“重點(diǎn)縣”扶貧的人力資本形成效應(yīng)

張彬斌 陳小利

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“重點(diǎn)縣”扶貧的人力資本形成效應(yīng)

張彬斌 陳小利

（中國(guó)社會(huì)科學(xué)院研究生院人口與勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)系 北京 102488）

本文借助“自然實(shí)驗(yàn)”因果關(guān)系評(píng)估框架和分縣數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)扶貧政策對(duì)扶貧重點(diǎn)縣人力資本形成的影響。為了克服選擇偏誤，在進(jìn)行雙差分估計(jì)之前，運(yùn)用傾向得分平衡策略對(duì)樣本進(jìn)行了修剪。經(jīng)驗(yàn)分析表明，政策實(shí)施導(dǎo)致扶貧重點(diǎn)縣以在校學(xué)生數(shù)和平均受教育年限為代表的人力資本存量顯著增加，對(duì)以生師數(shù)量比例關(guān)系為代表的教育質(zhì)量影響不明顯。研究結(jié)論豐富了對(duì)政策扶貧效果的認(rèn)識(shí)，同時(shí)也從人力資本積累的視角為落后地區(qū)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展提供了政策參考。

扶貧重點(diǎn)縣 人力資本積累 因果關(guān)系

一、引 言

新世紀(jì)第一輪大規(guī)模農(nóng)村扶貧開發(fā)以2001年頒布的《中國(guó)農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要（2001-2010）》為行動(dòng)指南，與之相配套，中央政府確定了592個(gè)扶貧開發(fā)重點(diǎn)縣（下稱“重點(diǎn)縣”[①]）進(jìn)行重點(diǎn)扶持。實(shí)施農(nóng)村扶貧開發(fā)的直接目的是提高貧困居民收入，這也是評(píng)估扶貧成效最直接的指標(biāo)。目前，以農(nóng)村居民增收、消費(fèi)狀況改善或貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為主要依據(jù)對(duì)我國(guó)減貧成效的研究已形成了大量成果（Rozelle., 1998；Park., 2002;岳希明等, 2007；Meng, 2013）。除了關(guān)注能直接促進(jìn)貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和農(nóng)民增收的方面外，本輪扶貧政策還重視教育發(fā)展，《綱要》明確指出，要“切實(shí)加強(qiáng)基礎(chǔ)教育，普遍提高貧困人口受教育的程度”。在中國(guó)貧困農(nóng)村地區(qū)，貧困人口的基本科學(xué)文化素質(zhì)偏低，低水平的人力資本存量是致貧的主要因素之一（岳希明等, 2007），人力資本積累差距造成了地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的差距（蔡昉和都陽(yáng), 2000；Wang 和 Yao, 2003；姚先國(guó)和張海峰, 2008）。將扶貧項(xiàng)目對(duì)落后地區(qū)人力資本形成的影響納入考察，對(duì)于更加完整的體現(xiàn)扶貧效果以及未來(lái)的扶貧策略選擇具有意義。

受教育不足是導(dǎo)致貧困的重要原因，同時(shí)，貧困又制約著教育水平的提升。如果反貧困等經(jīng)濟(jì)發(fā)展項(xiàng)目能夠改變貧困家庭的低收入狀況，或者直接對(duì)貧困家庭學(xué)齡人口進(jìn)行“教育干預(yù)”，人口受教育程度可能得到改善。杜芙蘿（Duflo，2001）對(duì)印尼1970年代的大規(guī)模學(xué)校建設(shè)計(jì)劃對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)影響的研究發(fā)現(xiàn)，受項(xiàng)目覆蓋的人群平均受教育年限提高0.12~0.19年，貧困高發(fā)地區(qū)的人群平均受教育年限提高約0.13年。對(duì)墨西哥、洪都拉斯、尼加拉瓜等發(fā)展中國(guó)家相關(guān)項(xiàng)目的評(píng)估表明，對(duì)低收入家庭的現(xiàn)金轉(zhuǎn)移類項(xiàng)目顯著改善了兒童的健康狀況，并增加了他們進(jìn)入學(xué)校的幾率。蔣中一和戴洪生（2005）、易紅梅等（Yi2012）指出，除學(xué)生成績(jī)因素之外，貧困是導(dǎo)致中學(xué)生輟學(xué)的主因，家庭的流動(dòng)性不足明顯制約著學(xué)齡人口接受學(xué)校教育。這隱含著如果一項(xiàng)政策能夠改善貧困家庭的收入狀況或者提高學(xué)生的成績(jī)，學(xué)齡人口的（預(yù)期）在校率則會(huì)提高。例如，一項(xiàng)隨機(jī)受控試驗(yàn)表明：對(duì)“國(guó)定貧困縣”七年級(jí)學(xué)生承諾，如果他們將來(lái)成功升學(xué)則給予可觀數(shù)額的現(xiàn)金資助，則使得這些孩子們當(dāng)中有志于升入高中階段學(xué)習(xí)的人數(shù)比例增加約15%（Yi2015）。

