王守坤

內(nèi)容提要 國家級貧困縣政策是我國精準(zhǔn)扶貧工作的重要舉措。具有國家級貧困縣身份，相當(dāng)于擁有了獲得國家優(yōu)惠政策支持的重要經(jīng)濟資源。本文通過截面普通最小二乘法以及處理效應(yīng)模型估計，發(fā)現(xiàn)相對于地理發(fā)展條件相似的周邊非國家級貧困縣，國家級貧困縣具有更大的城鄉(xiāng)收入差距。在控制民族自治縣與省會城市管轄縣啞變量、刪除縣級市樣本、刪除革命根據(jù)地樣本等穩(wěn)健性檢驗之后，上述結(jié)論同樣成立。進一步的作用機制分析顯示，國家級貧困縣具有更高的農(nóng)村人口比例和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資完成額比例，這打破了城市化進程對于縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用鏈條，從而擴大了縣級城鄉(xiāng)收入差距。在政策內(nèi)涵層面，政府部門需要采取各種措施增強農(nóng)村勞動力流動到城市的可能性，最終使得城鄉(xiāng)人民大眾都能夠更充分地享有國家優(yōu)惠政策扶持帶來的發(fā)展成果。

關(guān)鍵詞 國家級貧困縣 長征沿線縣 城鄉(xiāng)收入差距 處理效應(yīng)模型

〔中圖分類號〕F224.0 〔文獻(xiàn)標(biāo)識碼〕A 〔文章編號〕0447-662X（2018）10-0043-09

一、引言

自20世紀(jì)80年代末以來，雖然我國的城鄉(xiāng)居民收入差距趨勢變化存在波動性，但是一直沒有被完全消除。Ravallion和Chen通過對泰爾指數(shù)的分解發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)收入差距對于我國總體收入差距始終具有較高的貢獻(xiàn)率，其在20世紀(jì)80年代為30%，在21世紀(jì)初為50%，之后則一直維持在47%以上。①胡志軍等通過分解基尼系數(shù)也有類似的發(fā)現(xiàn)，即城鄉(xiāng)收入差距對我國總體收入差距的貢獻(xiàn)率從1985年的50.6%上升到了2000年的60.7%，在2001年后則一直維持在60%左右。②在追求經(jīng)濟增長的同時如果忽略城鄉(xiāng)收入差距問題，很有可能最終不利于經(jīng)濟增長的可持續(xù)性和質(zhì)量提升。

農(nóng)村人口全面脫貧是2020年我國全面建成小康社會的重要任務(wù)之一。實際上，我國扶貧開發(fā)始于上世紀(jì)80年代中期，通過近30余年的不懈努力，取得了輝煌成就。這表現(xiàn)在我國農(nóng)村地區(qū)的貧困人口大量減少，逾7億人摘掉了貧困帽子，對于聯(lián)合國千年發(fā)展目標(biāo)而言，甚至貢獻(xiàn)了約70%的減貧人口。汪三貴：《“六個精準(zhǔn)”決勝扶貧攻堅》，《時事報告》2015年第11期。針對扶貧方式而言，主要包括改善農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施、發(fā)展農(nóng)村特色產(chǎn)業(yè)以及增加農(nóng)村貧困地區(qū)的教育投入等措施。在眾多扶貧政策中，將滿足一定標(biāo)準(zhǔn)的貧困縣或縣級市（后文統(tǒng)稱為縣）劃定為國家級扶貧重點縣，也無疑是一個重要舉措。國家對貧困縣進行各類優(yōu)惠政策與財政資金扶持的最終目的是實現(xiàn)人民生活水平的提升，使得城鄉(xiāng)居民都可以分享經(jīng)濟發(fā)展的成果。貧困縣身份認(rèn)定附帶許多顯性或隱性的扶持措施，成為國家級貧困縣以后，該縣就可以在專項貸款、財政轉(zhuǎn)移支付和扶貧補助金等方面獲得上級政府尤其是中央政府的傾斜性支持。正因為貧困縣身份具有較高的“含金量”，它有時會成為一些落后縣不斷追逐或不愿放棄的身份，甚至有的縣在地方政府網(wǎng)站上發(fā)布“特大喜訊”來慶賀被確定為國家級貧困縣。

