省际对口支援与农户生活水平提升——基于消费视角的实证检验

徐 明

（广东外语外贸大学 经济贸易学院,广东 广州 510006）

一、引言

消费关系到内需增长和民生福祉，内需不足是中国经济发展不平衡不充分的重要体现之一。长期以来，依靠外需的增长模式使中国经济面临的不确定性和挑战日益增大。在当前国际国内环境下，转变经济发展方式是国民经济持续稳定发展的必然选择。尽管中国消费增长率在2011年以后开始超过经济增长率，并且消费对经济增长的贡献率逐渐提升，但中国居民消费率依然严重低于世界发达国家水平，内需不足的结构性矛盾成为制约中国经济持续发展的重要因素（陈斌开和李涛，2019）。2021年，中央一号文件《中共中央国务院关于全面推进乡村振兴加快农业农村现代化的意见》将“全面推进乡村振兴”作为今后农村工作的重点，并提出“深化拓展消费帮扶”。当前在新发展格局下，农户增收和增强消费，既关系到巩固拓展脱贫成果与乡村振兴的有效衔接，也关系到借助消费需求形成强大国内市场，发挥消费在双循环新发展格局中的基础性和引领性作用，这是摆在“十四五”期间的核心命题。

本文关注到在中国脱贫攻坚的减贫实践中，省际对口支援对改善当地农户生活水平的重要作用。在理论上，省际对口支援至少可以在三个方面影响农户生活消费水平。第一，在宏观经济增长层面，对口帮扶可以推进贫困地区经济发展水平（刘金山和徐明，2017），进而为提升本地整体消费层次奠定宏观经济基础。第二，在微观个体就业和消费能力层面，对口支援的产业帮扶会创造大量本地就业机会，可以促进本地农户就业率，进而提升其收入和消费水平。并且，援建项目可以通过“以工代赈”的方式提升农户收入水平。第三，在稳定预期和消费信心层面，对口支援的民生援建项目可以在很大程度上缓解贫困地区农户的饮水、住房、教育和医疗等基本生活保障问题。因此，农户的消费预期会稳定下来，消费信心得以增强，这会极大推进农户的各类生活消费水平。根据凯恩斯经典消费理论，影响农户消费最直接的因素是当期收入水平。此外，弗里德曼恒久收入消费理论表明，农户的预期因素也会影响其当期消费意愿。

从实践看，相对于收入水平，农户的消费支出水平更能反映其贫困程度和生活状态（徐月宾等，2007；尹志超和郭沛瑶，2021）。本文以贫困区农户生活消费水平为分析视角，以全国东中部19 省市横向对口支援新疆作为政策冲击，研究“省际对口支援政策对当地农户生活消费水平的影响效果”这一重大现实议题，这对于当前巩固以及拓展脱贫成果和乡村振兴具有直接的现实意义。本文基于2000-2014年中国省级面板数据，借助合成控制法，评估了对口支援的政策效果。结果发现：省际对口支援大幅度推进了受援地区农户真实的消费水平相对于潜在水平的差值，这一结果经过多种稳健性测试保持一致。并且，从农户生活消费明细项看，对口支援实施后，农户食品烟酒消费、衣着消费、居住消费、生活用品及服务消费、交通通信消费均有实质性改善。这表明，对口支援确实提升了当地农户生活水平。对于上述政策效果，本文从对口支援导致的本地特色优势产业增收效应、收入和就业增长效应、住房等民生项目的保障效应三种视角进行了机制识别和理论阐释。此外，本文采用农户恩格尔指数进行验证，发现实证结果与经济理论相一致。

本文的贡献在于：第一，在研究内容上，本文为脱贫攻坚过程中对口支援发挥的重要作用提供了直接的经验证据。对于中国2020年后相对贫困阶段的扶贫战略转型和乡村振兴具有借鉴和参考价值。第二，在研究视角层面，本文重点以农户消费水平为研究视角，采用政策评价中的合成控制法（SCM）和双重差分法（DID）等实证技术进行政策评估，为深入探讨对口帮扶政策的减贫效应提供了一个研究思路。与对口支援的同类研究相比（刘金山和徐明，2017），本文更关注政策对微观贫困户的影响，更有利于考察政策的有效性。并且本文从省际间横向转移支付的新视角，丰富和拓展了中国减贫实践政策评估领域的学术成果。

本文余下部分结构安排如下：第二部分介绍对口支援的制度背景，并回顾和评述现有文献；第三部分介绍本文采用的合成控制法和数据来源；第四部分是实证结果呈现、机制识别和经济解释；第五部分是对实证结果的拓展分析和进一步验证；第六部分是结论及政策启示。