本文以新世紀(jì)中國(guó)第一輪大規(guī)模農(nóng)村扶貧開發(fā)（2001-2010年）的實(shí)施為背景，重點(diǎn)考察被納入“重點(diǎn)縣”的貧困地區(qū)人力資本形成從扶貧政策中受到的因果關(guān)系沖擊。一個(gè)縣被認(rèn)定為“重點(diǎn)縣”以后，獲得的扶貧資源投入中，一部分被要求用于改善教育條件或資助入學(xué)（例如，《中國(guó)農(nóng)村貧困監(jiān)測(cè)報(bào)告》對(duì)應(yīng)年份的數(shù)據(jù)顯示，2002-2010年間直接用于改善校舍和資助兒童入學(xué)等提升基礎(chǔ)教育的扶貧資金名義總額為86.1億元，約占扶貧總投入的7%），并且“重點(diǎn)縣”的認(rèn)定在一定程度上為教育專項(xiàng)扶貧提供了目標(biāo)指向（中央投入的教育專項(xiàng)扶貧資金更加偏向“重點(diǎn)縣”），這會(huì)直接增加貧困地區(qū)學(xué)齡人口的教育可得性；另一方面，“重點(diǎn)縣”的經(jīng)濟(jì)水平或貧困居民收入可能因受益于扶貧項(xiàng)目而增長(zhǎng)，貧困家庭子女入學(xué)的預(yù)算約束得以放松。因此，“重點(diǎn)縣”獲得的扶貧資助，甚至“重點(diǎn)縣”的名義身份本身，可能會(huì)對(duì)其教育發(fā)展?fàn)顩r產(chǎn)生影響。在經(jīng)驗(yàn)分析中，本文從教育存量和教育質(zhì)量?jī)蓚€(gè)角度考察“重點(diǎn)縣”扶貧對(duì)縣級(jí)單位帶來(lái)的影響，基于數(shù)據(jù)可得性，采用“一定人群所對(duì)應(yīng)的在校學(xué)生數(shù)”以及“6歲以上人口平均受教育年限”來(lái)代理教育存量；對(duì)于教育質(zhì)量，由于難以采集各縣的校舍環(huán)境、教師業(yè)務(wù)素養(yǎng)等能夠充分反映教育質(zhì)量的數(shù)量化信息，但能夠獲得部分縣級(jí)單位普通中學(xué)專任教師人數(shù)的信息，我們構(gòu)造“平均每一百名普通中學(xué)學(xué)生對(duì)應(yīng)的專任教師數(shù)”作為教育質(zhì)量的代理變量，指標(biāo)數(shù)值較高對(duì)應(yīng)較好的教育質(zhì)量。[②]下文借助分縣數(shù)據(jù)和雙重差分的識(shí)別邏輯，評(píng)估以教育為產(chǎn)出性指標(biāo)的“重點(diǎn)縣”接受扶貧政策“干預(yù)”的平均干預(yù)效應(yīng)。

二、數(shù) 據(jù)

新世紀(jì)第一輪大規(guī)模農(nóng)村扶貧開發(fā)所認(rèn)定的“重點(diǎn)縣”分布在中國(guó)21個(gè)省區(qū)，包括：四川、重慶、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內(nèi)蒙古等西部11省，山西、吉林、黑龍江、河南、江西、安徽、湖北、湖南等中部8省，以及海南和河北等東部2省。