國家扶貧政策使得大量農(nóng)村居民得以脫貧，直接提高了農(nóng)村居民的可支配收入。然而，本文關(guān)注的是國家扶貧政策效應(yīng)評估中的另外一個維度，即在眾多針對農(nóng)村地區(qū)的扶貧措施作用下，縣級城鄉(xiāng)收入差距是否也相應(yīng)縮小了？該問題的答案并非是顯而易見的。一方面，扶貧政策支持下的農(nóng)村地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展了，農(nóng)村居民的可支配收入增加了，農(nóng)村居民的教育投入也增加了，這的確是縮小城鄉(xiāng)收入差距的力量；另一方面，由于大量財政資金和經(jīng)濟資源被用于農(nóng)村地區(qū)，這也很可能在微觀上改變部分農(nóng)村居民進行城鄉(xiāng)間流動的決策，從而使得農(nóng)村居民通過城鄉(xiāng)間流動縮小城鄉(xiāng)收入差距的邏輯鏈條不再成立（具體邏輯參見后文第四部分）。由此可見，通過規(guī)范的實證分析判斷扶貧政策是否相應(yīng)地縮小了城鄉(xiāng)收入差距是必要的。本文將從國家級貧困縣身份與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系角度，評估國家級貧困縣政策所產(chǎn)生的經(jīng)濟績效。我們將回答以下問題，即相比于地理環(huán)境等地理發(fā)展條件相似的周邊其他非國家級貧困縣，國家級貧困縣身份擴大還是縮小了城鄉(xiāng)收入差距？本文將分析時間段設(shè)置為縣級數(shù)據(jù)相對完整的2005-2010年，且通過截面普通最小二乘法與處理效應(yīng)模型（Treatment Effects Model）Maddala S.， Limited-dependent and Qualitative Variables in Econometrics， Cambridge： Cambridge University Press， 1983.分析發(fā)現(xiàn)，相對于地理發(fā)展條件相似的周邊非國家級貧困縣，國家級貧困縣具有更大的城鄉(xiāng)收入差距。在控制了民族自治縣與省會城市管轄縣啞變量、刪除縣級市樣本、刪除革命根據(jù)地樣本等穩(wěn)健性檢驗之后，上述結(jié)論同樣成立。進一步的作用機制分析顯示，在能夠享有各類扶持政策的前提下，國家級貧困縣在農(nóng)村地區(qū)配置了更多的經(jīng)濟資源，且具有更高的農(nóng)村人口比例和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資完成額比例，這打破了城市化進程對于縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用鏈條，從而擴大了縣級城鄉(xiāng)收入差距。

本文其余部分結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為模型設(shè)置與數(shù)據(jù)說明，第三部分為回歸結(jié)果解析及穩(wěn)健性檢驗，第四部分為作用機制分析，第五部分是結(jié)論與建議。

二、模型設(shè)置與數(shù)據(jù)說明

1. 模型設(shè)置

縣級政府是我國政府組織體系的基礎(chǔ)，長期以來承擔(dān)著大量義務(wù)教育、醫(yī)療衛(wèi)生以及社會保障等基本公共服務(wù)職責(zé)。賈俊雪、郭慶旺、寧靜：《財政分權(quán)、政府治理結(jié)構(gòu)與縣級財政解困》，《管理世界》2011年第1期。為了識別國家級貧困縣身份對于城鄉(xiāng)收入差距的影響，本文將計量模型的自變量設(shè)定為國家級貧困縣啞變量，其賦值規(guī)則為：若一個縣屬于國家級貧困縣，賦值為1，否則為0。由于本文的核心自變量即國家級貧困縣身份在樣本時間段內(nèi)不隨時間而變化，故為了突出考察國家級貧困縣與周邊非國家級貧困縣的橫向差異，我們使用單一年度的截面數(shù)據(jù)，并采用兩類計量模型展開分析。

首先，是采用普通最小二乘法（OLS）進行截面回歸，且將截面數(shù)據(jù)估計模型設(shè)置為如下形式：

Gapi為因變量，即樣本縣i的縣級城鄉(xiāng)收入差距，在有限的縣級數(shù)據(jù)指標(biāo)中，我們依據(jù)通常作法采用縣級城鎮(zhèn)職工平均工資與農(nóng)村居民人均純收入的比值來衡量。Countyi為依據(jù)是否屬于國家級貧困縣而賦值的啞變量，其系數(shù)γ正是本文關(guān)注的系數(shù)估計值，它反映了國家級貧困縣與地理發(fā)展條件相似的周邊非國家級貧困縣之間城鄉(xiāng)收入差距的橫向均值差異。α為常數(shù)項，εi是干擾項。