二、制度背景与文献回顾

（一）制度背景

对于几乎所有发展中国家而言，一个基本的事实是，极度贫困基本上发生在农村地区（罗知等，2018），尤其是经济欠发达的西部农村地区。在中国经济发展和转型过程中，中国长期以来面临东中西部发展不协调、不平衡以及城乡差异过大的现实问题。对此，中央政府陆续推出了“八七扶贫攻坚计划”（1994年）和“西部大开发战略”（1999年）以及东西部扶贫协作（1996年和2016年）等区域政策，旨在促进西部欠发达地区经济发展和推进基本公共服务均等化，尤其是倾向于重点支持这些区域的农村基础设施、农业生产活动和农民基本生活福祉。

本文重点关注另一类大型区域政策，即省际对口支援。2010年，为推进全国不同区域平衡发展和欠发达地区经济发展，以尽快帮助边疆民族地区摆脱贫困，中央政府动员全国东部和中部19 省市对口支援新疆地区12 个地（州）市以及新疆生产建设兵团12 个师的经济建设。政策要求建立起人才、技术、管理、资金等全方位对口支援新疆的有效机制，把保障和改善民生放在优先位置，着力解决当地群众就业、教育、住房等基本民生问题以及支持当地特色优势产业发展（刘金山和徐明，2017）。可以发现，本次省际对口支援与其他同类区域政策一样，将贫困地区民生问题放在优先位置，旨在促进当地尤其是农村地区农户民生福祉和生活福利水平的提升。

省际对口支援是中国区域发展战略的制度创新，在促进区域平衡发展、协调发展和脱贫攻坚中发挥了重要作用。在2021年2 月25 日“全国脱贫攻坚总结表彰大会”上，习近平总书记充分肯定了对口支援的制度创新。中央“十四五规划和2035年远景目标纲要”指出“坚持和完善东西部协作和对口支援、中央单位定点帮扶、社会力量参与帮扶等机制，调整优化东西部协作结对帮扶关系和帮扶方式，强化产业合作和劳务协作。提升乡村基础设施和公共服务水平，完善乡村水、电、路、气、邮政通信、广播电视、物流等基础设施，提升农房建设质量，推进城乡基本公共服务标准统一、制度并轨，增加农村教育、医疗、养老、文化等服务供给。”这意味着，本文关注的对口支援制度得到中央层面的充分肯定。并且，对口支援和乡村振兴等诸多政策的初衷目标十分明确，就是要保障欠发达地区民生公共品供给，改善当地农户生活水平状况。

本文正是在省际横向对口支援新疆发展的制度背景下，以受援地区农户生活消费水平的相对变化，考察对口支援在实践执行中的政策效果。图1 展示了新疆、剔除新疆之后的西部、中部“农户消费占城乡居民总消费比重”和“农户人均消费占人均生产总值比重”分年度的变化趋势。初步看，相较于政策实施之前，受援地区（新疆）农户消费相对水平在对口支援实施之后与西部其他地区以及中部地区的差距在明显缩小。这可能与2010年实施的省际对口支援政策存在关联，后文将采用更严格的实证技术进行因果识别。

图1 不同区域农户消费相对水平对比效果

（二）文献回顾

中国转移支付制度可以分为中央对地方的纵向转移支付和地方政府之间的横向转移支付。关于中央转移支付的文献较多（徐明，2021），然而针对横向转移支付的研究十分有限，并且主要集中在生态补偿的横向转移支付方面。而对口支援是中国区域发展理论体系和政策制定的组成部分，是具有中国特色的横向转移支付模式。省际对口支援边疆，是中国特色的边疆治理政策和跨域协作治理实践，蕴含着国家治理理念与逻辑（丁忠毅，2018）。一些学者系统阐述了对口支援边疆地区政策起源、演进和体系（赵明刚，2011）。另一些文献基于府际关系（李瑞昌，2015）、横向转移支付（王玮，2010）、区域合作治理（丁忠毅，2018）、地震灾后援建（卢晶亮等，2014）以及政策有效性（刘金山和徐明，2017）等视角进行研究。在经济社会实践中，对口支援制度逐渐形成了对边疆地区、重大工程、灾害损失严重地区的对口支援三种主要模式（赵明刚，2011）。事实上，早在1996年国家扶贫开发工作提出“东西部扶贫协作和对口支援”新思路，此后对口支援多应用于扶贫开发工作中，比如2016年大规模开展和调整东西部扶贫协作结对关系，以应对2020年脱贫攻坚以及全面建成小康社会的目标。

