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国家级贫困县政策的收入分配效应
2020年12月17日 08:43 来源:《经济研究》(京)2020年第4期 作者:徐舒 王貂 杨汝岱 字号
2020年12月17日 08:43
来源:《经济研究》(京)2020年第4期 作者:徐舒 王貂 杨汝岱
关键词:国家级贫困县;减贫效果;收入差距;收入流动性

内容摘要:

关键词:国家级贫困县;减贫效果;收入差距;收入流动性

作者简介:

  内容提要:本文基于农业农村部农村固定观察点1986-2011年微观面板数据,使用双重差分方法评估国家级贫困县设立的减贫效果及收入分配效应。研究发现:对国家级贫困县的扶贫政策使贫困地区的贫困率平均下降了11个百分点;同时,扶贫政策存在显著的正外部性,能改善国家级贫困县内部收入分配情况。从静态角度看,扶贫政策缩小了国家级贫困县内部收入差距,贫困县内部基尼系数平均降低了4.2%,尤其是缩小了国家级贫困县低收入家庭与中等收入家庭的收入差距,下降幅度高达15.1%;从动态角度看,扶贫政策增加了国家级贫困县低收入家庭向上流动的机会,长远上有利于贫困家庭跳出“贫困陷阱”。进一步的分析表明,促进基础设施投资、提高农业全要素生产率和鼓励外出务工是扶贫政策起作用的重要途径。

  关 键 词:国家级贫困县;减贫效果;收入差距;收入流动性  

  项目基金:作者感谢国家自然科学基金项目(71773095,71973007)、教育部人文社会科学西部青年基金项目(16XJC790006)以及中央高校基本科研业务费专项基金(JBK1805007,JBK2007014)的资助。

  作者简介:徐舒,西南财经大学经济学院;王貂(通讯作者),西南财经大学经济学院博士研究生(成都611130);杨汝岱,北京大学经济学院(北京100871)。

  2020年实现全面小康是我国“第一个百年目标”,农村贫困人口如期脱贫、贫困县摘帽和解决区域性整体贫困是全面建成小康社会的底线任务。为实现脱贫攻坚目标,中国政府正集中力量在全国范围内实施精准扶贫,加大财政对贫困地区和贫困家庭的支持力度,完善扶贫瞄准精准性。在精准扶贫政策实施之前,中国已经走过30年扶贫路。从1985年到2018年,中国的农村贫困人口从66101万减少到1386万,贫困发生率从78.3%降低到1.7%,反贫困事业取得令人瞩目的成绩。①

  贫困率的下降得益于过去30年中国经济的高速发展,居民收入普遍提高实现了大规模的脱贫。但是,对部分贫困地区和贫困人口而言,经济增长并不能带来贫困状况的改善,扶贫政策是我国实施覆盖范围最广的开发式扶贫项目。②虽然国家级贫困县扶贫政策对中国减贫的重要贡献已经形成共识(刘冬梅,2001;汪三贵,2008),但由于国家级贫困县缺乏有效的退出机制,加上研究数据的缺乏,现有研究很难有效区分扶贫政策与同时期经济增长的减贫效果,也难以识别贫困县扶贫政策起作用的主要机制。另一方面,扶贫政策实施带来的贫困率下降必然伴随着区县内部收入分配状况的改变。由于国家级贫困县政策是县级瞄准的开发式扶贫政策,主要通过改善贫困地区经济发展条件来扶贫。这意味着国家级贫困县政策不仅使贫困家庭从中受益,还会对贫困县其他家庭产生积极影响。但是,如果政策实施过程中“精英俘获”和扶贫瞄准目标偏移的情况较为普遍,那么贫困县的低收入家庭会成为扶贫政策中受益较少的一方,贫困县内部收入分配格局会相应恶化。反之,如果扶贫政策的实施切实使贫困县内低收入家庭更多受益,那么扶贫政策的实施也会相应改善贫困县内部的收入分配情况。

  从上述扶贫中的现实出发,本文利用农业农村部农村固定观察点长面板微观家户数据,采用双重差分方法,考察了国家级贫困县扶贫政策的减贫效果和收入分配效应。实证结果表明:国家级贫困县扶贫政策使贫困县的贫困率平均下降11个百分点;同时,扶贫政策有效缩小了贫困县内部收入差距,使贫困县的内部基尼系数降低了4.3%,并且在动态上增加了贫困县低收入家庭向上流动的机会。这表明扶贫政策在长期能够有效减少相对贫困,有利于贫困家庭跳出贫困陷阱。此外,研究发现,扶贫政策降低贫困率和改善收入差距的主要渠道是对贫困县基础设施投资、农业全要素生产率的提高和鼓励劳动力外出务工带来的收入增加,这与国家级贫困县主要采取县级瞄准的开发式扶贫政策的策略一致。本文的研究不仅关注扶贫政策的减贫效果和作用机制,还从静态和动态两方面考察了扶贫政策对贫困县内部收入差距的影响,既丰富了现有扶贫相关的研究成果,也为精准扶贫政策的实施和建立解决相对贫困的长效机制提供了研究依据。同时,本文的研究也是对农村不平等文献的补充。既有对中国收入差距的研究文献大多关注城市收入不平等,而农村不平等的相关研究相对较少,但农村不平等对全国收入分配格局至关重要。