Xi為控制變量集。我們采用2001年確定的國家扶貧開發(fā)工作重點縣構(gòu)造核心自變量， 國家級貧困縣身份均獲得于本文數(shù)據(jù)時間段即2005-2010年之前，故而影響因變量Gapi的一些社會經(jīng)濟因素也極有可能是國家級貧困縣身份的結(jié)果變量（Outcome Variables）。此時，在控制變量集中加入這些結(jié)果變量就會吸收國家級貧困縣身份本身對于因變量的影響，從而使模型核心自變量系數(shù)發(fā)生估計偏誤。Angrist J. and Pischke J.， Mostly Harmless Econometrics， Princeton： Princeton University Press， 2009.為了避免這類“壞的控制變量”問題（Bad Controls），本文回歸模型的控制變量僅包括：（1）縣與中心城市之間的經(jīng)緯度距離。中心城市定義為兩類，分別是縣域所屬的地級市與所屬省域的省會城市。省會城市通常是省內(nèi)經(jīng)濟中心，較大的經(jīng)濟規(guī)模使其對省內(nèi)各縣具有較強的輻射效應(yīng)。地級市則是一定地域范圍內(nèi)的經(jīng)濟中心，對轄區(qū)內(nèi)的縣同樣具有溢出效應(yīng)。宋小寧、陳斌、梁琦：《區(qū)位劣勢和縣域行政管理費增長》，《經(jīng)濟研究》2015年第3期。如果一個縣域遠(yuǎn)離中心城市，它可能就無法獲得中心城市的各種資本、技術(shù)和人才溢出效應(yīng)，無法在發(fā)揮自身比較優(yōu)勢的基礎(chǔ)上充分參與市場分工，從而不利于該地區(qū)的社會經(jīng)濟發(fā)展。Cai H. and Treisman D.， “Does Competition for Capital Discipline Governments？ Decentralization， Globalization， and Public Policy，” American Economic Review， vol.95， no.3， 2005， pp.817～830.（2）縣域平均海拔對數(shù)值和平均坡度對數(shù)值。這兩個變量體現(xiàn)了縣域社會經(jīng)濟發(fā)展面臨的基本自然環(huán)境，同時也是上述距離類地理信息控制變量的進一步補充。（3）地級市固定效應(yīng)。我們的核心自變量不隨時間改變，如果加入縣級固定效應(yīng)，會使得國家級貧困縣啞變量的作用被個體固定效應(yīng)吸收，從而無法估計出國家級貧困縣身份對因變量的作用系數(shù)。因此，我們加入地級市固定效應(yīng)以盡量控制不同地級市之間的異質(zhì)性。

其次，是采用處理效應(yīng)模型進行截面估計。截面OLS回歸的識別策略若要成立，需要排除“樣本選擇難題”（Sample Selection Problem）所造成的內(nèi)生性，即某縣不能被一些不可觀測的地區(qū)特征遺漏因素顯著地影響其是否成為國家級貧困縣。如果存在某些不可觀測的遺漏因素，不但影響了一個縣是否能夠獲得國家級貧困縣身份，而且該因素又與城鄉(xiāng)收入差距相聯(lián)系，那么，此時計量模型估計結(jié)果刻畫的就是那些與國家級貧困縣身份相關(guān)聯(lián)的不可觀測遺漏因素的作用，而不是國家級貧困縣身份本身的影響。這種內(nèi)生性問題的存在，使得我們需要采用適用于內(nèi)生性自變量屬于啞變量情形的處理效應(yīng)模型（Treatment Effects Model）進行計量分析，其形式如下：

上式中第一個方程與（1）式模型完全一致，第二個方程為處理方程（Treatment Equation），其中，Zi中包含了影響一個縣是否成為國家級貧困縣的相關(guān)因素。處理方程至少需要包含一個外生的且影響核心自變量即內(nèi)生性啞變量的外生變量，且該外生變量不被同時包含在主回歸方程之中。這時，該外生變量實際上是內(nèi)生性啞變量的工具變量。本文中，Zi除了繼續(xù)包含縣與中心城市距離對數(shù)、平均海拔對數(shù)、平均坡度對數(shù)以及地級市固定效應(yīng)外，還包括一個影響國家級貧困縣啞變量的工具變量——長征沿線縣啞變量。