众多文献对于区域政策与受援地区农户生活水平的关系进行了研究，评估了各类区域政策的增收效应。比如，一些文献基于印度、菲律宾以及非洲贫困地区扶贫实践，考察了农业、健康、教育、基础设施的各类公共政策对当地农户收入的影响效果（Lal 和Sharma，2009；Conchada 和Rivera，2013；Mitchell 等，2018）。就中国经验而言，大量文献以“八七扶贫攻坚计划”（毛捷等，2012）、国家贫困县设立（张彬斌，2013）以及精准扶贫（李芳华等，2020）等政策为研究视角，评估了政策对当地农户收入提升的积极作用。在居民消费层面，部分文献评价了税费改革（汪伟等，2013）、公共卫生投入（毛捷和赵金冉，2017）以及精准扶贫政策（尹志超和郭沛瑶，2021）对居民消费的影响效果。

综上所述，可以发现：第一，关于区域政策对农户生活水平的影响，大部分研究集中在收入层面进行研究，针对农户消费的研究比较少。本文认为，相对于收入而言，消费水平更能反映农户生活状态和福利水准。第二，针对中央转移支付的研究非常丰富，但关于省际横向转移支付的研究十分有限。就对口支援评估而言，大部分属于定性分析，采用严格的实证技术进行定量评估的研究较少（徐明和刘金山，2018）。而区别于同类研究中以受援地区经济增长作为研究视角（刘金山和徐明，2017），本文直接考察政策对微观居民个体的生活水平的影响，可以更直观评估政策的有效性。鉴于此，本文结合当前新发展格局下，增强国内消费对经济发展的基础性作用这一现实背景，以农户生活消费为分析视角，评估省际对口支援对受援地农户生活水平的影响效果，从而丰富了本领域政策评价的实证研究成果。

三、估计方法与数据来源

（一）估计方法

本文旨在考察于2010年开始实施的省际对口支援政策对新疆本地农户生活消费水平的影响效果。一个直观的想法是利用双重差分方法（DID）进行估计，然而这一方法要求处理组样本和对照组样本在政策干预前满足平行趋势假定，由于全国不同区域存在较大地区差异，上述要求在现实环境中很难得到完美满足，因而容易导致政策评估出现偏差。针对以上现实问题，Abadie 等（2010）基于Abadie 和Gardeazabal（2003）的想法，提出运用合成控制法（SCM）构造虚拟的合成对照组，克服处理组和对照组之间的差异。基本思路为，基于不在政策覆盖范围内的其他省区的合理加权组合构造出一个和处理组相似的对照组，以避开直接寻找合适参照组的困难。

基于本文研究目标，假设观测到J+1个省区农户家庭消费支出情况，其中第1 个省区（新疆）受到对口支援政策的影响，其余J个省区为对照组地区。各省区T期的农户消费情况可以观测。用T0表示对口支援之前的2009年。对于各省区i=1～J+1和年份t=1～T，用表示省区i在年份t没有受到政策影响的结果，表示省区i在年份t受到对口支援政策影响的农户消费情况。

设定模型Yit=是受援省区（新疆）接受支援之前的农户消费情况，Dit为是否受到支援虚拟变量（若是赋值1，否赋值0）。对于没有受到支援的省区，有，由于只有第1 个省区在年份T0之后受到对口支援政策的影响，本文目标是估计出 αit。当t＞T0时，=是可以观测的新疆农户消费情况。因而，需要估计，以得到 αit，即为对口支援政策效果。下面参照项目评价文献中反事实状态研究框架，构造省区潜在的农户消费决定方程：

其中，Zi为 一系列预测控制变量，γt为时间趋势，λt为 观测不到的（1×F）维 共同因子，µi为无法观测的（F×1）维 省区固定效应，误差项 εit为各省区无法观测的临时冲击，其均值为零。可以发现，方程（1）拓展了一般情形下的固定效应双重差分模型。为了估计对口支援的政策效果，需要估计第1 个省区（新疆）如果没有对口支援的农户消费结果，可以通过对照组省区的加权近似模拟处理组（新疆）本地农户消费特征。因此，需要求出一个（J×1）维 权重向量W*=（,···,）′，满足任意的J，WJ≥0，并且w2+···+wJ+1=1。用W作为权重的合成控制的结果变量为：