  二、文献综述

  大量研究贫困和不平等的相关文献表明,经济发展会扩大地理条件和人力资本欠发达地区与其他地区的差距(Azariadis & Drazen,1990;Krugman,1991)。处于不利地区的家庭更容易陷入贫困陷阱,因而政府应通过公共投资和转移支付等方式帮助不利地区跳出贫困陷阱。Gentilini et al.(2014)的研究表明119个发展中国家实施至少一种针对贫困家庭的非条件现金转移支付项目,53个国家实施有条件现金转移支付。中国在经济发展过程中,也出现了初始禀赋不同的地区差距逐渐拉大的现象(Jalan & Ravallion,2002)。虽然中国在20世纪80年代末就开始有针对性地实施各项扶贫政策,但对扶贫政策效果进行量化评估的文献却在近几年才逐步涌现。早期对中国扶贫问题的研究更关注扶贫政策实施过程中可能出现的瞄准偏误和扶贫效率不高问题(张新伟,1999;汪三贵,2008)。近期扶贫相关的研究开始从实证角度检验我国扶贫政策的效果。大部分文献都发现,公共转移支付能够有效减少贫困,促进地区经济发展。一方面,利用区域数据的研究表明中国的农村扶贫开发政策能够推动地区经济发展、增加贫困县家庭收入水平(Meng,2013)以及减少贫困发生率(刘冬梅,2001;黄志平,2018)。同时,相较于一般转移支付而言,国家扶贫专项转移支付对地区经济的促进作用更大(马光荣等,2016)。另一方面,基于微观数据的研究为考察扶贫政策的效果提供了更全面的视角。陈国强等(2018)采用CFPS数据,发现公共转移支付降低了家庭陷入收入贫困和多维贫困概率。但樊丽明和解垩(2014)的研究表明,政府公共转移能够降低贫困率但不能减少贫困脆弱性。Park & Wang(2010)对扶贫效果提出了质疑,他们利用国家统计局农村住户调查数据,发现中国贫困村政策没有增加贫困家庭收入和消费,反而是乡村中富裕家庭的收入和消费有所增加。

  在我国贫困率下降的同时,收入不平等程度也不断上升(王小鲁和樊纲,2005;李实和朱梦冰,2018),尤其是农村内部收入差距不断拉大(程名望等,2015)。从收入差距的类型看,对中国收入不平等的研究多集中于地区间收入不平等(张文武和梁琦,2011;杨仁发,2013)、城乡收入不平等(陈斌开和林毅夫,2013)和城镇内部收入不平等(卢晶亮,2018),但对农村内部收入差距的关注相对较少。随着对收入不平等研究的逐渐深入,文献在探讨了收入不平等的测度和变化趋势的基础上(李实和罗楚亮,2011;李实和朱梦冰,2018),也总结了影响中国收入差距的重要因素,如全球化(郑新业等,2018)、城乡一体化(欧阳志刚,2014)、农村劳动力流动(甄小鹏和凌晨,2017)、产业结构变迁(吴万宗和刘玉博,2018)、人力资本(邹薇和张芬,2006)、健康水平(封进和余央央,2007)、社会关系(赵剑治和陆铭,2010)等。但是,直接将扶贫政策效果与地区内部收入差距联系起来,量化其影响和机制的文献却非常有限。

  本文从微观家户的角度对国家级贫困县政策对于减贫和收入分配的效果进行评估。与以往文献多使用县级数据或局部地区的调研数据相比,本文使用的农村固定观察点数据覆盖范围广、持续时间长,并且涵盖家庭收入、生产、消费等多方面信息,能从微观上更准确的评估扶贫政策的长期效果。同时,本文不仅从减贫角度评估国家级贫困县政策的效果,还从静态和动态两方面考察扶贫政策对收入差距的影响,并进一步识别扶贫政策的作用渠道。

  三、政策背景

  自1978年农村改革以来,中国主要经历了五个反贫困阶段。第一阶段是1978年至20世纪80年代中期,农村经济改革使农村经济迅速发展,贫困率下降。虽然经济发展能够有效降低贫困率,但是自然和经济环境恶劣的贫困地区未能从经济发展中充分获益,即陷入“贫困陷阱”。因此政府通过小规模再分配的方式进行扶贫,如1982年开展的“三西”专线扶贫建设。第二阶段是20世纪80年代中期到1994年,我国开始有组织、有计划、大规模的开发式扶贫项目,以县为瞄准目标,致力于解决农村生存贫困问题。第三阶段是1994年到2000年,国务院制定并实施了《国家八七扶贫攻坚计划》,标志着中国进入了扶贫攻坚阶段,实现了从“输血式”扶贫到“造血式”扶贫的转变。这一时期主要目标是解决贫困人口温饱问题,扶贫攻坚的重点是以县为基本单位的开发式扶贫。第四阶段是2001年到2010年,《中国农村扶贫开发纲要(2001-2010年)》明确指出扶贫的目标转变为解决少数人口温饱问题,提高贫困人口的生活质量和综合素质。这一阶段以贫困县为重点,并以贫困村为扶贫对象,实行整村推进的综合开发。第五阶段从2011年到2020年,中国进入扶贫开发和精准扶贫融合的新阶段,扶贫工作重心转移到精准扶贫。