之所以選擇長征沿線縣啞變量作為核心自變量即國家級貧困縣啞變量的工具變量，一方面是因為該變量與核心自變量存在相關(guān)性。長征作為一個具有里程碑意義的歷史事件，賦予了所經(jīng)過地區(qū)一種特殊的政治資源稟賦?，F(xiàn)有的經(jīng)驗文獻(xiàn)已經(jīng)發(fā)現(xiàn)長征提升了長征沿線縣成為國家級貧困縣的概率，Park A.， Wang S. and Wu G.， “Regional Poverty Targeting in China，” Journal of Public Economics， no.1， 2002， pp.123～153； Rupelle M. and Li S.， “Inequality Persistence and Revolution： What Can We Learn from the Long March in China？” http：//www.parisschoolofeconomics.eu/IMG/pdf/JobMarket-1paper-DELARUPELLE-PSE.pdf， 2012；劉暢、馬光榮：《財政轉(zhuǎn)移支付會產(chǎn)生“粘蠅紙效應(yīng)”嗎？》，《經(jīng)濟學(xué)報》2015年第1期。這表現(xiàn)在一些不完全符合相關(guān)規(guī)則的長征沿線縣也被納入了國家級貧困縣名單。然而，值得說明的是，并非所有的長征沿線縣都被賦予了國家級貧困縣身份，同時，非國家級貧困縣中也存在部分長征沿線縣。具體而言，在本文樣本所涉及的377個國家級貧困縣中，有100個屬于長征沿線縣，占比為26.5%；而351個周邊非國家級貧困縣中，也有82個屬于長征沿線縣，占比為23.4%。由此可知，本文所選擇的工具變量與內(nèi)生變量之間并不存在必然的對應(yīng)關(guān)系，二者在賦值方面的充分變化使得該工具變量具有了較好的合理性，即長征沿線縣身份可以作為是否成為國家級貧困縣身份的一個外生沖擊。另一方面是由于該工具變量的賦值具有一定程度的隨機性。這是因為長征路線選擇事前并沒有做任何部署，且行軍途中的方向選擇也往往是基于軍事斗爭策略的考慮。

2. 數(shù)據(jù)說明

如前文所述，為解決遺漏變量引起的內(nèi)生性問題，本文處理效應(yīng)模型中的外生變量是依據(jù)長征路線而構(gòu)建的，故我們選擇縣級樣本的范圍限制在長征路線之上的12個省級行政區(qū)。依據(jù)官方記錄，長征共經(jīng)過了15個省級行政區(qū)（參見《各路紅軍長征經(jīng)過的省份》，《人民日報》2016年10月2日），但是2001年頒布實施《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要（2001-2010年）》之后，東部省份內(nèi)不再設(shè)置國家級貧困縣或國家扶貧開發(fā)工作重點縣，因而本文樣本時間段內(nèi)不再涉及福建和廣東；同時由于青海省中長征沿線縣只有一個且數(shù)據(jù)質(zhì)量較差，故也將其予以刪除。最終，本文回歸分析所采用的縣級樣本主要涉及12個省級行政區(qū)，它們分別是江西、湖南、廣西、貴州、重慶、云南、四川、河南、湖北、甘肅、寧夏、陜西。雖然長征路線的形成是在村級地區(qū)進行的，但囿于村級及鄉(xiāng)鎮(zhèn)數(shù)據(jù)的可獲得性，本文將回歸樣本限定為縣級行政區(qū)域，即包括縣與縣級市（統(tǒng)稱為縣）。長征沿線縣名單根據(jù)中國網(wǎng)、人民網(wǎng)等國家權(quán)威網(wǎng)站公布的中國工農(nóng)紅軍長征路線獲得?？紤]到縣級數(shù)據(jù)的完整性，本文選定2005-2010年間的年度截面數(shù)據(jù)展開分析，涉及的縣級原始數(shù)據(jù)來自《中國縣（市）社會經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》和《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。對于地理信息控制變量而言，樣本縣與中心城市的經(jīng)緯度距離是根據(jù)國家地理信息公共服務(wù)平臺查詢到的經(jīng)緯度數(shù)據(jù)進行計算后獲得；縣域平均海拔和平均坡度原始數(shù)據(jù)是根據(jù)中國科學(xué)院資源環(huán)境科學(xué)數(shù)據(jù)中心公布的中國海拔高度DEM（SRTM 90m）空間分布、中國100萬地貌類型空間分布以及中國縣級行政邊界數(shù)據(jù)，采用ArcGIS軟件進行提取而得。

我國疆域廣大，不同地區(qū)的經(jīng)濟與社會特征差異明顯，若將全國所有非國家級貧困縣納入計量分析，會產(chǎn)生較大噪音進而造成估計偏誤。為獲得精確估計，我們依據(jù)至少擁有一個國家級貧困縣的原則來篩選地級市，將這些地級市中的國家級貧困縣作為處理組，將其中的非國家級貧困縣作為對照組。按照上述規(guī)則，本文樣本共包括377個國家級貧困縣與351個周邊非國家級貧困縣，涉及12個省級行政區(qū)的95個地級市。需要說明的是，地級市轄區(qū)的行政管理體制與縣或縣級市具有系統(tǒng)性差異，即縣域會擁有遠(yuǎn)大于市轄區(qū)的面積和人口，且其自主管理權(quán)遠(yuǎn)大于市轄區(qū)，宋小寧、陳斌、梁琦：《區(qū)位劣勢和縣域行政管理費增長》，《經(jīng)濟研究》2015年第3期。故本文數(shù)據(jù)樣本不包含地級市轄區(qū)。重慶市于1997年成為直轄市，本文中隸屬于重慶市的縣到中心城市的距離分別取其與成都市、重慶市的經(jīng)緯度距離。此外，在縣域年度價格指數(shù)缺失嚴(yán)重的情況下，為了消除價格因素的影響，本文按照通常的做法，將具有貨幣單位的相關(guān)變量均采用地級市GDP指數(shù)折算為以2005年為基期的實際值。值得指出的還有，本文對所有連續(xù)型變量也均進行了對數(shù)化處理以弱化異方差性。各變量的描述性統(tǒng)計見表1。