本文數(shù)據(jù)以這些省內(nèi)1553個(gè)縣級(jí)單位（縣、旗、縣級(jí)市，以下統(tǒng)稱“縣”，含581個(gè)“重點(diǎn)縣”）為基本觀測(cè)單元，時(shí)跨為2000-2010年，全部來(lái)自公開出版的統(tǒng)計(jì)資料[③]。這些基本觀測(cè)單元，含659個(gè)山區(qū)縣（其中377個(gè)“重點(diǎn)縣”）；少數(shù)民族聚居縣共533個(gè)（其中265個(gè)“重點(diǎn)縣”）；330個(gè)“革命老區(qū)”縣級(jí)單位中，有151個(gè)“重點(diǎn)縣”。表1按是否“重點(diǎn)縣”分別描繪了樣本中兩類縣在2000-2005-2010年的經(jīng)濟(jì)社會(huì)特征。

表1 樣本數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性描述

說明：數(shù)據(jù)來(lái)自作者根據(jù)各省（直轄市、自治區(qū)）統(tǒng)計(jì)年鑒、中國(guó)縣市經(jīng)濟(jì)社會(huì)統(tǒng)計(jì)年鑒、人口普查分縣數(shù)據(jù)中對(duì)應(yīng)年份數(shù)據(jù)所作的計(jì)算。由于一些省份沒有公布分縣中、小學(xué)專任教師人數(shù)，普通中學(xué)“生師比”、小學(xué)“生師比”各年觀測(cè)數(shù)為864，其中“重點(diǎn)縣”為309個(gè)。

本輪扶貧的執(zhí)行期是2001-2010年，因此2000年的情形是“重點(diǎn)縣”被認(rèn)定前，兩類縣的初期水平，從表1可看出，樣本中“重點(diǎn)縣”各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的初期水平均不及“非重點(diǎn)縣”好?！爸攸c(diǎn)縣”的人口居住更加分散，農(nóng)業(yè)人口比重更高，消費(fèi)相對(duì)不足，交通、教育、衛(wèi)生水平都比“非重點(diǎn)縣”低。同時(shí)，“重點(diǎn)縣”的人均生產(chǎn)總值、農(nóng)村居民人均純收入等指標(biāo)在名義上也增長(zhǎng)得更加緩慢。相比2000年，“重點(diǎn)縣”在2010年的人口密度有所增加，但人口居住仍不及“非重點(diǎn)縣”集中，交通條件亦有所改善，平均每萬(wàn)人中普通中學(xué)在校學(xué)生數(shù)提高，生均享有的專任教師數(shù)有所減少。盡管“重點(diǎn)縣”體現(xiàn)出2000-2005-2010年“萬(wàn)人均普通中學(xué)在校生人數(shù)”，或者“萬(wàn)人均小學(xué)生在校生人數(shù)”以及各類“生師比”的數(shù)量變化，但這并不能全部歸因于扶貧政策，因?yàn)檫@其中的變化可能包括了時(shí)間趨勢(shì)或其它因素的影響。下文通過構(gòu)建因果關(guān)系識(shí)別框架，評(píng)估“重點(diǎn)縣”的教育水平從扶貧政策中受到的因果關(guān)系沖擊。

三、經(jīng)驗(yàn)分析框架

（一）基本策略

為了得到公共政策實(shí)施效果（基于觀測(cè)性數(shù)據(jù)的）的可信評(píng)估，經(jīng)濟(jì)學(xué)家們受隨機(jī)受控實(shí)驗(yàn)的啟發(fā)，開發(fā)了一系列應(yīng)用廣泛的“自然實(shí)驗(yàn)”（Natural Experiment, 或“仿實(shí)驗(yàn)” Quasi Experiment）方法。其中，雙重差分（Difference in Difference）技術(shù)就是常見的一種。它的基本思想是設(shè)計(jì)對(duì)照實(shí)驗(yàn)，選擇在事前無(wú)性狀差異的個(gè)體，構(gòu)建適當(dāng)?shù)膶?shí)驗(yàn)組（政策對(duì)本組個(gè)體實(shí)施）和對(duì)照組（政策不在本組實(shí)施）；對(duì)實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組做事后差異和事前差異的差分，讓這個(gè)過程過濾掉結(jié)果變量的時(shí)間趨勢(shì)和固定效應(yīng)的干擾（Ravallion, 2008）。針對(duì)結(jié)果變量，基于雙差分評(píng)估的政策效果為：

（3）

基于雙差分策略的上述邏輯，以及本輪扶貧政策主要對(duì)“重點(diǎn)縣”實(shí)施的事實(shí)，雙差分策略適合于評(píng)估扶貧政策的效果。政府劃定“重點(diǎn)縣”的動(dòng)作實(shí)際上潛在地把全部縣分成了兩組---如前文所述的實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組。本文所使用的數(shù)據(jù)觀測(cè)單位除了是否為“重點(diǎn)縣”而接受扶貧干預(yù)外，其它特征還具有一定的異同，在對(duì)扶貧政策的效果進(jìn)行估計(jì)時(shí)，可適當(dāng)控制其它因素的干擾，從而采納（3）式。