  本文聚焦于1994年实施的《国家八七扶贫攻坚计划》(下称《计划》)。《计划》重新确定了592个国家级贫困县为主要扶持对象,并实施了一系列扶贫开发政策。该政策是中国覆盖范围最广的开发式扶贫项目。根据1992年的农村人均纯收入,《计划》将农村人均纯收入低于400元的县划分为国家级贫困县,如果1994年之前是国家级贫困县,并且1992年农村人均纯收入不超过700元,仍保留其国家级贫困县资格(张磊,2007)。同时,扶贫政策向革命老区、少数民族等经济发展处于劣势的地区倾斜。最终,共有592个县被划为国家级贫困县,占全国县级单位的27%。

  中国政府主要通过专项扶贫贷款、以工代赈和中央财政扶贫资金等方式对国家级贫困县给予政策扶持。其中,专项扶贫贷款为贫困地区企业和农户的生产活动提供非消费的信贷支持;以工代赈主要用于贫困地区的基础设施,包括修建道路和水利设施;财政扶贫资金主要用于发展贫困地区生产性建设工程等社会项目。在不同时期,尽管扶贫资金的重心和结构有所变化,但是主要目的都是通过各种项目发展贫困地区经济,增加贫困家庭收入。国家级贫困县的具体扶贫项目包括教育扶贫、科技扶贫、劳动力转移、移民搬迁等,并依据不同时期的贫困特征不断调整和完善,如劳动力转移政策,从1994年的“有计划有组织地发展劳务输出,积极引导贫困地区劳动力合理、有序地转移”到2001年“加强贫困地区劳动力的职业技能培训,组织和引导劳动力健康有序流动”,并在2006年正式提出面向贫困地区劳动力转移就业培训项目“雨露计划”,积极稳妥地扩大贫困地区的劳动力输出。

  国家级贫困县政策的相关措施主要瞄准到县层面,这与中国贫困人口的区域连片分布密切相关,但实施中由于贫困县经济环境的改善,受益者不仅局限在贫困家庭,同时也会改善其他家庭的收入,进而产生县内扶贫项目的目标群体偏移和扶贫资源的误配。上述现象一方面会影响扶贫工作的效果,另一方面也会影响贫困县内部的收入分配结构。通过检验国家级贫困县扶贫政策的收入分配效应,也能更全面反映我国扶贫政策的实施成效。

  四、数据与描述统计

  (一)数据介绍

  本文主要使用了两套数据。一是全国农村固定观察点数据。全国农村固定观察点数据是由中央政策研究室和农业部共同领导、农村固定观察点办公室组织实施的记账式数据。从1986年开始实施,每年从各省抽取相同数量的不同收入水平的县,在县内部以相同的规则选取样本村,并从村内部选取具有代表性的农户进行跟踪调查。除1992年与1994年外,至2011年农村固定观察点共包括24期面板数据,样本分布在全国除港澳台外的31个省,共380个县级单位,每年平均有2万余调查户(朱诗娥等,2018)。数据包括两个维度:2003年前主要是家庭问卷,包括家庭收入、资产、劳动力受教育情况等信息;在2003年后除家庭层面问卷外,还加入了个体问卷,调查的变量包括个人受教育年限、工作特征和收入等。本文主要使用家庭层面变量。在2003年后由于问卷的调整,使用个体问卷中个人受教育年限和外出务工的信息加总计算了家庭劳动力受教育情况、外出务工人数占比,以及外出务工收入占比等变量。

  第二套数据是1992年县级农村人均纯收入以及国家级贫困县名录。由于国家级贫困县设定标准主要依据1992年县级农村人均纯收入,因此若遗漏这个变量,贫困县设定可能的非随机性问题会被放大,从而导致本文的基准模型存在内生性。本文从各个县市统计年鉴收集了1992年县级农村人均纯收入信息,但是由于时间久远,样本中约有1/5的县级农村人均纯收入数据缺失。对于这些数据缺失地区,用市级农村人均纯收入数据代替。由于1992年县和市的农村人均收入差别较小,所以对实证结果影响不大。2002年中国政府对贫困县进行了调整,变动的贫困县名单占总贫困县的15%左右(张喜杰和董阳,2016)。对应到本文使用的农村固定观察点样本,仅有5个县在调整名单中。为了保持估计的准确性,将这部分变动的样本删除。此外,还删除了家庭收入上下1%的极端值,删除了户主年龄小于22岁、家庭规模在14人以上的异常样本,最终样本包括了282个县,其中65个贫困县,约38万个家庭样本。样本中贫困县的占比为23%,与国家级贫困县占全国县级单位27%的比例非常接近。

  (二)主要变量描述统计

  表1是本文主要变量的描述性统计,数据中所有名义变量均使用省级农村CPI平减到1986年。基于现行的官方农村贫困标准,③我们将家庭人均纯收入小于贫困标准的家庭定义为贫困家庭。可以看到,贫困县的贫困发生率为0.344,远高于非贫困县的0.098,这说明中国农村贫困人口主要集中在国家级贫困县,即扶贫政策瞄准的地区。国家级贫困县的家庭平均收入对数为7.895,非国家级贫困县的家庭收入对数均值为8.405,贫困县与非贫困县的家庭收入水平差异显著。国家级贫困县的家庭人均生产性固定资产和人力资本(受教育水平和是否有专业技能),也都低于其他地区。此外,贫困县收入差距小于非贫困县,基尼系数、对数收入的标准差以及收入分位数差等差异均是显著为负。尽管贫困县家户实际耕种面积比非贫困县略高,但是农业全要素生产率低于非贫困县。④从基础设施投资看,非贫困县的基础设施投资显著高于贫困县。描述性统计结果表明,贫困县和非贫困县存在较大差距,如果没有扶贫政策的扶持,贫困县家庭很难仅仅依靠人力资本积累,脱离贫困并缩小与非国家级贫困县家庭的差距。