三、基準(zhǔn)回歸結(jié)果及穩(wěn)健性檢驗

1. 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

我們所關(guān)注的核心自變量是啞變量，其不隨樣本時間維度發(fā)生變化，如果采取面板固定效應(yīng)估計，會使得國家級貧困縣啞變量的作用被個體固定效應(yīng)吸收，從而無法估計出國家級貧困縣身份對于因變量的邊際影響。同時，面板隨機效應(yīng)模型也無法采用，這是因為它要求截面?zhèn)€體與所有解釋變量無關(guān)，否則會產(chǎn)生有偏且非一致的估計結(jié)果。顯然，面板隨機效應(yīng)模型的假定對于我國發(fā)展程度差異較大的不同地區(qū)而言太過嚴(yán)格。因此，我們采用截面數(shù)據(jù)分別進行OLS和處理效應(yīng)模型估計。值得指出的是，與Heckit兩步法相比，采用極大似然法（ML）估計處理效應(yīng)模型參數(shù)的效率更高，這是因為前者會將第一步估計中的誤差帶入第二步中，從而導(dǎo)致效率損失。

截面OLS和處理效應(yīng)模型主回歸方程的估計結(jié)果見表2和表3。表3中還報告了判斷處理效應(yīng)模型內(nèi)生性存在與否的Wald檢驗P值，結(jié)果顯示，各模型均不能拒絕處理效應(yīng)模型不存在內(nèi)生性的原假設(shè)。為了簡化表格，表3中沒有展示處理效應(yīng)模型中處理方程的回歸結(jié)果，但是其系數(shù)估計均符合預(yù)期，即長征沿線縣啞變量在1%顯著性水平上為正，這意味著長征沿線縣確實更有可能獲得國家級貧困縣身份。表2和表3顯示，無論是基于2005-2010年間的年度截面數(shù)據(jù)，還是基于樣本時間段內(nèi)的均值而言，核心自變量系數(shù)都至少在1%顯著性水平上為正值，這意味著相對于周邊非國家級貧困縣而言，國家級貧困縣確實具有更大的城鄉(xiāng)收入差距。

2. 穩(wěn)健性檢驗

在基準(zhǔn)樣本回歸基礎(chǔ)上，我們進行了如表4所示的穩(wěn)健性檢驗，估計結(jié)果均顯示國家級貧困縣啞變量系數(shù)僅發(fā)生了較小變化，原有結(jié)論本質(zhì)上未發(fā)生變化。

穩(wěn)健性檢驗具體包括：

（1）進一步控制民族自治縣與省會城市管轄縣啞變量。民族結(jié)構(gòu)是各類歷史因素綜合作用的結(jié)果，而且屬于少數(shù)民族集聚地區(qū)也會得到某些政策扶持。同時，我國經(jīng)濟社會發(fā)展資源主要被政府部門調(diào)控，且級別越高的地方政府掌握的資源總量越多。因此，一個縣是否隸屬于省會城市管轄，實際上也意味著其與經(jīng)濟發(fā)展資源的經(jīng)濟距離的遠(yuǎn)近。加入上述兩個控制變量之后的回歸結(jié)果沒有改變原有結(jié)論。

（2）刪除了縣級市樣本。考慮到普通縣與縣級市畢竟在行政體制上存在差別，我們刪除了基準(zhǔn)樣本中涉及的71個縣級市進行回歸，發(fā)現(xiàn)所有處理效應(yīng)模型中國家級貧困縣啞變量的顯著性均未發(fā)生變化。

（3）刪除長征首尾革命根據(jù)地樣本。國家級貧困縣可能同時也是革命根據(jù)地，尤其是長征首尾的縣級政府。如果本文的估計系數(shù)包含革命根據(jù)地的影響，那么識別出的效果可能就不僅是國家級貧困縣的效果，還混雜了革命根據(jù)地相關(guān)優(yōu)惠政策的效果。因此，我們刪除了屬于中央革命根據(jù)地和陜甘寧根據(jù)地的樣本對相關(guān)回歸進行重新考察。其中，中央革命根據(jù)地涉及了江西61個樣本，陜甘寧根據(jù)地具體包括陜西76個樣本、甘肅55個樣本和寧夏9個樣本。將上述長征首尾革命根據(jù)地樣本刪除后，我們發(fā)現(xiàn)核心自變量即國家級貧困縣啞變量的估計系數(shù)的顯著性與前文保持了一致，故原有結(jié)論同樣維持不變。

