区域导向型扶贫政策的减贫绩效及作用机制——基于全国832个国家级贫困县数据

胡承晨，张 帆，毛丰付

（1.安徽师范大学，安徽芜湖241000；2.浙江工商大学，浙江杭州310018；3.厦门大学，福建厦门361005）

一、引言

消除贫困、改善民生、实现共同富裕是全党全社会的共同责任。党的十八大以来，以习近平为核心的党中央对“十三五”脱贫攻坚规划作出全面部署。党的十九届四中全会进一步提出“坚决打赢脱贫攻坚战，建立解决相对贫困的长效机制”。2018年《中共中央国务院关于打赢脱贫攻坚战三年行动的指导意见》明确提出“统筹衔接脱贫攻坚与乡村振兴”的要求。2021年2月，习近平在全国脱贫攻坚总结表彰大会上明确指出，“我国已如期实现9899万农村贫困人口全部脱贫，832个贫困县全部摘帽，12.8 万个贫困村全部出列，区域性整体贫困得到解决，完成了消除绝对贫困的艰巨任务。……同时，脱贫摘帽不是终点，而是新生活、新奋斗的起点。”今后一段时期内，解决相对贫困问题将成为接续的重点。在既有的农村扶贫政策实践中，瞄准县域的区域导向型扶贫政策为国际减贫事业贡献了具有中国特色的扶贫经验，也为治理相对贫困提供了政策借鉴。

区域导向型扶贫政策是具有明显区域瞄准性的政府干预举措［1］，表现为中央及地方政府针对瞄准县域给予财税支持、金融服务、投资倾斜、产业扶持及其他相应扶贫政策［2］。具体来看，财税支持是由政府主导，通过直接转移支付的“输血式”扶贫来提高贫困户的收入水平［3-4］；金融服务、投资倾斜、产业扶持等则是通过提供更多金融服务渠道、促进资本积累、推动技术创新等途径实现“造血式”帮扶［5-7］。其中，产业扶持作为区域导向型扶贫政策的核心，一直是学术界关注的焦点，包括成立农民合作社、驻村帮扶、培育龙头企业、实施“互联网+”、开展生态旅游等多种形式［8-10］。此外，随着经济社会的不断发展以及居民需求的不断升级，乡村旅游扶贫、互联网背景下的消费扶贫、医疗扶贫、数字下乡等新兴扶贫政策不断涌现［11-14］，成为新一轮扶贫举措的中坚力量。

各项扶贫政策的实施有力推动了贫困地区经济社会发展，其成效多体现在农户增收、扶贫效率和目标完成度提升等方面［15-16］。随着扶贫工作的逐步推进，学界逐渐将研究目光转向扶贫政策绩效评估方面。从研究内容来说，现有关于区域导向型扶贫政策绩效评估的研究多侧重于对某项特定扶贫政策的绩效评价。如王国勇［17］、梁晨［18］从公共管理、国家治理的角度研究扶贫政策的工作机制，胡伟斌［19］尝试从产业推动经济发展视角探索产业扶贫政策的传导机制，赵晓峰［20］围绕更为具体的农民合作社探讨扶贫工作中的制度安排。从研究方法来说，主要是基于微观数据采用包括断点回归、双重差分法（DID）、Probit模型等方法。如李志平［21］构建了包括贫困户和非贫困户的微观主体行为模型以及基于农村公平和效率的农村福利模型，分别研究了这两条新路径上贫困户福利和农村福利的动态演变过程，并使用系统动力学模型进行了政策模拟，探索我国产业精准扶贫的最优路径及政策支持空间。胡晗［22］利用陕西省3 县6 镇863 户贫困户的入户调查数据，运用Probit 模型和粗略精确匹配方法估计产业扶贫政策对贫困户生计策略选择及家庭收入的影响，并运用定性与定量相结合的混合研究方法对研究结果进行解读。尹志超［23］基于2011 年—2017 年中国家庭金融调查（CHFS）数据，运用双重差分法研究了精准扶贫政策对农业信贷渠道和农业信贷规模的影响，研究发现西部地区的政策效果更为显著，且相较于贫困县，非贫困县的贫困户获得正规信贷的概率及规模提升效果更为显著。

