信息具有完全對稱性，又能優先得到好的就業崗位。這一結果顯示政策效應存在群體異質性，而且存在窮者愈窮、富者愈富的“馬太效應”，這與扶貧政策所追求的瞄準低收入群體目標并不一致，需要引起注意，但側面證實了貧困的傳遞性、累積性和聚集性，在一定程度上解釋了扶貧開發工作在最后為何剩下的都是深度貧困群體和重度貧困地區。

（二）空間異質性：流入地空間與流出地空間的雙重差異

流動人口最為典型的特征是連接了流入地（現居地）和流出地（戶籍地或老家）雙重空間，而對于空間的認知和劃分，一般是從地理空間出發，比如南北方、東西部等。因此，本文從流動人口涉及的流入地和流出地雙重地理空間異質性進行分析。首先，根據中國東中西部區域劃分標準，分析政策溢出效應對不同區域流動人口收入的影響。需要說明的是，東中西部地區既可以是流入地，也可以是流出地，但由于東部地區脫貧縣很少，以流出地劃分異質性使得樣本極不均衡，因此本文以流入地代表分析東中西部形式劃分后的空間異質性，即分析流動人口從脫貧縣流出到東、中、西部地區的影響差異。結果如表5第（1）～（3）列所示，系數均顯著為正，表明只要從脫貧縣流出，流入到東中西部所有地區均能受到外溢效應的影響。同時，西部地區的外溢效應最小，可能的原因是西部地區本身務工收入水平相對更低。最大外溢效應不在東部地區而是中部地區，可能是因為從脫貧縣流出的人口個人綜合能力相對更低，在就業市場上匹配的崗位可能并不在最發達的東部而是在中部，能力與崗位匹配時反而能獲得更大收益。

其次，流出地空間異質性。前文指出了以東中西部地區作為流出地來分析不合適，因此，本文以流動人口戶籍地老家所處的地理位置討論流出地空間異質性。CMDS問卷中設計了六個調查對象的老家地理位置選項：村莊（農村）、鄉鎮、縣城、地級市、省會城市、直轄市，本文將其合并為兩種情形，以農村為主的村莊或鄉鎮為一組，以城市為主的縣城或地級市以上區域為一組。結果如表5第（4）（5）列所示，流動人口老家所處地理位置為村莊或鄉鎮時，交互項的系數為正且通過5%的顯著性檢驗，而老家地理位置在縣城或地級市以上區域時所獲溢出效應并不明顯，可能的原因是精準扶貧政策針對的是鄉村地區，其外溢效應也主要覆蓋鄉村地區，城市地區效應還不明顯。

六、影響機制分析

前文在理論框架中闡釋了脫貧縣外出流動人口收入外溢效應可能的機制包括同群效應、東西部地區協作（包含時間和空間兩個維度）和公共服務完善。因此，下面圍繞三個機制進行實證檢驗。

對于同群效應機制，主要驗證與外出流動人口有“同群關系”的老鄉、同學、家鄉商會等對其收入的影響，基于問卷數據可獲得性，實證指標基于流動人口“是否參加過老鄉會的活動”“是否參加過同學會的活動”“是否參加過家鄉商會的活動”“是否參加過工會的活動”“是否參加過志愿者活動”等回答來測量，如果參與其中一種或以上則設為1，否則為0。對于東西部地區協作機制，空間維度以流動人口是否從西部地區流出到東部地區來測量，是則設為1，否則為0，以檢驗東西部地區協作增加了流動人口從西部流向東部的概率。從人口流動方向來看，東中西部地區之間各區域間均存在流動，而精準扶貧后的東西部地區勞務協作主要促進西部地區勞動力流向東部地區，因此檢驗是否東西部地區協作增加了流動人口從西部地區流向東部地區的概率具有可行性。時間維度則以流動人口的外出流動務工時長來測量，是連續變量，以檢驗東西部地區協作是否促進了流動人口更早進城務工。