四、作用機制分析

我們已經(jīng)發(fā)現(xiàn)，相比于周邊非國家級貧困縣，國家級貧困縣具有更大的城鄉(xiāng)收入差距。那么，接下來的問題是，該情形是通過何種渠道而發(fā)生的。在現(xiàn)有的縣級數(shù)據(jù)統(tǒng)計資料中，按照城鎮(zhèn)和農(nóng)村劃分后統(tǒng)計的指標(biāo)比較有限。依據(jù)國家級貧困縣政策的扶貧指向，即其重點是針對存在于農(nóng)村地區(qū)的貧困人口，本文選擇農(nóng)村人口比例和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資完成額比例作為可能的機制變量，其中，前者是農(nóng)村人口占總?cè)丝诘谋壤?，后者是農(nóng)村固定資產(chǎn)投資完成額占總固定資產(chǎn)投資完成額的比例。雖然上述兩個機制變量僅針對農(nóng)村地區(qū)構(gòu)建，但是因為其屬于比例類變量，故實際上也蘊含著城鎮(zhèn)地區(qū)的相關(guān)信息。

接下來，機制分析的思路是：首先，判斷國家級貧困縣與機制變量的關(guān)系；其次，確認(rèn)機制變量與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系；最后，根據(jù)上述步驟綜合判斷機制分析是否成立。我們分別進行截面OLS與處理效應(yīng)模型估計，結(jié)果見表5和表6。表5顯示，除了因變量為農(nóng)村固定資產(chǎn)投資完成額比例時的OLS回歸中核心自變量系數(shù)為不顯著正值外，其他情形下的核心自變量估計系數(shù)均顯著為正。這意味著，在我們的縣級樣本范圍內(nèi)，相對于周邊非國家級貧困縣，國家級貧困縣具有更高的農(nóng)村人口比例和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資完成額比例。可見，在針對貧困地區(qū)的各類扶持優(yōu)惠政策或財政資金支持的影響下，國家級貧困縣將更多的經(jīng)濟資源配置到了農(nóng)村地區(qū)。進一步，表6顯示，兩個機制變量，即農(nóng)村人口比例和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資完成額比例，與縣級城鄉(xiāng)收入差距之間均呈現(xiàn)出了顯著的正相關(guān)關(guān)系，即二者數(shù)值越高，城鄉(xiāng)收入差距也就越高。

綜合表5和表6所展示的信息可知，國家級貧困縣的農(nóng)村地區(qū)雖然可以獲得更多的政策扶持，但是該種情形客觀造成了一個負(fù)面結(jié)果，那就是城鄉(xiāng)收入差距的擴大。許多學(xué)者充分闡釋了城市化可以縮小城鄉(xiāng)收入差距的理論邏輯。呂煒、高飛：《城鎮(zhèn)化、市民化與城鄉(xiāng)收入差距》，《財貿(mào)經(jīng)濟》2013年第12期；陸銘、向?qū)捇ⅲ骸镀平庑逝c平衡的沖突——論中國的區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略》，《經(jīng)濟社會體制比較》2014年第4期；陸銘：《求解“不可能三角”：理性、公正與效率》，《探索與爭鳴》2015年第10期。一般而言，在城市化與工業(yè)化的進程中，自然出現(xiàn)的一個趨勢是勞動力從農(nóng)村向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，且通過這個過程往往可以實現(xiàn)城鄉(xiāng)收入差距的縮小。原因在于：一方面，在城市化過程中，農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移目的地是生產(chǎn)率更高的城市部門，這本身屬于勞動力資源的優(yōu)化配置。從農(nóng)村地區(qū)轉(zhuǎn)移而來的勞動力數(shù)量將增加城市勞動力市場的競爭，降低城市勞動力的平均工資。另一方面，農(nóng)村勞動力向城市流動之后，農(nóng)村剩余勞動力的減少會提高農(nóng)村地區(qū)的人均資源占有量，比如人均耕地資源，從而有利于通過農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營等途徑使得農(nóng)村勞動生產(chǎn)率獲得提升。此外，流向城市的勞動力也可能將在城市部門工作積累的資金帶回農(nóng)村，用于農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資，改善農(nóng)村生產(chǎn)生活條件，這也有利于提高農(nóng)民收入水平。兀晶、盧海霞：《城鎮(zhèn)化、城市偏向?qū)Τ青l(xiāng)收入差距的影響》，《經(jīng)濟問題》2015年第9期。然而，當(dāng)國家級貧困縣的農(nóng)村地區(qū)可以獲得更多的資源扶持時，就可能改變勞動力流動決策的成本和收益相對大小，從而使得城市化縮小城鄉(xiāng)收入差距的邏輯鏈條不再成立，從而導(dǎo)致縣級城鄉(xiāng)收入差距的擴大。