Abadie 等（2010）证明在一般条件下，上式的右边将趋近于0。因而，对于T0＜t≤T，可用作为的无偏估计近似，从而即可作为α1t的估计。②为求出，需知道w *，可通过近似解确定合成控制向量w * 。选择最小距离| |X1-X0W||以 确定权重向量w *，利用函数表达式||X1-X0W||V=。

（二）样本与数据

鉴于直辖市的特殊性和不可比性，本文合成控制法的研究单元限定为27 个省区样本（23 个省份和4 个自治区）。考虑到2015年全国层面精准扶贫大范围铺开等其他政策对本文对照组样本造成的潜在影响，本文采用2000-2014年期间全国27 个省级年度平衡面板数据进行实证评估。数据来自中经网统计数据库以及2001-2015年《中国统计年鉴》。此外，在下文稳健性检验和拓展分析中，以地级市为研究单元采用双重差分方法进行实证估计，为使得政策干预前的平行趋势尽可能得到满足，样本区间界定在2006-2014年，数据来源于2007-2015年《中国区域经济统计年鉴》。

四、实证结果分析及其经济解释

（一）基本估计结果

本文目标是通过加权全国其他省区，以此模拟假设没有对口支援干预的新疆潜在结果变量（农户人均生活消费），然后与真实的新疆结果变量对比，从而估计政策净处理效应。参考同类相关文献，选取影响农户消费支出的预测控制变量包括：政策干预前的农户人均消费水平、人均GDP（以1978年为基期进行消去通胀处理）、城镇化率、全社会固定资产投资率、第一产业和第二产业结构、外商投资率（以当年汇率计算）、城乡居民储蓄率和教育水平。

图2 报告了合成控制法估计的政策效果。表1 列示了合成省区和权重，其中甘肃、贵州和青海三个西部地区权重最大。表2 进一步报告了政策干预之前的拟合效果，可以发现合成控制法较好地拟合了处理组在政策干预之前的基本特征。

表2 预测变量真实值与拟合值对比（2000-2009年均值）

图2 真实新疆和合成新疆对比效果

表1 合成新疆的对照组省区权重

图2 显示，本文选取的预测控制变量实现了对政策干预之前新疆农户人均消费真实增长路径的良好拟合，这是后续政策评估的基本前提。2010年对口支援政策干预后，新疆真实的农户人均消费与其合成值逐渐发生偏离，其中2013年达到最大，2014年有所回落。以图2 为基础，图3 进一步展示了分年度的结果变量真实值与拟合值的偏离值。数据显示2010-2014年，对口支援的政策处理效应分别为：128.27 元、456.86 元、829.98 元、1 038.49 元和565.51 元，5年平均效应为603.82 元。这意味着在相对水平上，相较于2000-2009年平均水平（1 910.34 元），对口支援显著促进新疆本地农户人均消费增长31.61%（603.82/1 910.34），或相较于2006-2009年平均水平（2 506.34 元），对口支援显著促进新疆本地农户人均消费增长24.09%（603.82/2 506.34），此处转化是为了与下文稳健性检验中双重差分估计结果可比。此处，合成控制法估计结果表明，对口支援确实推进了受援地农户生活消费水平提升。

图3 真实新疆和合成新疆差值分布

（二）有效性检验：安慰剂法

为考察上述估计结果是否被其他未观测到的因素所影响，或仅仅是一个偶然结果，接下来在反事实框架下，在伪时间维度和伪样本维度层面，进行虚假政策冲击安慰剂检验，以增强本文基准结果的可信度。

1.将干预前置的反事实检验

本文关注的真实处理组地区位于中国西部，在其发展过程中与许多政策存在关联。本文将样本截断在2000年，可以剔除西部大开发的影响，但样本期间内的其他政策也会混淆本文估计，比如2008年4 万亿政策等。鉴于此，借鉴文献Hung 和Wang（2014）的做法，将对口支援干预时间前置2年，以构造虚假的政策冲击时点2008年作为本文的反事实模拟。此处，剔除了2010-2014年的观测值，以避开2010年真实对口支援的影响。反事实模拟检验结果报告了图4。图4 显示，尽管虚假政策冲击之前的拟合情况没有图2 完美，但合成的农户消费路径基本可以反映真实值路径趋势，并且2008-2009年的反事实干预效果表明，真实农户消费路径不仅没有高于潜在路径，反而比潜在的拟合路径更低。因而，此处伪时间维度的反事实检验可以在一定程度上排除对口支援干预之前四万亿政策等其他政策的影响。