對于公共服務完善機制，根據理論部分闡釋發現，具有公共服務屬性的扶貧政策包含多類項目，比如產業扶貧、醫療和健康扶貧、教育扶貧、生態扶貧等，從公共服務角度來看，這些專項政策落實后推進了公共服務完善并均能產生外溢效應，但囿于本文微觀調查數據的限制，不能像宏觀層面研究那樣逐個加以檢驗。鑒于本文數據來源于CMDS，其問卷中涉及上述政策的是公共衛生和健康服務，因此本文僅能以公共衛生和健康服務作為代表性公共服務進行機制分析?？紤]到公共服務涉及政府服務供給和居民服務可及性兩個層面的特征，本文以“您居住地到最近的醫療服務機構（包括社區衛生服務中心、村居醫務室、醫院等）需要多長時間（以自身最易獲得的交通方式）”來表征公共衛生和健康服務。從政府服務供給角度看，流動人口的醫療時間距離越短，說明醫療服務供給越充分；從居民服務可及性來講，流動人口的醫療時間距離越短，服務可及性越好。因此，該問題能夠很好地從供給和可及性兩個角度指代公共服務完善水平。對該問題的回答為15分鐘以內、15～30分鐘、30～60分鐘、1小時以上，分別賦值3、2、1、0，即距離越短，公共服務水平越高。

另外，考慮到公共衛生和健康服務的目標是促進居民健康，而對于流動人口而言，其健康水平很大程度上受到生活地或現居地醫療服務的影響，但健康扶貧政策提供的公共服務更多的是在其戶籍地，因此本文從另一個思路來討論公共服務完善機制：在控制現居地公共衛生和健康服務影響的基礎上，估計政策對流動人口健康的影響，便可以最大程度排除現居地影響而得到健康扶貧政策實施地即戶籍地的公共服務影響，進而可以證明公共服務完善機制。具體變量設計上，被解釋變量為流動人口的自評健康，其回答健康狀況為健康或基本健康設為1，否則為0。而作為控制變量的公共衛生和健康服務包括“醫療服務時間距離”。為進一步減少現居地影響，本文還將“您是否聽說過國家基本公共衛生服務項目”和現居地“是否給您建立了居民健康檔案”兩個指標納入控制變量中，以更準確識別戶籍地精準扶貧下的公共衛生服務完善所產生的健康溢出效應，進而同樣可以證明公共服務完善機制。

為了檢驗以上機制，本文運用中介效應分析理論，驗證自變量對因變量的影響通過中介變量來實現，不過操作過程不采用傳統的逐步法檢驗，而是直接識別自變量對中介變量的因果關系，構建以下方程：

其中，Zij為中介變量，分別表示同群效應、東西部地區協作（空間維度）、東西部地區協作（時間維度）、公共服務完善（醫療服務）。實證結果如表6所示，交互項對三個機制中的五種渠道回歸的系數均顯著為正，說明精準扶貧可以提高流動人員與同輩群體的交往強度、從西部地區流動到東部地區概率、務工時長和醫療服務，進而證明了精準扶貧政策可以通過同群效應、東西部地區協作、公共服務完善機制對脫貧縣外出流動人口收入增長帶來外溢效應。

七、結論與啟示

中國脫貧攻堅取得全面勝利之后，其政策效應和歷史經驗需要深入總結。本文跳出僅聚焦精準扶貧政策效應“顯性價值”的傳統視角，從更廣闊的視域來審視其可能帶來的“隱性價值”，評估其“看不見的效應”。實證中以非貧困戶外出流動人口這一非政策群體來展開論證，拓展了精準扶貧政策評估范疇，嘗試對精準扶貧政策“隱性價值”進行創新研究，也為下一步更好推進鄉村振興提供更多經驗證據。

本文研究得到以下主要結論：（1）精準扶貧政策對脫貧縣非貧困戶外流人口具有顯著的正向收入溢出效應，不管是脫貧縣流出、脫貧縣到非貧困縣、脫貧縣到脫貧縣路徑的正向證據，還是非貧困縣到非貧困縣的逆向證據，均存在外溢效應，平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗、PSMDID檢驗、國定脫貧縣設定檢驗等穩健性檢驗均證實結論穩健可靠。估計精準扶貧政策平均一年為脫貧縣外出流動人口貢獻792億元“未看見”的收益。（2）脫貧縣流到脫貧縣的外溢效應最大，該結果可能挑戰了既有結論，既有理論關于“窮到窮”的低水平流動均衡可能存在，但其中的雙重外溢效應或將超越“窮到窮”流動帶來的負效應，從而提升流動人口的收入，說明中國的現實不能簡單照搬國外理論來解釋，也說明中國精準扶貧政策或已經打破固有的“窮到窮”流動必然還是“窮”的思維局限。（3）群體異質性研究發現，外溢成效存在“馬太效應”，高收入流動人口的溢出效應顯著高于低收入群體；流入地空間異質性研究表明，西部地區外溢效應最小，流出地空間異質性研究顯示，老家在村莊或鄉鎮具有顯著的收入溢出效應，而老家在縣城或地級市以上的則不顯著。（4）精準扶貧政策可以通過同群效應、東西部地區協作（空間維度、時間維度）、公共服務完善（醫療服務）等機制對脫貧縣外出流動人口收入增長帶來外溢效應。