（二）實(shí)驗(yàn)校準(zhǔn)與模型改進(jìn)

直接使用雙差分模型（3）式評(píng)估政策干預(yù)對(duì)“重點(diǎn)縣”教育狀況所產(chǎn)生的影響仍然面臨一個(gè)問題，即實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組初期的特征相似性程度不強(qiáng)。在“仿實(shí)驗(yàn)”識(shí)別策略中，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組在接受政策沖擊前的性狀越相似，識(shí)別的可信度越高。如果不考慮各個(gè)縣的經(jīng)濟(jì)特征，而簡(jiǎn)單按其是否列入“重點(diǎn)縣”名單來(lái)劃分實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組會(huì)產(chǎn)生“樣本選擇偏誤”，基于此的估計(jì)結(jié)果無(wú)法準(zhǔn)確體現(xiàn)扶貧開發(fā)對(duì)教育發(fā)展的因果性影響。為了保證（3）式的有效性前提，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的選擇應(yīng)當(dāng)謹(jǐn)慎。“重點(diǎn)縣”并非隨機(jī)分布于全國(guó)縣級(jí)單位，它具有一定的選擇性：一個(gè)縣初期的農(nóng)民收入水平、產(chǎn)出水平、人口規(guī)模、農(nóng)業(yè)人口比例、政治背景、民族特征、區(qū)域特征和地貌特征等均會(huì)影響其是否被認(rèn)定為“重點(diǎn)縣”（李文、汪三貴, 2004；岳希明等, 2007；Park et al., 2002；張彬斌, 2013）。于是，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的單元選擇可以通過它們?cè)谝陨线@些特征因素上的相似性來(lái)設(shè)計(jì)：對(duì)于擬納入實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的兩個(gè)縣，如果基于一系列因素考慮的被納入“重點(diǎn)縣”的“貧困傾向”相同或接近，則認(rèn)為它們相似（盡管它們可能只有一個(gè)被認(rèn)定為“重點(diǎn)縣”）；考察的因素越多，得到的相似性結(jié)論越可靠。貧困傾向可通過傾向得分（Propensity Score）測(cè)度，由下式的計(jì)算獲得：

（5）

圖1 傾向得分分布及其重合關(guān)系

說明：傾向得分分布曲線呈“右偏峰”的是“非重點(diǎn)縣”的情形，分布曲線“左偏峰”的是“重點(diǎn)縣”的情形；傾向得分基于1553個(gè)縣級(jí)單位基期（2000年）經(jīng)濟(jì)社會(huì)特征水平計(jì)算。

“公共支撐域樣本”的獲得，損耗觀測(cè)單元429個(gè)，最終進(jìn)入?yún)?shù)估計(jì)程序的樣本縣為1124個(gè)（“重點(diǎn)縣”543個(gè)，“非重點(diǎn)縣”581個(gè)）。樣本削減后，具有專任教師人數(shù)的觀測(cè)量各年減少至737個(gè)，其中281個(gè)“重點(diǎn)縣”，456個(gè)“非重點(diǎn)縣”。傾向得分的計(jì)算是基于國(guó)家扶貧重點(diǎn)縣認(rèn)定前各縣的經(jīng)濟(jì)社會(huì)特征，如果一個(gè)縣是否被認(rèn)定，完全由可觀測(cè)的經(jīng)濟(jì)社會(huì)特征所決定，那么“非重點(diǎn)縣”和“重點(diǎn)縣”在傾向得分上則不會(huì)存在“公共支撐域”。不過，一個(gè)縣初期的收入水平等經(jīng)濟(jì)特征只是決定其是否能夠被成功認(rèn)定為“重點(diǎn)縣”的最主要因素，山區(qū)、革命老區(qū)、邊區(qū)在同等條件下會(huì)受到照顧性考慮（Park et al, 2002；岳希明等，2007；張彬斌，2013），此外，地方領(lǐng)導(dǎo)對(duì)“重點(diǎn)縣資格”的態(tài)度和爭(zhēng)取努力等不可觀測(cè)因素也會(huì)影響一個(gè)縣是否能被認(rèn)定，于是，主要經(jīng)濟(jì)特征幾乎完全相同的兩個(gè)縣級(jí)單位就可能分別出現(xiàn)在“重點(diǎn)縣”和“非重點(diǎn)縣”的隊(duì)列中。