  

  (三)贫困县与非贫困县的特征事实

  基础设施建设和农业生产发展是扶贫开发的重要措施,我们将对比贫困县和非贫困县基础设施投资、农业全要素生产率和家户实际耕种面积的变化趋势,初步判断扶贫政策是否能够在提高贫困县基础设施投资和促进农业生产等方面发挥作用。

  基础设施投资对地区经济发展至关重要,能够提高家庭收入水平和改善内部收入分配(张勋和万广华,2016)。我国基础设施水平存在地区不平衡现象,贫困地区的基础设施建设落后限制了其经济发展。扶贫政策中的“以工代赈”旨在通过投资贫困地区的道路修建、水利设施等基础设施,改善贫困地区经济发展条件和增加非农就业,进而减少贫困。图1是贫困县和非贫困县基础设施投资的增长趋势。由于难以获取较早年份的县级财政数据,作者整理了1994-2005年的县级基础设施投资数据。从图1可以看到在贫困县和非贫困县基础设施投资都呈现上升趋势,总体上贫困县的基础设施投资小于非贫困县,但1999年后贫困县的增长更迅速,与非贫困县差距在不断缩小。

  图2展示了农业全要素生产率的时序变化。由于农业改革和农业生产技术的进步,贫困县和非贫困县的农业全要素生产率都在不断提高,但贫困县的农业全要素生产率始终低于非贫困县。2000年后,贫困县农业全要素生产率的增长速度加快,两者的差距缩小。这与扶贫政策对贫困县的农业支持政策密不可分。扶贫政策的主要扶贫资金流向农业部门,并实施了包括农田修整、良种补贴、农业技术推广、农业技术培训等一系列惠农政策。同时,贫困地区基础设施的改善也会作用于农业发展,提高农业全要素生产率。由于农业收入是农村家庭的主要收入来源,因此贫困县农业全要素生产率的提高能够有效提高家庭收入,降低贫困率。

  

  图1 基础设施投资的时序变化

  

  图2 农业全要素生产率的时序变化

  最后,根据农村固定观察点数据,本文整理了1986年到2011年贫困县和非贫困县家户年末实际耕种土地面积。图3显示贫困县家庭的家户实际耕种面积大于非贫困县,贫困县和非贫困县的农村家庭家户实际耕种面积都呈下降趋势,且贫困县家户实际耕种面积下降更快。同时期土地流转政策、农村新型规模经营主体(家庭农场、农业合作社等)的快速发展和农村劳动力向外转移一定程度能够解释家户实际耕种面积的减少趋势。此外,由于国家级贫困县主要分布在高原山区、荒漠地带,部分地区土地贫瘠,生态脆弱,并不适宜农业发展。因此,政府因地制宜实施了生态扶贫和异地扶贫搬迁等政策,并鼓励贫困地区劳动力从事非农劳动,这些政策的实施与贫困县家庭家户实际耕种面积减少的趋势一致。

  从基础设施投资、农业全要素生产率、耕种土地面积等指标来看,贫困县和非贫困县的差异非常明显,贫困县基础设施投资更少、农业全要素生产率更低、家户实际耕种面积更高。尤为重要的是,这种差异在20世纪90年代中期前后更为明显,后文将进行更规范的检验。

  

  图3 家户实际耕种面积时序变化

  五、实证方法

  本文利用1994年制定实施的《国家八七扶贫攻坚计划》中国家级贫困县划分标准,采用双重差分(difference in difference,DID)方法估计扶贫政策的减贫效果和收入分配效应。此外,在考察扶贫政策的收入分配动态效果时,采用了ordered probit模型下的DID设定,评估扶贫政策对家庭收入跨期流动性的作用。双重差分模型的基本假设有两点:一是政策外生,二是政策组和控制组要满足平行发展趋势。在本文中,扶贫政策的外生性取决于特定地区成为国家级贫困县这一事件是否随机。根据Meng(2013),国家级贫困县的划分主要依据1992年农村人均纯收入,而与该地区的其他经济指标相关性不强。换言之,在控制了1992年各样本县农村人均纯收入后,可以认为特定地区成为贫困县是外生的。另一方面,贫困县和非贫困县可能处在不同经济发展阶段,其产业结构、人力资本等要素存在显著差异。经济发展的“马太效应”会在一定程度上造成不同地区家庭收入等关键变量不满足平行趋势假设。为克服该影响,本文在模型设定中加入了1992年县级农村人均纯收入与时间固定效应的交互项,控制了各县的初始禀赋和随时间变化的不可观测趋势,使得模型设定尽可能满足双重差分模型的平行趋势假设。1994年是否被确定为国家级贫困县是本文的政策变量(pov94),处理组是国家级贫困县,参照组是除国家级贫困县外的其他县;时间变量为标识1994年政策实施前后的虚拟变量(post94)。检验国家级贫困县扶贫政策效果的估计方程如下:

  Y[,ijt]=α+γpov94*post94+βX[,ijt]+δ[,i]inc92*year+a[,i]+λ[,t]+p*λ[,t]+ε[,ijt] (1)