以上研究提供了不同的研究视角，丰富了贫困领域的相关研究，然而研究主要侧重于相关分析而非因果分析，且研究结果往往限于研究数据来源区域，研究中微观数据来源的适用性也有待拓展。少有文献探讨扶贫政策的经济学传导机制，也未能清晰阐明贫困县扶贫政策的运行机制。可以说，既有研究中针对特定类型、特定区域的扶贫政策绩效评估研究难以对区域导向型扶贫政策进行全面评价。

区域导向型扶贫政策通过改善贫困县域的经济发展条件进而实现扶贫目标，既能使贫困家庭受益，又能对贫困县域的经济增长产生积极影响，随着区域导向型扶贫政策的进一步落实，各类政策绩效相互重叠，因而构建面向贫困县域的扶贫政策绩效综合评估体系，识别各类政策对推动当地经济发展的传导路径十分重要。本文的边际贡献在于：第一，瞄准国家级贫困县的区域导向型扶贫政策体现了由“区域瞄准”精准至“县域瞄准”的区域扶贫理念，因而以国家级贫困县为切入点探讨瞄准县域的区域导向型扶贫政策的扶贫绩效，可为科学评估区域导向型扶贫政策绩效提供理论支持。第二，以县域为单位，利用2014年国务院扶贫办公布的全国832个贫困县名单，采用双重差分法对区域导向型扶贫政策和经济增长之间的关系进行识别，并结合中国流动人口动态调查数据对区域导向型扶贫政策的扶贫渠道进行再检视，以拓展现有文献对区域扶贫研究结论的适用范围。第三，基于对经济增长的宏观把握，逐步分解贫困县域经济的增收渠道，总结区域导向型扶贫政策降低贫困率、推动县域经济增长的理论机制，丰富关于扶贫政策经济学传导机制方面的研究。

二、理论分析与研究假说

（一）区域导向型扶贫政策的减贫绩效

区域导向型扶贫政策是推动贫困地区经济增长的重要工具，也是乡村振兴的重要载体，对其进行绩效评估应重点参考区域经济发展成果。由于政策目标不同，扶贫政策可分为开放式扶贫政策和救济式扶贫政策。其中，救济式扶贫政策源于财政脱贫理论，主要通过增加政府公共财政支出来提高农户的收入水平以保证脱贫的平等性和分配的均衡性。开放式扶贫政策则从涓滴效应理论出发，通过改善贫困地区的经济环境以促进当地经济发展进而实现脱贫。根据Bourguignon［24］提出的“增长—平等—贫困”三角理论，经济增长是解决贫困的重要起点。为追求更好的减贫绩效，上述两类扶贫政策都需要经济增长作为主要推动力：一方面，经济增长为贫困地区提供了更多就业、创业机会，提高了贫困人口的收入水平；另一方面，经济增长也会增加当地政府财政收入，为救济式扶贫提供资金保障。

新古典经济学认为，经济增长是减贫的重要途径［25-26］。经济发展带来的经济溢出效应，奠定了二战后发展中国家扶贫战略选择的重要理论基础。然而，随着绝对贫困的逐步缓解，经济溢出效应也受到对扶贫绩效平等性追求的质疑。有学者认为，扶贫政策会面临涓滴效应阻滞，使得经济增长无法直接惠及贫困者［27］。减贫绩效不仅取决于平均收入增长，也极大地受到收入分配状况的影响［28］。库兹涅茨的“倒U 假说”则认为，在减贫过程中财富差距不可避免，但达到一定临界值后，伴随着经济增长财富差距会不断缩小。赫希曼的“极化—涓滴效应”进一步从区域经济发展的角度说明经济增长可以为欠发达地区带来更多经济溢出，最终缩小区域发展差距。在考虑收入差距的情况下，贫困人口仍能从经济增长中获益，只是获益程度因国家、地域而异［29］。因此，区域导向型扶贫政策的经济增长效应有助于推动贫困地区尤其是深度贫困地区的经济发展，实现贫困地区之间的平衡发展。

基于以上分析，本文提出研究假说1：区域导向型扶贫政策推动了贫困县的经济增长。

（二）区域导向型扶贫政策拉动贫困县经济增长的作用机制

有学者认为，区域导向型扶贫政策将政府干预性措施与县域自身的资源禀赋形成合力，可更有效地整合和配置贫困县域的要素资源，推动经济增长［30］。因此，本文尝试将区域导向型扶贫政策的减贫作用机制置于宏观经济增长的研究框架下，分析劳动力和资本这两类生产要素驱动贫困县经济增长的作用机制。根据发展经济学理论和中国区域导向型扶贫实践经验，贫困县收入增量主要来源于3条渠道，分别是本地劳动力从事农业生产带来的农产品销售收入、对口劳务输出带来的务工收入以及外来资本注入形成的工业部门收益。