四、模型估計(jì)結(jié)果

（一）基本估計(jì)

本輪扶貧開發(fā)的執(zhí)行期是2001-2010年，我們分別以2005年和2010年作為政策干預(yù)后的狀態(tài)，來(lái)估計(jì)扶貧政策的中期效果和末期效果。表2和表3分別報(bào)告了在“公共支撐域樣本”內(nèi)對(duì)基準(zhǔn)模型（3）進(jìn)行不同控制變量設(shè)定下的效果參數(shù)（即交互項(xiàng)系數(shù)）在各期的估計(jì)值。觀測(cè)單元分布于21個(gè)省區(qū)，采用按省份聚類的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。各表欄目A估計(jì)的是扶貧政策對(duì)“重點(diǎn)縣”教育存量的影響，被解釋變量為“平均每萬(wàn)人中普通中學(xué)在校生數(shù)”；欄目B報(bào)告了扶貧政策對(duì)“重點(diǎn)縣”教育質(zhì)量的影響，被解釋變量為“平均每百名在校中學(xué)生所對(duì)應(yīng)的專任教師數(shù)”。

表2 扶貧政策對(duì)“重點(diǎn)縣”中學(xué)教育的影響（2005年）

注：“（）”內(nèi)是按21個(gè)省份聚類的標(biāo)準(zhǔn)誤；*，**，***，分別代表在10%，5%和1%的水平上顯著；“有”代表加入了對(duì)應(yīng)的控制變量組。a---包括3個(gè)變量：2000年人均GDP、2000年農(nóng)村居民人均純收入、2000年人均財(cái)政支出；b---包括2個(gè)變量：2000年人口密度（總?cè)丝?行政區(qū)面積）、2000年農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诘谋壤籧---包括3個(gè)變量：2000年5-9歲人口占全部人口的比例、2000年10-19歲人口占全部人口的比例、2000年每萬(wàn)人中的小學(xué)生在校人數(shù)。

表3 扶貧政策對(duì)“重點(diǎn)縣”中學(xué)教育的影響（2010年）

注：（1）~（6）列控制變量的設(shè)定與表2各列相對(duì)應(yīng)，其它說明同表2。

表2和表3的第（1）列設(shè)定中，基準(zhǔn)模型等號(hào)右邊除常數(shù)項(xiàng)外，僅包含“是否重點(diǎn)縣”、“是否政策實(shí)施后”以及它們的交互項(xiàng)，（2）~（6）列的設(shè)定逐步控制了各縣基期（2000年）15歲以上人口的文盲率、經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出和收支狀況（人均生產(chǎn)總值、農(nóng)村居民人均純收入、人均財(cái)政支出）、人口密度和農(nóng)業(yè)人口比重、學(xué)齡人口特征（5-9歲人口占全縣總?cè)丝诘谋戎亍?0-19歲人口占全縣總?cè)丝诘谋戎?、全縣萬(wàn)人均普通小學(xué)在校生人數(shù)）以及各縣所屬省份的虛擬變量。從估計(jì)結(jié)果來(lái)看，兩表各欄目估計(jì)系數(shù)對(duì)于（1）~（6）列的設(shè)定不敏感，具有很好的穩(wěn)健性。

表2（表3）欄目A的估計(jì)，截止2005年（2010年），扶貧政策的實(shí)施使得“重點(diǎn)縣”平均每萬(wàn)人中普通中學(xué)在校生人數(shù)（較之這些縣如果不被認(rèn)定為“重點(diǎn)縣”的情況下）平均增加了約59人（100人），且具有較強(qiáng)的統(tǒng)計(jì)顯著性。這說明：一方面，投入到“重點(diǎn)縣”用于發(fā)展教育的扶貧資金可能確實(shí)起到了資助入學(xué)的作用；另一方面，也可能由于政策促進(jìn)了“重點(diǎn)縣”的經(jīng)濟(jì)發(fā)展、農(nóng)村居民收入得到增長(zhǎng)（張彬斌，2013），使得貧困家庭“支付”學(xué)齡兒童接受學(xué)校教育的能力增加，從而使得“重點(diǎn)縣”教育存量趨于增加；此外，“重點(diǎn)縣”的身份本身，也可能對(duì)其它教育專項(xiàng)扶貧計(jì)劃的資源投入具有導(dǎo)向作用，人力資本存量從整個(gè)扶貧政策中受益。