  其中,i表示家庭,j表示县,t表示年份,Y[,ijt]表示t时期j县i家庭是否为贫困家庭的二值变量。政策变量和时间变量的交互项系数γ是本文关注的,表示扶贫政策在国家级贫困县的平均效应。a[,i]为第i个家庭的固定效应,λ[,t]表示时间固定效应,p是省份固定效应。X[,ijt]是随时间变化的控制变量,包括(1)家庭层面的特征变量:外出务工收入占比(Ratiout)、外出务工率(Outwork)、是否村干部家庭(Officer)、是否党员家庭(Communist);(2)家庭生产资料相关变量:人均生产性固定资产(Lnfcapital);(3)家庭人力资本相关变量:家庭劳动力占比(Labor)、初中受教育程度人数占比(Junior)、高中及以上受教育程度人数占比(Highsch)以及是否有劳动力受过专业技能培训(Skilled)。同时,本文还控制了村平均收入、政府直接转移支付占比、时间固定效应与省份固定效应的交互项p×λ[,t]。此外,与方程(1)略有不同,本文估计扶贫政策对贫困县内部收入不平等的回归方程如下:

  y[,ct]=α+γpov94*post94+δ[,t]inc92*year+a[,c]+λ[,t]+p*λ[,t]+ε[,ct] (2)

  其中,Y[,ct]是衡量c县收入不平等的相关指标,包括刻画整体收入分配的县内部基尼系数、收入对数标准差以及对数收入分位数差。上述收入不平等指标是文献中常用的收入不平等衡量标准。基尼系数、对数收入的标准差衡量家庭整体收入分布的离散程度,对数收入分位数差更细致反映不同收入水平家庭的收入差距。控制变量包括时间固定效应和县固定效应,时间固定效应与1992年县级农村人均纯收入交互项以及时间固定效应与省份固定效应的交互项。

  六、扶贫政策的减贫效果

  (一)扶贫政策的减贫效果

  表2是基于(1)式估计的国家级贫困县政策减贫效果的基准结果。关注变量为DID交互项,系数即贫困县政策的减贫效果。第(1)列的回归结果显示,在控制了家庭的特征变量、村平均收入、时间固定效应和省份与时间的交互项,以及1992年县农村人均纯收入随时间的变化趋势后,DID交互项系数显著为负。系数表明国家级贫困县扶贫政策实施后,贫困县的贫困率平均下降了11个百分点。回归(2)—(5)分别在第(1)列检验的基础上依次加入政府直接转移支付占比、人均生产性固定资产、人力资本变量和外出务工变量后,DID交互项的系数依旧显著为负且系数变化不大,表明估计结果在不同模型设定下十分稳健。

  

  (二)扶贫政策的减贫渠道

  扶贫政策主要通过两个渠道影响贫困率:一是救济式扶贫,政府通过直接的转移支付增加贫困户的收入水平,使其收入超过贫困标准;二是开发式扶贫,通过改善贫困地区的经济环境,提高贫困户的脱贫能力,比如通过信贷优惠、基础设施建设、教育和技能培训等方式增加贫困户的脱贫能力,使贫困户脱离贫困。本文检验了上述两个渠道在改善农村贫困中的作用,发现政府直接转移支付、人力资本积累以及信贷优惠并非扶贫的主要作用渠道;⑤而鼓励外出务工、基础设施投资以及农业生产发展是扶贫政策减贫的主要机制。

  1.鼓励外出务工政策

  鼓励劳动力向外转移是国家级贫困县的重要扶贫政策之一,政府依据不同时期的贫困特征在不同阶段对劳动力向外转移政策的实施方式和强度有所不同。从1994年“八七计划”中提出“有计划有组织地发展劳务输出,积极引导贫困地区劳动力合理、有序地转移”到2001年扶贫纲要强调“加强贫困地区劳动力的职业技能培训,组织和引导劳动力健康有序流动”,并在2006年正式提出“雨露计划”,积极稳妥地扩大贫困地区的劳动力输出。这反映了劳动力向外转移政策动态变化的特征。为更加清晰识别劳动力转移政策的作用机制,采用如下四次交互项的设定,分别考察在2001年和2006年两个重要政策节点,劳动力转移政策变动对扶贫政策减贫的影响。

  

  方程(3)中,post2001是虚拟变量,若时间大于2001年则取值为1,否则为0;变量post2006的定义类似。migrant是标识家庭劳动力流动的变量,分别使用是否外出务工、外出务工收入占比和外出务工率三个指标作为劳动力流动的代理变量。参数衡量了2001年和2006年鼓励劳动力流动的政策对扶贫效果的影响。估计结果如表3。可以看到,劳动力流动的三个代理变量与DID三次交互项的系数均显著为负,表明扶贫政策能够通过鼓励劳动力向外转移减少贫困率。同时,衡量鼓励外出务工政策效果的参数符号也都为负,但在统计上不显著。这表明2001年和2006年鼓励劳动力转移的政策虽然在一定程度上强化了外出务工的减贫效果,但其作用还不明显。

  

  2.基础设施建设与农业生产

  从图1可以看到,贫困县的基础设施投资在1994-1998年增长平稳,1999年后才显著增长。由于基础设施建设本身受国家贫困县政策的影响,在现有数据结构下,为了尽可能缓解内生性问题,取样本中各县1994-1998年基础设施投资的平均值,作为各县基础设施建设初始水平的代理变量。将此变量与检验方程(1)中的DID二次交互项进行三次交互,考察基础设施投资在扶贫中的作用。表4第(1)列是基础设施投资三次交互项的回归结果,可以看到三次交互项系数为-0.02,并在5%的统计水平上显著,表明对贫困县的基础设施投资有利于强化“八七计划”的脱贫效果。结合图1中贫困县基础设施投资在1999年后的快速增长,可以认为贫困县基础设施的加强是减贫的作用渠道之一。