图4 将政策提前到2008年的模拟结果

2.安慰剂检验之排序检验

上文图2 基准合成控制法虽然估计了对口支援处理效应，但上述估计结果是否存在统计显著性依然无法确定。Abadie 等（2010）提出一种类似统计中秩检验的排序检验方法，通过判断是否还存在其他省区样本真实农户消费和合成农户消费出现与新疆类似的特征以及发生的概率，从而达到检验对口支援干预效果在统计上是否显著的目的。按照这一思路，在本文27 个对照组省区样本中随机选择一个样本，并假设在2010年受到政策冲击，然后按照合成控制法估计干预效果。如果新疆样本处理效应与随机产生的26 个省区虚假的反事实效果的差距足够大，并且真实值与拟合值差值分布存在显著差异，则表明本文基准合成控制估计的对口支援在新疆的处理效应是显著的。

27 个省区样本的合成控制差值分布如图5 所示。其中，实线为新疆样本的效果，虚线为26 个反事实样本的效果。此外，剔除了内蒙古、江苏和浙江这三个拟合效果较差的样本。①剔除的依据是根据各样本估计产生的平均预测标准差（APSD）大小。理论上，如果平均预测标准差比较大，说明政策干预之前的拟合效果不好，因而以政策干预后真实值与拟合值的差值分布显示的政策效果可靠性就较弱。目前，文献中没有统一的操作标准，本文参照王贤彬和聂海峰（2010）的标准，剔除平均预测标准差为新疆平均预测标准差2 倍以上的反事实对照组样本。图5 显示：第一，在真实的政策冲击时点2010年之前，大部分反事实样本的平均预测标准差（APSD）大于新疆样本。第二，目前展示的23 个反事实样本在2010年之后的变异程度（差值分布）均低于新疆样本，并且一些样本的大幅度变异不在2010年（或前或后）。因此，根据上述排序检验思想，本文基准模型估计的新疆样本受对口支援政策影响，至少在5%显著性水平上是可信的。换言之，本文观测到的新疆农户人均消费水平在2010年后大幅提升其实是个小概率事件，而这一事件的发生正是对口支援干预所致。

图5 新疆和其他省区预测变动程度分布

（三）稳健性检验：双重差分法

为进一步验证合成控制法估计的处理效应，接下来以2006-2014年中国西部地区地级城市面板数据为基础，构建如下双重差分模型（DID）进行稳健性检验：

其中，下标i表示城市，t表示年份；CONSUMit为被解释变量，表示农户人均生活消费（取对数），Treati为某城市是否被对口支援干预，即新疆受到政策覆盖的城市赋值1（处理组），西部其他地级城市赋值0（对照组）；Postt为政策干预时点2010年前后；Xit为同类研究中使用的一系列常规控制变量。此外，上述模型控制城市固定效应和年份固定效应，且标准误在城市层面聚类计算。

表3 中模型1-3 报告了双重差分估计结果，模型4 和5 是平行趋势检验。模型1-3 显示，逐步添加控制变量，实证结果保持稳定，均支持对口支援推进受援地区农户人均消费显著提升的基本结论。模型4-5 采用的是政策干预之前的观测值。其中，模型4 表明，对口支援干预之前，处理组和对照组农户人均生活消费对数值不存在显著差异；模型5 表明，相对于基期2006年，2007-2009年不存在显著差异，即政策干预前的平行趋势得到满足。因而，模型1-3 的估计结果的有效性可以得到保证。此外，双重差分的估计结果（约21%）与前文合成控制法估计结果（约24%）较为接近，这表明上文合成控制法的基准结果具有较大程度的可靠性、稳健性和精准性。①此处双重差分估计（DID）与前文合成控制估计（SCM）的区别在于，SCM 是以新疆全区为分析单元，DID 是以新疆地级市（州）为分析单元，并且剔除了不在政策覆盖范围内的新疆乌鲁木齐市和克拉玛依市。由于本文考察的是农户人均生活消费，首府乌鲁木齐市和石油城市克拉玛依市的农户较少，因而地级城市样本与新疆全区省级样本依然是可比的。

表3 稳健性检验：DID 估计

续表3 稳健性检验：DID 估计

（四）机制检验及其经济解释

上文合成控制法和双重差分法的实证结果表明，对口支援对受援地区农户人均生活消费的平均处理效应约为21%-24%。接下来结合前文理论分析，检验对口支援推进当地农户消费水平提升的渠道机制。