鑒于研究結論，本文得到的政策啟示如下：第一，中國卓有成效的減貧行動，為處于貧困的發展中國家提供了正確的理論指導以及鮮明的實踐經驗，也為中國未來鄉村振興奠定了基礎。因此，在回顧中國政府致力于消除絕對貧困的歷程中，需要全面評估和總結脫貧攻堅的歷史經驗。不僅要深入落實好該政策直接效應的評估，為過渡期脫貧人口持續的政策支持提供更加有效的幫扶，還需要有效評估該政策帶來的“外部性”或溢出效應，挖潛“隱性價值”。第二，流動人口作為特殊的群體，其受到顯著的政策外溢作用，有必要拓展政策評估范疇?！斑w徙中國”背景下，流動人口是未來鄉村治理和相對貧困治理中需要重點識別的群體，應該有更多的相關研究聚焦這類人群，以包括流動人口在內的人口高質量發展支撐中國式現代化。第三，流動人口群體連接流入地和流出地雙重空間，這對于理論研究和政策實踐既是挑戰，又是突破點。脫貧縣流到脫貧縣的外溢效應最大，中國精準扶貧政策或許已經打破固有的思維局限，說明中國現實不能簡單照搬國外理論來解釋，需要創新理論和政策實踐。第四，完善東西部地區協作機制，提升鄉村振興幫扶合力，發揮東西部地區之間比較優勢，實現更加精準的區域協作和優勢互補，尤其進一步提升人口跨區流動和勞務協作。重視各項鄉村振興政策落實，尤其要發揮具有公共服務屬性專項政策的外溢作用，比如醫療衛生和健康服務等，以公共服務形式使更多群體獲益，提升鄉村振興的政策效應。

參考文獻：

［1］?周飛舟.從脫貧攻堅到鄉村振興：邁向“家國一體”的國家與農民關系［J］.社會學研究，2021（6）：122.

［2］?張國建，佟孟華，李慧，等.扶貧改革試驗區的經濟增長效應及政策有效性評估［J］.中國工業經濟，2019（8）：136154.

［3］?周強.精準扶貧政策的減貧績效與收入分配效應研究［J］.中國農村經濟，2021（5）：3859.

［4］?尹志超，郭沛瑤.精準扶貧政策效果評估：家庭消費視角下的實證研究［J］.管理世界，2021（4）：6483.

［5］?陳永進，張攀.精準扶貧效益對政府公信力的影響：基于CGSS?2015和CSS?2019數據的實證研究［J］.湖北民族大學學報（哲學社會科學版），2021（4）：119130.

［6］?蔡宇涵，黃瀅，鄭新業.脫貧攻堅政策的溢出效應：基于對非貧困戶生活滿意度的影響研究［J］.中國工業經濟，2021（11）：2443.

［7］?檀學文，譚清香.面向2035年的中國反貧困戰略研究［J］.農業經濟問題，2021（12）：126136.

［8］?劉祖軍，王晶，王磊.精準扶貧政策實施的農民增收效應分析［J］.蘭州大學學報（社會科學版），2018（5）：6372.

［9］?羅永明.建檔立卡促進貧困戶增收了嗎：基于模糊斷點回歸設計［J］.產業經濟評論，2020（2）：99111.

［10］COPESTAKE?J，?DAWSON?P，?FANNING?J?P，?et?al.Monitoring?the?diversity?of?the?poverty?outreach?and?impact?of?microfinance：?a?comparison?of?methods?using?data?from?Peru［J］.?Development?Policy?Review，2005，23（6）：703723.?

［11］王貂，徐舒，楊汝岱.消費保險視角下農村扶貧政策的福利效應分析［J］.中國工業經濟，2021（2）：6179.

［12］李芳華，張陽陽，鄭新業.精準扶貧政策效果評估：基于貧困人口微觀追蹤數據［J］.經濟研究，2020（8）：171187.

［13］顏紅霞，姜會明.貧困地區扶貧資金的空間溢出效應：以貴州省為例［J］.貴州社會科學，2019（12）：161168.

［14］李晗，陸遷.精準扶貧與貧困家庭復原力：基于CHFS微觀數據的分析［J］.中國農村觀察，2021（2）：2841.

［15］王麗惠.連片山區鄉村的發展式治理：精準扶貧溢出效應及對村治體系的重構［J］.學術交流，2018（12）：6978.