  遵循同样的逻辑,本文考察了国家级贫困县政策通过农业生产渠道对贫困率的影响。表4第(2)列是农业全要素生产率三次交互项的回归结果,表明在农业生产率高的地区,扶贫政策能带来更好的脱贫效果。结合图2中1994年后贫困县农业全要素生产率上升更快的趋势,可能表明扶贫政策通过农田改造、良种补贴等方式有效提高贫困县农业全要素生产率,进而降低了贫困率。同时,图3显示样本期间贫困县的家户实际耕种面积总体呈不断下降趋势,这与期间内国家针对生态脆弱的贫困地区实施的鼓励劳动力从事非农产业(劳动力转移、以工代赈)、生态扶贫和异地扶贫搬迁等政策密不可分。表4的第(3)列为家户实际耕种面积与DID三次交互项的估计系数。估计系数显著为正,表明家户实际耕种面积减少的贫困县减贫更快,即扶贫政策可能通过鼓励贫困地区劳动力从事非农产业、发展新型农业规模经营主体等使减贫效果更显著。这也与贫困县家户耕地面积减少更迅速的趋势一致。

  

  (三)稳健性检验

  1.平行趋势假设检验

  由于本文的数据是政策前后都有多期的面板结构,如果把模型中DID交互项的时间变量替换为年份虚拟变量,便能估计在不同年份的动态政策效果,同时能检验平行趋势假设是否满足,估计结果如图4。可以看出,1994年政策实施前,基本不能拒绝原假设为0的假设,即在政策实施前,国家级贫困县与非贫困县在时间上的趋势是一致,满足双重差分模型中的平行趋势假设。1994年政策实施后,1995年到1998年间系数不显著,说明扶贫政策存在滞后效应。政策实施后,系数为负并且总体呈下降的趋势,说明扶贫政策能够降低国家级贫困县的贫困率,并随着时间推移政策的减贫效果越来越显著。

  

  图4 平行趋势假设检验

  2.其他稳健性检验

  首先,1994年是农村发展改革重要的一年,在国家八七扶贫攻坚计划实施的同时,中央也提出进一步深化农村改革,如允许土地使用权有偿转让、深化供销合作社改革等。在不同经济发展水平的地区政策力度也许不同,有可能会对扶贫政策的估计造成不可观测的影响。因此,本文使用倾向得分匹配双重差分法(PSM-DID)进一步加强贫困县与非贫困县样本的可比性,对扶贫政策的基准结果进行稳健性检验。表5第(1)列是PSM-DID估计结果,可以看到DID交互项系数显著为负,且系数与表2的基准检验结果差别很小,表明前文对扶贫政策减贫效果的估计非常稳健。其次,本文的模型是基于“八七计划”中国家级贫困县划分标准,即以1992年县级农村人均纯收入为标准进行划分。由于时间久远,部分县级农村人均纯收入未能收集完整,因此基准模型中用市级农村人均纯收入替代。出于对准确性的考虑,本文仅保留了可获得的1992年县级农村人均纯收入的县样本进行检验方程(1)的回归,结果如表5第(2)列所示。可以看到,交互项系数仍显著,为-0.111,表明使用市级农村人均纯收入替代县级农村人均纯收入并不会影响回归结果。再次,本文对国家级贫困县政策的估计跨越了两个扶贫政策时期,两个时期的国家级贫困县名单有所变化。在基准检验中,为保持估计的一致性,删除了在2001年新进入和退出的县样本。为检验样本选择是否会带来估计偏误,表5的第(3)列保留这部分样本重新回归。第(3)列的交互项系数表明由于新进入和退出的样本县较少,并不会对估计结果造成影响。最后,随着贫困率的下降,国家级贫困县政策扶贫的重心有所变化。2001年后,政府对国家级贫困县支持政策不变,但扶贫重心转移到了扶贫重点村,实行“整村推进”。扶贫重点村在贫困县和非贫困县都有分布,这可能会影响到国家级贫困县政策的估计结果。因此,为剔除政策重叠的影响,使用1986年到2001年的数据,估计国家级贫困县政策在“八七计划”期间的扶贫效果。从表5第(4)列估计结果可以看到政策与时间交互项的系数都显著为负,即表明国家级贫困县政策的减贫效果非常稳健。同时,虽然相比表2交互项系数的绝对值有所下降,但结合图4可以看出,交互项系数在2001年前后未发生明显的跳跃。这表明扶贫政策效果需要在较长时间才能得以体现,可以解释表2和表5第(4)列系数的大小差异。

  

  七、扶贫政策的收入分配效应

  在上述稳健性的基础上,进一步考察国家级贫困县扶贫政策的收入分配效应。如前文所述,国家级贫困县扶贫政策措施包括扶贫专项贷款、以工代赈和专项财政扶持。这些政策在提高贫困县贫困人群的增收能力和发展机会的同时,也会对贫困地区其他收入群体产生外部性。通过考察扶贫政策的收入分配效应,不仅可以反映扶贫政策的“瞄准性”与实施中的目标偏离程度,也能更全面反映扶贫政策的效果。