理论上，来自全国19 省市的对口支援政策会推进新疆农林牧渔业总产值（简称“农林牧渔”）等本地特色优势产业发展、农户人均纯收入（简称“农户收入”）提升、就业增加、农户住房面积（简称“住房面积”）改善等诸多方面。因而，本文结合对口支援实践举措，以上述潜在渠道机制检验政策对受援地农户人均生活消费支出（简称“农户消费”）的影响路径，实证估计报告为表4。结果表明，政策至少可以在以下三个层面发挥积极作用。①此处的分类标准是基于决定消费的绝对收入消费理论（凯恩斯）和恒久收入消费理论（弗里德曼）而划分的。前两种效应考察的是绝对收入对消费的影响，农户的绝对收入主要来自其经营的农业活动（第一种效应）或工资性收入（第二种效应）。第三种效应考察恒久性收入对消费的影响。

表4 机制检验

第一，对本地特色优势产业的增收效应。理论上，农户经营农业生产活动的增收效应是大部分农户获得收入的主要来源形式之一，因而根据凯恩斯绝对收入消费假说，这会直接决定农户的消费水平。帮扶本地特色优势产业发展是政策的一项重要目标。数据显示，在对口支援启动后的1年（2011年），19 省市的援助资金中就有18.8 亿元主要用于支援受援地特色产业发展及产业园区基础设施建设。比如，上海在喀什地区援建智能温室农业园、阳光温室大棚、智能滴灌农业试点项目、家禽养殖基地以及鲟鱼养殖试验等项目；天津在和田地区援建节能温室蔬菜大棚、食用菌大棚、经济林滴灌项目以及储鲜库、仓库和加工车间等；江苏在伊犁州援建现代化高科技智能温室戈壁产业及农业科技示范园等。表4 中模型1 显示，对口支援显著促进了本地农林牧渔业总产值增长。模型2 进一步表明，农林牧渔业总产值增收是对口支援推进农户消费攀升的重要机制。

第二，收入和就业的增长效应。不同于第一种效应，这是提升农户收入进而决定消费的第二种路径。比如，农户可以通过非农就业获得的工资性收入。当然，也可能是通过在农场雇佣获得的工资性收入。因而，也会在凯恩斯绝对收入理论的作用下，对农户消费产生直接的推进作用。对口支援对本地产业帮扶引致的农户纯收入增长和就业机会增加，是政策促进本地农户消费水平提升的重要因素和关键条件。比如，江苏在伊犁州组织农村富余劳动力转移就业，推动农牧区农牧业发展，这会促进农户纯收入水平提升；在“十三五”期间，浙江在阿克苏地区和阿拉尔市投资近百亿元，解决当地十万人就业；天津在和田地区通过“万副地毯架工程”吸纳本地妇女就近就业，既创造了灵活的就业岗位，又发展了当地特色产业；广东在喀什引进思科电子、广新棉纺、非一达袜业等劳动密集型企业，创造和带动本地就业岗位近1 万个。表4 中模型3 和5 表明，对口支援推进了本地农户收入提升和就业增加。模型4 进一步表明，对口支援导致的农户收入增长是政策影响农户消费水平的最关键和最直接的渠道机制。此外，模型6 表明，由于就业增长（比如在附近城镇打工）是农户收入提升的来源之一，因而就业增长也是政策影响农户消费的一条渠道机制。

第三，民生项目的保障效应。理论上，按照弗里德曼恒久收入消费理论的逻辑，农户基本民生福祉得到保障后的消费信心，是提振其消费意愿的又一重要因素。可以预期，农户住房等民生项目的保障效应会在一定程度上刺激农户消费水平。根据政策要求，对口支援把保障和改善民生置于优先位置，着力解决受援地区就业、住房等基本民生问题。2011年全国19 省市帮扶资金共110 亿元，其中80%用于当地安居富民、棚户区改造等民生工程。比如，2011年广东对喀什地区的帮扶中75%用于民生项目，建成喀什地区农村富民安居房近2 万户；2011年天津在和田地区完成1.2 万户安居富民建设任务等。表4 中模型7 表明，对口支援显著扩大了受援地农户居住面积。模型8 进一步表明，农户住房等基本民生问题得到保障后，各类生活消费水平会得到提升。这意味着，以农户住房为代表的民生条件改善，也是对口支援影响受援地农户消费水平的一条渠道机制。