五、結(jié)論與建議

國家級貧困縣政策是我國精準(zhǔn)扶貧工作的重要舉措。具有國家級貧困縣身份，相當(dāng)于擁有了獲得國家優(yōu)惠政策支持的重要經(jīng)濟資源。本文從國家級貧困縣身份與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系角度，評估了國家級貧困縣政策所產(chǎn)生的經(jīng)濟績效。研究發(fā)現(xiàn)，相對于地理發(fā)展條件相似的周邊非國家級貧困縣，國家級貧困縣具有更大的城鄉(xiāng)收入差距。為了解決可能存在的遺漏變量引起的內(nèi)生性問題，我們謹(jǐn)慎地選擇了估計樣本，盡量多地加入了地理信息類控制變量，也使用了能夠減弱啞變量內(nèi)生性問題的處理效應(yīng)模型。當(dāng)然，在控制了民族自治縣與省會城市管轄縣啞變量、刪除縣級市樣本、刪除革命根據(jù)地樣本等穩(wěn)健性檢驗之后，上述結(jié)論同樣成立。

進一步，我們也嘗試回答了為什么國家級貧困縣具有更大的城鄉(xiāng)收入差距。作用機制分析顯示，在我們的縣級樣本范圍內(nèi)，相對于周邊非國家級貧困縣，國家級貧困縣具有更高的農(nóng)村人口比例和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資完成額比例。這意味著在針對貧困地區(qū)的各類扶持優(yōu)惠政策或財政資金支持的影響下，國家級貧困縣將更多的經(jīng)濟資源配置到了農(nóng)村地區(qū)。同時，兩個機制變量即農(nóng)村人口比例和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資完成額比例，與縣級城鄉(xiāng)收入差距之間均呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系。最終，可以得出的結(jié)論是，國家級貧困縣的農(nóng)村地區(qū)雖然可以獲得更多的政策扶持，但是該種情形很可能改變勞動力流動決策的成本和收益相對大小，從而使得城市化縮小城鄉(xiāng)收入差距的邏輯鏈條不再成立，即客觀造成了城鄉(xiāng)收入差距擴大的負(fù)面結(jié)果。

本文結(jié)論有利于客觀評估對于落后地區(qū)優(yōu)惠扶持政策的經(jīng)濟績效。單純依賴上級政府的優(yōu)惠扶持政策或財政資金轉(zhuǎn)移支付，并不能自然地實現(xiàn)城鄉(xiāng)居民收入差距的縮小。在一定意義上，當(dāng)城鄉(xiāng)人民大眾都能夠更充分地享有國家優(yōu)惠政策扶持而帶來的發(fā)展成果時，經(jīng)濟資源在城鄉(xiāng)之間的配置效率才真正達(dá)到了最優(yōu)化。在追求城鄉(xiāng)之間平衡發(fā)展目標(biāo)時，并不是需要規(guī)?；蚩偭恳饬x上平衡，實際上，在人均意義上實現(xiàn)平衡才能達(dá)到城鄉(xiāng)居民都能夠分享經(jīng)濟發(fā)展成果的目標(biāo)。當(dāng)然，總量上的城鄉(xiāng)間平衡也最難以實現(xiàn)，這是因為經(jīng)濟和人口集聚發(fā)展是符合規(guī)模經(jīng)濟的總體趨勢。陸銘、陳釗：《為什么土地和戶籍制度需要聯(lián)動改革》，《學(xué)術(shù)月刊》2009年第9期。越是經(jīng)濟發(fā)達(dá)的國家，其經(jīng)濟活動和人口就越向城市的周圍集聚。為了實現(xiàn)“在集聚中走向平衡”的城鄉(xiāng)發(fā)展路徑，本文提出以下三點具有可行性的政策措施：