  (一)县级收入不平等

  首先通过方程(2)考察贫困县扶贫政策的收入分配效应。表6是控制了县级固定效应、年份固定效应以及时间固定效应与1992年收入的交互项后,基于县层面的DID模型估计结果。在第(1)列和第(2)列中分别使用基尼系数和对数收入标准差作为收入不平等衡量指标进行回归。第(1)列DID交互项系数显著为负,回归系数为-0.012,政策实施前贫困县内部平均基尼系数为0.284,表明扶贫政策使贫困县内部收入差距平均下降了4.2%。第(2)列中对数收入标准差回归的结果也表明扶贫政策确实能够有效缩小贫困县内部收入差距。第(3)一(5)列分别是被解释变量为对数收入95-5分位数差(q95-q5)、对数收入50-5分位数差(q50-q5)、对数收入95—50分位数差(q95-q50)的回归结果。从第(3)列结果可以看到交互项回归系数显著为负,与第(1)列和第(2)列的结果一致,说明扶贫政策整体上缩小了贫困县内部的收入差距。第(4)列中,政策交互项对q50-q5的回归系数为-0.135,扶贫政策实施前贫困县的q50-q5为0.89,意味着扶贫政策使贫困县内低收入组的收入差距缩小了15.1%。第(5)列结果表明DID交互项对q95-q50回归系数虽然也为负,但数值非常小,且在统计上不显著。这表明扶贫政策主要减少了低收入组和中等收入组的收入差距,对中高收入组的收入差距没有显著影响,政策的受益者主要集中在中低收入家庭。

  表6 扶贫政策对收入分配的影响

因变量 (1)Gini (2)SD (3)q95-q5 (4)q50-q5 (5)q95-q50  
pov94*post94 -0.012**(0.005) -0.036***(0.008) -0.148***(0.031) -0.135***(0.021) -0.013(0.020)  
样本量 5249 5249 5249 5249 5249

  注:所有检验均控制了检验方程(2)中的控制变量和固定效应,括号里是稳健标准差。

  为进一步考察扶贫政策影响收入分配的作用渠道,采用与表4同样的做法,分别加入期初县级层面的平均基础设施投资、平均农业生产全要素生产率和平均家户实际耕种面积与DID变量的三次交互项,对县级基尼系数进行回归分析,估计结果见表7。第(1)列结果显示基础设施投资的三次交互项系数显著为负,结合图1中贫困县基础设施投资在1999年的增长趋势,表明扶贫政策能够通过基础设施投资缩小贫困县内部收入差距。遵循同样逻辑,第(2)列为农业全要素生产率的结果,可以看到三次交互项系数为负,但在统计上并不显著,即农业全要素生产率的提高对扶贫政策减少贫困县内部收入差距的效果不明显。第(3)列是家户实际耕种面积三次交互项的估计系数,其显著为正,表明家户实际耕种面积减少的县,扶贫政策对收入分配改善更加显著。

  表7 扶贫政策对收入分配的作用渠道

因变量:基尼系数 (1)基础设施投资 (2)农业全要素生产率 (3)家户实际耕种面积  
pov94*post94*Infrastructure -0.005***(0.002)      
pov94*post94*TFP   -0.005(0.015)    
pov94*post94*Land     0.001**(0.000)  
样本量 5249 5249 5249

  (二)收入流动性

  上文实证分析表明,扶贫政策能够改善贫困县内部的收入不平等。但基尼系数、分位数差等指标衡量的都是特定时点的收入差距情况,是收入差距的静态指标。我们更关心的是,扶贫政策是否能在动态上改善贫困县内部的收入不平等,提高低收入者向上流动的概率从而跳出“贫困陷阱”。接下来使用ordered probit模型回答上述问题。具体做法为,将家庭收入按照从低到高分为4个组:低收入组、次低收入组、较高收入组、高收入组,分析扶贫政策实施后,t-1期家庭的收入排序在t期的变化,即收入的流动性如何受扶贫政策影响。如方程(4)式,order[,ijt]表示j县的家庭i第t期的收入排序,时间与政策和家庭上期收入排序的三次交互项(系数)δ是我们关注的变量,表明扶贫政策对贫困县家庭收入排序变动概率的效果,X[,ijt]包括了与检验方程(1)相同的控制变量。

  order[,ijt]=δorder[,ijt-1]*pov94*post94+λ[,1]pov94*post94+λ[,2]order[,ijt-1]*pov94+λ[,3]order[,ijt-1]*post94+βX[,ijt]+ε[,ijt] (4)

  以上期最低收入组为参照组,表8汇报了扶贫政策对贫困县内部家庭收入排序变动概率的平均边际效应。第(1)列是扶贫政策对贫困县内部上期较高收入组向最低收入组流动的平均边际效应。上期较高收入组与DID变量三次交互项的边际效应为正,表明相对于最低收入组,扶贫政策增加了贫困县其他收入组变动到收入排序最低组的概率(即高收入组收入向下流动的概率)。第(2)列为不同收入水平流动到次低收入组的概率,估计得到的边际效应符号与第(1)列相同,但作用有所下降,表明扶贫政策仍然增加了贫困县较高收入组变动到收入排序次低组的概率。第(3)列和第(4)列中,较高收入排序的三次交互项的边际效应都为负,意味着相对于最低收入组,扶贫政策减少了贫困县较高收入排序组进入高收入组或者保持较高收入排序的概率。综上,扶贫政策增加了最低收入组向上流动的机会,对提高低收入人群的收入增长能力和跳出“贫困陷阱”有积极作用。