综上，省际对口支援可以通过本地特色优势产业发展的增收效应、收入和就业增长效应、住房等民生项目的保障效应三种机制推进农户生活消费水平。根据凯恩斯消费理论和弗里德曼恒久收入消费理论，影响受援地区农户消费最为关键和最为直接的因素是收入，其次是农户住房等民生保障得到落实后的预期因素。此外，从理论上讲，收入分配改善也会对农户消费产生积极推进作用。有研究表明对口支援政策效果可以兼顾受援地经济增长和城乡居民收入趋同双重目标（徐明和刘金山，2018），进而通过缩小城乡收入差距来促进农户消费。

图6 进一步展示了新疆农户家庭人均纯收入及其收入明细项年度变化趋势。①此处采用的是新疆省级样本，考虑到地级市样本收入数据存在部分缺失，没有采用，但两者的基本趋势是一致的。可以发现，对口支援实施后，受援地农户人均纯收入，尤其是经营性收入、工资性收入和转移性收入增长比较明显，这进一步验证了表4 的实证发现。而在收入增长预期下，农户的消费水平会得到进一步稳固和强化。后文图8显示，农户各类消费水平均有所提升，其中食品、居住和交通通信等消费攀升尤为明显。就理论而言，收入增长是促进消费最直接的因素，接下来借助农户恩格尔指数（Engel's Coefficient）考察农户消费与收入增长的内在联系。

图6 受援地区农户家庭人均收入动态趋势

五、进一步研究

（一）对农户恩格尔指数的考察

本文以农户食品消费占其生活消费总支出比例度量的恩格尔指数作为相对指标，反映农户家庭的相对贫困状况（张亦然，2021）。恩格尔指数可以度量世界各国的生活水平，根据联合国给出的标准，一个国家平均家庭恩格尔指数大小可以显示6 种生活水平：贫穷（大于60%）、温饱（50%-60%）、小康（40%-50%）、相对富裕（30%-40%）、富足（20%-30%）和极其富裕（20%以下）。②中国关键年份的恩格尔指数显示：平均意义上中国在1978年属于贫穷级别（全国平均值为60%，其中农村68%、城镇59%），在2003年属于小康级别（全国平均值为40%，其中农村46%、城镇37%），在2015年属于相对富裕级别（全国平均值为30.6%），在2019年属于富足级别（全国平均值为28.2%）。

理论上，随着收入的提升，家庭总生活消费支出中用于食品消费的比例会下降。因而，在本文的研究情景中，如果农户家庭恩格尔指数降低，则表明农户收入和生活水平在提升。图7 展示了新疆、西北（剔除新疆）和西部（剔除新疆）三个区域历年农户家庭恩格尔指数的平均水平。图7 表明，无论是以西北4 省（区）作为对照，还是以西部11 省（区、市）作为对照，③此处西北4 省（区）是指：青海、宁夏、甘肃、陕西；西部11 省（区、市）是指：青海、宁夏、甘肃、陕西、贵州、云南、西藏、四川、重庆、内蒙古、广西。对口支援覆盖的新疆地区在2010年开始接受全国东中部19 省市对口支援后，其农户家庭恩格尔指数处于快速下降态势（从联合国标准的小康迈向相对富裕），并且与西北平均值差距在缩小，与西部平均值差距在扩大。这意味着，对口支援实施后，新疆农户收入水平得以较大幅度提升。这验证了上文图6 展示的典型事实和直观发现。

图7 对口支援冲击与农户恩格尔指数相对变化趋势

接下来以2006-2014年中国西部地级面板数据为基础，继续采用双重差分实证技术验证图7 展示的初步发现。表5 报告了实证估计结果。模型1-2 表明，在控制常规变量以及双向固定效应后，相对于西部其他地区，对口支援显著降低了新疆本地受援地农户恩格尔指数，并且上述效应并不是以农户食品消费绝对值的下降作为代价。①此处表5 中模型1 以及上文稳健性检验表3 中模型1-3，表明对口支援同时推进了受援地区农户食品消费支出提升和生活消费总支出水平提升。模型3 以农户人均纯收入对数值交乘构建三重差分检验调节效应，结果表明随着农户收入改善，其恩格尔指数的确在下降，因而本文实证结果与经济理论是一致的。模型4 以城镇人均可支配收入对数值交乘，以检验农户恩格尔指数是否会被城镇居民收入所调节，此处旨在观测是否可以证伪模型3 的结果。模型4 显示的结果表明，农户恩格尔指数的变化并不会被城镇居民收入所影响。因而，此处检验进一步增强了本文的基本结论。