表2和表3欄目B的估計(jì)均不具統(tǒng)計(jì)顯著性，但系數(shù)符號(hào)（為負(fù)）隱約透露出：扶貧政策并未提高“重點(diǎn)縣”的平均教育質(zhì)量，平均每百名同學(xué)所對(duì)應(yīng)的專任教師資源有所下降，盡管估計(jì)并不精確。但系數(shù)為負(fù)，也不必然意味“重點(diǎn)縣”專任教師數(shù)量沒有增加，也有可能是教師數(shù)量的增加不及在校學(xué)生數(shù)增加得快?！爸攸c(diǎn)縣”的貧困家庭原本不會(huì)入學(xué)的年輕人更多的走進(jìn)了校園，但是師資配置的調(diào)整與年輕人是否入學(xué)相比更不具靈活性，于是，在校學(xué)生人數(shù)的增多“稀釋”了人均教師資源；此外，在貧困區(qū)縣，普通中學(xué)通常分散在縣城和縣轄各鄉(xiāng)鎮(zhèn)，受益于扶貧政策而增加的學(xué)生在空間上并不集中，當(dāng)一個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)中學(xué)各年級(jí)新增的學(xué)生數(shù)量不多時(shí)，不足以為各年級(jí)新增學(xué)生設(shè)立新班級(jí)，新增學(xué)生以插入已有班級(jí)的形式就學(xué)，這也會(huì)降低在校生人均教師資源數(shù)。

（二）工具變量估計(jì)

在前文的基準(zhǔn)估計(jì)中，采納了傾向得分匹配策略中的共同支撐域理念，并將實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的傾向得分限定在[0.1，0.9]的區(qū)間內(nèi)以增進(jìn)兩組子樣本基期水平在統(tǒng)計(jì)上的相似性。作為一個(gè)補(bǔ)充，本部分的估計(jì)放松此限制而選擇達(dá)到最低匹配標(biāo)準(zhǔn)的全部樣本（即圖1中兩條縱向虛線之間區(qū)域所對(duì)應(yīng)的全部縣），考慮到一個(gè)縣是否能夠被納為“重點(diǎn)縣”和前文構(gòu)建的傾向得分相關(guān)聯(lián)，于是將每個(gè)縣的傾向得分作為其是否是“重點(diǎn)縣”的工具變量，采用兩階段最小二乘估計(jì)方法重新估計(jì)雙差分模型（3）。第一階段回歸的值以及檢驗(yàn)顯示出工具變量的選擇是有效的[④]。表4分欄目呈現(xiàn)了2005年和2010年基于工具變量估計(jì)的扶貧效果，估計(jì)結(jié)果仍然清晰地體現(xiàn)了“重點(diǎn)縣”教育存量從扶貧政策中獲得顯著為正的促進(jìn)效應(yīng)，“平均每萬(wàn)人中普通中學(xué)在校生人數(shù)”在2005年顯著增加83~87人、在2010年顯著增加104~111人。教育質(zhì)量受到的影響仍舊不顯著，基于工具變量的估計(jì)再次說明以平均每萬(wàn)人中在校生人數(shù)為代理的人力資本存量在地域指向性扶貧政策中得到提升。

表4 扶貧效果的工具變量估計(jì)

注：估計(jì)教育存量時(shí)（欄目A-1、B-1）對(duì)應(yīng)各列的觀測(cè)次數(shù)均為2416，估計(jì)教育質(zhì)量時(shí)（欄目A-2、B-2）對(duì)應(yīng)各列觀測(cè)量均為1454；各列控制變量的設(shè)定、其它說明同表2。

（三）對(duì)教育存量效果的再測(cè)度

如果一項(xiàng)公共項(xiàng)目或政策的確對(duì)于某種經(jīng)濟(jì)社會(huì)現(xiàn)象或行動(dòng)具有因果關(guān)系沖擊，那么，對(duì)項(xiàng)目或政策在該方面所產(chǎn)生效果的評(píng)估結(jié)論，不會(huì)敏感依賴于所選擇的被解釋變量。本節(jié)通過構(gòu)建或選擇能夠用作衡量地區(qū)教育存量的其它指標(biāo)，進(jìn)一步考察“重點(diǎn)縣”扶貧政策對(duì)教育存量的“干預(yù)效應(yīng)”。以期為政策效果提供更為豐富的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，同時(shí)也為結(jié)論的穩(wěn)健性提供更充分的檢驗(yàn)，然而受到數(shù)據(jù)獲得性的約束，暫不進(jìn)一步考察以其它方式測(cè)度的教育質(zhì)量。