  表8 收入排序变动的平均边际效应

  (1)order[,it]=1 (2)order[,it]=2 (3)order[,it]=3 (4)order[,it]=5  
pov94*post94*(order[,it-1]=1) 参照组 参照组 参照组 参照组  
pov94*post94*(order[,it-1]=2) 0.022*(0.011) 0.005*(0.002) -0.005*(0.002) -0.022*(0.011)  
pov94*post94*(order[,it-1]=3) 0.049***(0.012) 0.010***(0.003) -0.010***(-0.003) -0.049***(0.012)  
pov94*post94*(order[,it-1]=4) 0.087***(0.020) 0.018***(0.004) -0.018***(-0.004) -0.086***(0.020)

  注:所有检验均控制了表2第(5)列中的控制变量和固定效应,括号里是县级层面的聚类稳健标准差。

  本文使用1986-2011年农村固定观察点长面板微观数据,检验了国家级贫困县扶贫政策的减贫效果和收入分配效应。研究表明,国家级贫困县扶贫政策能够有效降低贫困县的贫困率,在政策实施后,贫困县的贫困率较非贫困县显著下降了11个百分点。本文的结果显示扶贫政策主要通过鼓励外出务工、增加基础设施投资和提高农业全要素生产率三个渠道降低贫困县的贫困率。此外,国家级贫困县政策不仅能够有效减少贫困,并且对降低贫困地区内部收入分配有积极作用。国家级贫困县政策一方面在静态上缩小了贫困县内部收入差距,使得县级内部基尼系数下降了4.2%,并且主要缩小了低收入家庭和中等收入家庭的收入差距。另一方面,扶贫政策在动态上增加了低收入家庭向上流动的可能性,在长期增加了低收入家庭跳出“贫困陷阱”的概率。进一步讨论发现扶贫政策通过基础设施投资是贫困县收入差距减少的重要渠道。值得注意的是,与以往文献探讨的扶贫政策可能存在瞄准偏误和精英俘获问题不同,本文结果发现扶贫政策的主要受益者是贫困县中低收入家庭,这与政府扶贫政策的初衷一致。

  作为一项扶贫政策评估,本文重点对“国家级贫困县”这一较为宽泛的政策冲击做了较为详细的讨论,得到了一些有意义的结论。但由于政策冲击选择的约束、数据限制等原因,研究还存在很多不足,有待后续更深入的讨论。第一,数据的代表性问题。固定观察点数据是一个非常难得的长期跟踪面板数据,其最有价值之处是长期跟踪,而最大的问题也在于长期跟踪。长期面板数据是否具有全国层面的代表性,如何从样本流失、样本补充、规范抽样等角度尽量提高样本的代表性,并对这个问题做更详细的评估和讨论,这是后续研究需要引起重视的问题。第二,一般均衡分析思路问题。就本文而言,资源配置的维度至少包括城市与农村之间、农户与规模经营主体之间、家户不同成员之间,虽然作者已经尽量采用规范的方法希望得到政策冲击的真实影响,但受限制于不同维度数据(如家庭农场、农业合作社等规模经营主体的发展)的可获得性等原因,有可能得到在经济显著程度上有偏误的结果。为了提高政策含义的准确性,有必要补充更详细的研究。第三,更详细的机制检验。比如,国家级贫困县政策是一揽子的综合政策,不同时期政策有不同的侧重,使得政策具体作用机制较为复杂。本文仅初步讨论了扶贫政策起作用的部分渠道,为了探明扶贫政策作用的完整机制,需要对具体的扶贫项目做更细致的分析并量化动态效果。再比如,由于农村固定观察点数据在2003年才开始收集个体层面的信息,本文尚无法直接考察国家级贫困县政策对贫困地区人力资本积累的影响,这无疑是衡量扶贫政策长期作用的重要指标。

  感谢匿名审稿专家的宝贵意见和建议,文责自负。

  ①数据来源:国家统计局2018年《中国农村贫困检测报告》。

  ②1994年《八七扶贫攻坚计划(1994-2001)》重新确立592个贫困县并且针对贫困县制订了一系列扶贫政策,2001《农村扶贫开发纲要(2001-2002)》中对贫困县名单做了微小调整。为了保持一致,本文将政府在不同扶贫时期针对国家级贫困县的扶贫优惠政策,统称为国家级贫困县政策。

  ③官方农村贫困标准来源于国家统计局历年《中国农村贫困检测报告》。

  ④需要特别说明的是,本文使用的农业全要素生产率指标是以家户数据为基础计算的(王璐等,2020),这只能反映小农生产方式的农业生产效率,而没有考虑到农村新型规模经营主体(如家庭农场、农业合作社、农业企业等)对县级农业全要素生产率的贡献。一般来说,非贫困县的土地流转率更高,规模经营主体发展越好,农业全要素生产率更高。因此,以农户数据为基础计算的农业全要素生产率会低估贫困县和非贫困县的农业生产效率差异,对于本文的研究目的而言,这种处理方式应该不会影响基本结论。

  ⑤由于篇幅限制,具体检验结果未在文中列出,感兴趣的读者可来信向作者索取。

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作者简介

姓名:徐舒 王貂 杨汝岱 工作单位:

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