表5 拓展分析：考察农村家庭恩格尔指数

（二）进一步验证：事实与证据

下面，借助图形展示受援地区农户人均生活总消费支出以及各明细支出在时间维度上的变化趋势，以提供对口支援冲击影响受援地区农户各类消费（生活水平）的事实和证据。图8 显示了2002-2014年间，新疆、西北和西部（与上文保持一致，此处西北和西部均剔除新疆）三个区域的农户人均生活总消费、食品烟酒消费、衣着消费、居住消费、生活用品及服务消费、交通通信消费的相对变化趋势。可以发现，总体上看，相对于西北和西部平均水平，新疆农户各类消费支出在2010年对口支援政策实施之后均有不同程度的提高。其中，食品、居住和交通通信这三类消费水平攀升尤为突显。这与对口支援政策的基本民生导向相符合。根据对口支援政策内容和实现目标，对口支援把保障和改善民生问题放在突出位置，力争在第一阶段（2010-2015年）在重点民生任务上取得明显成效。此处图8 展示的事实和证据意味着，至少在农户消费层面，对口支援在相当程度上实现了政策的民生福祉目标，明显改善了本地农户民生生活水平。

图8 农户各项分类消费支出的区域对比效果

六、结论与政策启示

中国脱贫攻坚创造了人类历史上的减贫奇迹。本文使用2000-2014年中国省级面板数据，运用政策评价中的合成控制法评估了省际对口支援在脱贫攻坚过程中的突出贡献。首先，本文发现了对口支援推进本地农户生活消费水平提升的直接证据。合成控制法（SCM）的估计结果显示，相对于受援地区农户人均消费的潜在增长趋势，对口支援显著促使农户真实人均消费水平攀升约24%。上述结果通过了安慰剂等稳健性检验，并与双重差分法（DID）的结果相吻合（21%左右）。其次，进一步的证据表明，受援地区农户人均食品烟酒消费、衣着消费、居住消费、生活用品及服务消费、交通通信消费，在对口支援实施后均有实质性改善，其中食品、居住和交通通信的消费支出提升尤为突显。再次，本文采用农户家庭恩格尔指数这一相对贫困指标对上述结果进行验证，结果表明政策实施使得本地农户收入和消费水平均有实质提升，并显著降低了农户家庭恩格尔指数，这一结果与现有经济理论一致。

本文研究对于2020年后中国扶贫战略转型以及巩固拓展脱贫成果与乡村振兴的有效衔接具有实践意义。本文政策启示主要在于以下三方面：

第一，本文研究表明，对口支援发挥减贫效应的关键在于，提升了欠发达地区农户基本生活消费水平，这是评估政策有效性的最直观证据。当前，在欠发达地区消除绝对贫困实现整体脱贫之后，扶贫工作的重心转向巩固和拓展脱贫成果，防止返贫和实现经济持续发展的新阶段。根据2021年政府工作报告，对脱贫县从脱贫之日起设立5年过渡期，保持主要帮扶政策总体稳定。因而，在新的发展阶段，需要继续发挥对口支援制度对脱贫地区农户生活消费水平保持稳定的基本功能。要保持政策的连续性和稳定性，保障农户生活水平提升的可持续性，防止发生大规模返贫现象。

第二，本文研究显示，农户的收入水平（如本地特色农业经营性收入和非农就业工资性收入等），是保障其生活水平的重要来源。因而，在当前乡村振兴阶段，发展本地具有比较优势的特色优势产业以及推进脱贫地区新型城镇化进程，是提升农户收入的重要路径。根据近期公布的第七次全国人口普查数据，2020年全国居住在城镇的人口城镇化率为63.89%（其中户籍人口城镇化率为45.4%），相较于2010年，当前的城镇人口比重上升了14.21 个百分点，但依然还有高达36.11%的人口生活在乡村地区。随着农业转移人口市民化等政策的推进，中国城镇化率还有较大的提升空间。通过推进城镇化，既可以提升农户进城务工的工资性收入，又可以逐步实现农村转移人口的市民化，使其真正享受城市的基本公共服务，进而提升生活水平和品质。另一方面，随着农村人口的减少，农村资源会得到规模化利用，留在农村的农户人均可利用资源和收入会得到提升，进而在人口流动中实现城乡人均收入动态平衡。

第三，在现阶段乡村振兴过程中，依然需要注重政策的基本公共服务均等化和经济发展的惠民性等基本目标。一方面，要依靠财政支持和对口支援建立具有地方特色和一定竞争力的现代乡村产业体系；同时，也要警惕在此过程中出现新的收入差距扩大化。因而，乡村产业的发展要在本地就业、收入分配和经济成果分享等方面，具有一定程度的普惠性，保障低收入群体的基本经济利益。