第一，解除限制農(nóng)村人口流向城鎮(zhèn)的諸多限制。對于我國而言，城鄉(xiāng)間平衡發(fā)展的關(guān)鍵是農(nóng)村勞動力能夠自由流動，并能夠轉(zhuǎn)化為真正的市民。然而，基于對城市公共資源和就業(yè)崗位的保護，城市地區(qū)總是或至少部分地存在戶籍歧視的現(xiàn)象。戶籍歧視使得農(nóng)村居民在工資水平、職業(yè)培訓(xùn)力度、社會保障、子女教育等方面不能享有與城市人口同等的待遇，進而抑制了農(nóng)村居民收入增長的可能性。萬海遠(yuǎn)等采用傾向得分匹配與雙重差分方法分析發(fā)現(xiàn)，戶籍歧視使得農(nóng)村居民個體的收入減少了3.5%。萬海遠(yuǎn)、李實：《戶籍歧視對城鄉(xiāng)收入差距的影響》，《經(jīng)濟研究》2013年第9期。所以，政府部門應(yīng)該逐步降低農(nóng)村居民獲取本地城鎮(zhèn)戶籍的門檻，在戶籍政策方面作出調(diào)整，包括逐步建立統(tǒng)一的戶口登記制度，允許農(nóng)村勞動力在一定年限內(nèi)轉(zhuǎn)變?yōu)槌鞘芯用?，逐步使戶籍制度與各種福利待遇相脫鉤，使其盡快回歸到單純的人口統(tǒng)計等戶籍功能。

第二，政府部門應(yīng)該更加重視在金融資源獲取層面實施造血式扶貧政策。在農(nóng)村地區(qū)努力發(fā)展勞動密集型的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，增加農(nóng)村居民的非農(nóng)就業(yè)機會，是增加農(nóng)村居民收入的一個有效渠道。然而，在我國城鄉(xiāng)之間存在二元分割的大背景下，金融資源存在明顯的二元特征。造血式扶貧政策面臨的一個首要約束是農(nóng)村金融資源的短缺，這表現(xiàn)為農(nóng)村地區(qū)的金融資源難以為農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展提供精準(zhǔn)有效的資金融通渠道。龍海明、凌煉、譚聰杰、王志鵬：《城鄉(xiāng)收入差距的區(qū)域差異性研究》，《金融研究》2015年第3期。政府部門應(yīng)該重視新型農(nóng)村金融機構(gòu)的發(fā)展，增強其對農(nóng)村居民進行涉農(nóng)企業(yè)創(chuàng)業(yè)的支持力度和對農(nóng)村社會基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投資力度，從根本上提高農(nóng)村居民的勞動生產(chǎn)率。此外，需要提出的是，賈俊雪等已經(jīng)證明小額信貸對貧困農(nóng)村居民增加收入具有積極的促進作用，其可以促使貧困村農(nóng)戶人均純收入的增速提高4.1%，而與此同時無償?shù)馁Y本補貼扶貧形式的效果則較弱。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》，《中國社會科學(xué)》2017年第9期。因此，我們可以更加積極地運用小額信貸這一扶貧方式，有效激發(fā)貧困農(nóng)村居民的脫貧主動性和自我發(fā)展能力。

第三，政府部門應(yīng)該推進城鄉(xiāng)之間公共服務(wù)的適度均等化，建立健全農(nóng)民工社會保障體系，讓社會公共服務(wù)在城鄉(xiāng)之間的差異得到最大限度的彌補。目前我國的情況是，地方政府往往僅是以土地的城鎮(zhèn)化為目標(biāo)取向，社會服務(wù)層面上的真正的市民化轉(zhuǎn)變卻難以實現(xiàn)。李尚蒲、羅必良：《城鄉(xiāng)收入差距與城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略選擇》，《農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題》2012年第8期。呂煒和高飛構(gòu)建了二元結(jié)構(gòu)下市民化措施影響城鄉(xiāng)收入差距的一般均衡模型，在此基礎(chǔ)上通過數(shù)值模擬的方法動態(tài)模擬了城鄉(xiāng)收入差距的演變路徑，研究發(fā)現(xiàn)快速推進的城鎮(zhèn)化以及能夠降低公共服務(wù)差異的市民化措施可以縮小城鄉(xiāng)收入差距。呂煒、高飛：《城鎮(zhèn)化、市民化與城鄉(xiāng)收入差距》，《財貿(mào)經(jīng)濟》2013年第12期。同時，在城鄉(xiāng)教育服務(wù)層面，陳斌開等認(rèn)為我國教育經(jīng)費投入政策很大程度上導(dǎo)致了城鄉(xiāng)公共教育水平差異，進而城鄉(xiāng)公共教育支出規(guī)模差異對城鄉(xiāng)收入差距擴大的貢獻(xiàn)率甚至達(dá)到了35%。陳斌開、張鵬飛、楊汝岱：《政府教育投入、人力資本投資與中國城鄉(xiāng)收入差距》，《管理世界》2010年第1期。因此，未來需要縮小有無本地戶籍的常住人口在享有幼兒園、中小學(xué)等基礎(chǔ)教育資源方面的權(quán)利差距，最終通過各類專項財政轉(zhuǎn)移支付的方式推進城鄉(xiāng)間教育資源的適度均等化。

作者單位：江西財經(jīng)大學(xué)規(guī)制與競爭研究中心、江西財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院

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