1、青少年人口數(shù)量與在校生人數(shù)。作為測(cè)度教育存量的另一個(gè)選擇，我們借助人口普查分縣數(shù)據(jù)構(gòu)造“10-19歲人口人均普通中學(xué)在校生數(shù)”和“5-19歲人口人均小學(xué)和普通中學(xué)在校生數(shù)”兩個(gè)代理指標(biāo)。[⑤]兩個(gè)代理指標(biāo)。這樣做縮小了強(qiáng)度相對(duì)指標(biāo)（Strength Relative Index）中分母的范圍，使得分子和分母的對(duì)應(yīng)關(guān)系增強(qiáng)，在一定程度上增加了測(cè)量的精確性。

2、平均受教育年限。2000年和2010年全國(guó)人口普查分縣統(tǒng)計(jì)資料匯總了各個(gè)縣級(jí)單位6歲以上年齡人口平均受教育年限的信息。我們將其也作為對(duì)教育存量的另一種測(cè)度方式，繼續(xù)在雙差分模型的不同控制變量設(shè)定下考察教育存量從“重點(diǎn)縣”扶貧政策中受到“干預(yù)”的情況。

表5各橫欄分別以這些新的測(cè)度方式代理教育存量，并分別將其作為被解釋變量，以2000年作為扶貧干預(yù)實(shí)施前、2010年作為干預(yù)實(shí)施后，重新估計(jì)了雙差分模型（3）。其中，（1）~（6）列的估計(jì)在“共同支撐域樣本”內(nèi)進(jìn)行；作為一個(gè)補(bǔ)充性的對(duì)照，（7）~（12）列放松了對(duì)“共同支撐域樣本”的限制，使用達(dá)到最低匹配標(biāo)準(zhǔn)的全部觀測(cè)，但將傾向分值用作是否為“重點(diǎn)縣”的工具變量并采用兩階段最小二乘估計(jì)而獲得。就同樣的估計(jì)策略來(lái)看，各橫欄所報(bào)告的交互項(xiàng)系數(shù)對(duì)不同的控制變量設(shè)定不敏感，且具有較好的統(tǒng)計(jì)顯著性。OLS估計(jì)表明，受政策覆蓋的縣域因該項(xiàng)政策之實(shí)施，在10年后：平均每千名10-19歲年齡人口所對(duì)應(yīng)的普通中學(xué)在校生人數(shù)增加42~43人，平均每千名5-19歲年齡人口所對(duì)應(yīng)的普通中學(xué)和小學(xué)在校生人數(shù)增加35~36人；同時(shí)，“重點(diǎn)縣”因該扶貧政策而導(dǎo)致6歲以上人口平均受教育年限顯著增加約0.11年，其中男性平均增加約0.12年，女性人口平均受教育年限增加約0.14年。對(duì)于各被解釋變量，IV估計(jì)與OLS估計(jì)系數(shù)的符號(hào)一致，且具有良好的統(tǒng)計(jì)顯著性，系數(shù)大小略有差別。對(duì)教育存量再次測(cè)度后的估計(jì)，再次說明扶貧政策顯著的促進(jìn)了貧困地區(qū)教育存量的積累。

五、對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的潛在貢獻(xiàn)

近年來(lái)的增長(zhǎng)文獻(xiàn)特別關(guān)心人力資本的貢獻(xiàn)（如：Barro,2001；Wang 和 Yao, 2003；姚先國(guó)、張海峰, 2008）。扶貧政策對(duì)“重點(diǎn)縣”格外關(guān)注，確實(shí)增進(jìn)了這些縣的教育存量，“重點(diǎn)縣”的人力資本得到積累，可能會(huì)對(duì)貧困縣后來(lái)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生效果。本文的數(shù)據(jù)截止到2010年，不便做出2010年受扶貧干預(yù)而積累的人力資本對(duì)未來(lái)增長(zhǎng)的影響，但可以考察2005年新增的人力資本與未來(lái)幾年（如2005-2010）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。作為一個(gè)非常粗略的計(jì)算，假定在“共同支撐域樣本”中，如果“重點(diǎn)縣”不受到扶貧干預(yù)，它們的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式將會(huì)與對(duì)照組的縣相同。針對(duì)“共同支撐域樣本”中的“非重點(diǎn)縣”，以2005-2010年縣級(jí)人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率為被解釋變量，以2005年人力資本存量（“平均每萬(wàn)人中普通中學(xué)在校生人數(shù)”代理）為解釋變量，來(lái)獲得2005年人力資本存量的估計(jì)系數(shù)，并由此計(jì)算當(dāng)2005年人力資本存量發(fā)生震動(dòng)時(shí)，人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率的變化情況?；貧w方程為：