［16］韓佳麗，王志章，王漢杰.新形勢下貧困地區農村勞動力流動的減貧效應研究：基于連片特困地區的經驗分析［J］.人口學刊，2018（5）：100113.

［17］于濤.中國的經濟增長、收入差別變動與城市貧困：基于城市內部二元結構的分析［J］.財貿研究，2019（5）：112.

［18］DAHL?G?B，?LOKEN?K?V，?MOGSTAD?M.?Peer?effects?in?program?participation［J］.American?Economic?Review，?2014，104（7）：20492074.

［19］BURSZTYN?L，?EGOROV?G，?JENSEN?R.?Cool?to?be?smart?or?smart to?be?cool？?Understanding?peer?pressure?in?education［J］.?Review?of?Economic?Studies，?2019（86）：14871526.

［20］平衛英，羅良清，張波.我國就業扶貧的現實基礎、理論邏輯與實踐經驗［J］.管理世界，2021（7）：3243.

［21］王禹澔.中國特色對口支援機制：成就、經驗與價值［J］.管理世界，2022（6）：7185.

［22］梁琴.由點到網：共同富裕視域下東西部協作的結對關系變遷［J］.公共行政評論，2022（2）：133153.

［23］謝治菊.教育五層級阻斷貧困代際傳遞：理論建構、中國實踐與政策設計［J］.湖南師范大學教育科學學報，2020（1）：91102.

［24］韓文龍，祝順蓮.地區間橫向帶動：實現共同富裕的重要途徑：制度優勢的體現與國家治理的現代化［J］.西部論壇，2020（1）：1930.

［25］魏東霞，陸銘.早進城的回報：農村移民的城市經歷和就業表現［J］.經濟研究，2021（12）：168186.

［26］李傲，楊志勇，趙元鳳.精準扶貧視角下醫療保險對農牧戶家庭消費的影響研究：基于內蒙古自治區730份農牧戶的問卷調查數據［J］.中國農村經濟，2020（2）：118133.

［27］汪三貴.在發展中戰勝貧困：對中國30年大規模減貧經驗的總結與評價［J］.管理世界，2008（11）：7888.

［28］AARONSON?D，?MAZUMDER?B.?The?impact?of?Rosenwald?schools?on?black?achievement［J］.?Journal?of?Political

Economy，2011，?119（5）：821888.

［29］NORD?M.?Poor?people?on?the?move：?county?to?county?migration?and?the?spatial?concentration?of?poverty［J］.?Journal?of?Regional?Science，?1998，?38（2）：329351.

［30］丁建軍，冷志明.區域貧困的地理學分析［J］.地理學報，2018（2）：232247.

［本刊相關文獻鏈接］

［1］?吳宸梓，白永秀.數字技術賦能城鄉融合發展的作用機理研究;基于馬克思社會再生產理論視角[J].當代經濟科學，2023（6）：123134.

[2]?黃杏子，沈揚揚，周云波.精準扶貧政策的減貧長效性作用分析：基于貧困脆弱性視角[J].當代經濟科學，2023（4）：97110.

[3]?宋林，何洋.數字金融對農村流動人口創業收入的影響[J].當代經濟科學，2022（3）：8396.

[4]?趙建國，王凈凈.身份認同如何影響流動人口的就業質量？[J].當代經濟科學，2022（2）：93108.

[5]?陳宗勝，黃云.中國相對貧困治理及其對策研究[J].當代經濟科學，2021（5）：119.

[6]?張慧芳，徐子媖，朱雅玲.勞動者技能溢價對居民消費的影響研究[J].當代經濟科學，2020（6）：120134.

[7]?王夢晨，周密.中國城鎮化發展的動力選擇：是人口容納器還是創新集中地？[J].當代經濟科學，2020（4）：116.

[8]?鄧睿.工會會員身份提高了農民工的就業質量嗎：來自流動人口專題調查的證據[J].當代經濟科學，2020（3）：117128.

[9]?宋顏群，解堊.政府轉移支付的扶貧效率、減貧效應及減貧方案選擇[J].當代經濟科學，2020（2）：115.

[10]李聰，王穎文，劉杰，等.易地扶貧搬遷家庭勞動力外出務工對多維貧困的影響[J].當代經濟科學，2020（2）：3244.

[11]廖樸，賀曄平.基于前景理論的農村小額保險減貧效應研究[J].當代經濟科學，2019（6）：6074.

[12]姚樹潔，王潔菲，汪鋒.新時代習近平關于扶貧工作重要論述的學理機制及文獻分析[J].當代經濟科學，2019（1）：719.

編輯：鄭雅妮，高原