基于上述假定，（6）式可代表“重點(diǎn)縣”在反事實(shí)下的增長(zhǎng)情形。前文估計(jì)的“重點(diǎn)縣”因政策沖擊而使2005年人力資本存量增加59~87人（表2和表4，欄目A），于是，這將為其2005-2010年的名義增長(zhǎng)率貢獻(xiàn)2.09~3.08%（~）。當(dāng)然，人力資本存量與其它決定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素之間存在錯(cuò)綜復(fù)雜的內(nèi)生關(guān)系，對(duì)它的細(xì)致討論當(dāng)屬另外一個(gè)研究話題，在此不作贅述，基于（6）式所做的估算只作概覽性參考。

六、總 結(jié)

如果說扶貧政策通過向貧困發(fā)生率較高的地區(qū)提供更加良好的生產(chǎn)生活條件，從而直接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和農(nóng)民增收是“授之以魚”，那么其導(dǎo)致的貧困地區(qū)人力資本積累，使得貧困人口更加有能力實(shí)現(xiàn)自我發(fā)展當(dāng)屬“授之以漁”。本文借助“自然實(shí)驗(yàn)”的研究框架，評(píng)估扶貧重點(diǎn)縣人力資本積累在新世紀(jì)第一輪大規(guī)模農(nóng)村扶貧開發(fā)中受到的因果沖擊，結(jié)果顯示出扶貧政策確實(shí)使得貧困縣的人力資本積累增加。扶貧開發(fā)重點(diǎn)縣受到扶貧政策的干預(yù)，其2005年和2010年平均每萬(wàn)人中普通中學(xué)在校生人數(shù)分別增加了59~87人和100~111人；2010年10-19歲人口中平均每千人普通中學(xué)在校生數(shù)增加了43~59人，5-19歲人口中平均每千人普通中學(xué)和小學(xué)在校生總數(shù)增加了35~38人，同時(shí)，6歲以上年齡人口平均受教育年限約增加0.11年。但以在校學(xué)生數(shù)和專任教師數(shù)的比例關(guān)系為代表的教育質(zhì)量未受到顯著影響。

評(píng)估扶貧政策對(duì)貧困地區(qū)人力資本狀況的影響為更加全面的考察扶貧政策的經(jīng)濟(jì)社會(huì)效果提供了更加全面的視野。在當(dāng)前中國(guó)城市化和老齡化進(jìn)程雙重加速的宏觀經(jīng)濟(jì)背景下，普通勞動(dòng)力需求正在增加，普通勞動(dòng)力的工資率迎勢(shì)而上，這一方面有利于改善貧困家庭供給勞動(dòng)的收入，但也增加了貧困家庭青少年接受學(xué)校教育的機(jī)會(huì)成本。貧困家庭子女的勞動(dòng)力供給決策對(duì)工資上漲反應(yīng)敏感（Yi et al., 2012；Zhang et al., 2013），收入機(jī)會(huì)的增加會(huì)誘導(dǎo)他們更早的進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)而放棄接受學(xué)校教育。未來(lái)的政策有必要通過增加低收入家庭的實(shí)際收入或改善教育質(zhì)量等措施，提高這些家庭學(xué)齡人口（輟學(xué)而）過早進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)的保留工資，激勵(lì)他們接受更多學(xué)校教育。人力資本對(duì)于促進(jìn)增長(zhǎng)和脫離貧困具有重要作用已是共識(shí)，貧困人口人力資本積累不足可能增加他們長(zhǎng)期陷入貧困陷阱的風(fēng)險(xiǎn)。因此，未來(lái)的扶貧政策和配套教育政策有必要更加關(guān)注貧困人口對(duì)教育的提升，為貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展和貧困人口持續(xù)增收提供更加充足的智力源泉。

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