其一，劳动力从事本地农业生产，增加农产品销售收入，推动地区农业经济增长。一些贫困县域由于区位特点，具有丰富的耕地、林地等自然资源，土地成为贫困人口从事农业生产的基础资料。依靠自然资源禀赋的农业经济由此逐步发展为贫困县域的特色产业，在维持贫困农户生计、增加地方财政收入方面起着基础性作用。政策实践中，在区域导向型扶贫政策的指导下，政府出台了多项强农、惠农政策，鼓励贫困农户利用地方资源从事农业生产，保障农业生产的发展与流通，帮扶成效不断得到巩固和提升。因此，设立国家级贫困县、鼓励贫困农户充分利用基础生产资料发展农业生产，提升贫困户生产经营能力和市场参与能力，能保障贫困县域的内生性发展［31］。基于此，本文提出研究假说2a：区域导向型扶贫政策推动劳动力从事农业生产，增加农产品销售收入，从而拉动贫困县经济增长。

其二，劳动力从事非农业生产，通过外出务工增加收入，扩大贫困县域的消费市场容量，促进地方经济增长。一方面，贫困县农户的就业行为是理性自由劳动力参与市场经济活动的表现；另一方面，农户劳动力进一步向回报率高的区域流动是市场优化配置劳动力资源的结果，这会促进农户增收。政策实践中，《国家八七扶贫攻坚计划》提出有计划有组织地发展劳务输出，2015年《中共中央国务院关于打赢脱贫攻坚战的决定》中进一步提出引导劳务输出脱贫，要求“加大劳务输出培训投入，统筹使用各类培训资源，以就业为导向，提高培训的针对性和有效性”。实践证明，劳务输出扶贫可有效降低贫困率，是摆脱贫困的重要途径。区域导向型扶贫政策瞄准的国家级贫困县特别是国家级重点贫困县尚处于经济发展的初级阶段，劳动力外流带来的收入增长是经济增量的主要来源［32-33］。基于此，本文提出研究假说2b：区域导向型扶贫政策推动劳动力充足的贫困县域向外输出劳动力，通过异地就业增加贫困农户的家庭收入，提高贫困县域消费水平，从而拉动贫困县经济增长。

其三，贫困县域普遍资本匮乏，外来资本注入可增加资本积累，助推经济结构转型升级，促进当地经济增长。贫困县域长期处于资本积累的洼地，资本存量匮乏，其发展需要外来资本的支持。政策实践中，区域导向型扶贫政策针对瞄准县域给予贷款贴息、财政补助和财政奖励等支持，向贫困地区注入专项扶贫资金，提高当地基础设施建设水平，增加当地固定资产投资，促进当地资本形成。需要注意的是，资本流入贫困县域的表现形式不一，有的通过系列产业扶贫政策逐步发展贫困县域当地龙头企业，促进产业结构优化，进而推动当地经济增长；有的通过资本注入创立企业或以合作社等形式构建新型农业经营主体，实现收益共享，这也是农户收入增加的重要来源［33］。基于此，本文提出研究假说2c：区域导向型扶贫政策推动外来资本注入形成产业投资，促进当地主导产业由农产品逐步转向初级工业品，实现经济结构转型升级，从而拉动贫困县经济增长。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

2014 年，国务院扶贫办公布了全国832 个国家级贫困县名单，相较于非重点贫困县，重点贫困县的减贫空间更大，区域导向型扶贫政策的减贫绩效在重点贫困县表现更为显著。因此，参照Guadal‐upe［34］的做法，本文通过构建双重差分模型，分别以国家扶贫办划分的国家扶贫开发工作重点县（以下简称国家级重点贫困县）与非国家扶贫开发工作重点县（以下简称非国家级重点贫困县）来评估区域导向型扶贫政策的减贫绩效。本文使用2013年—2017年全国832个国家级贫困县面板数据来评估区域导向型扶贫政策的减贫绩效，研究中的原始数据来自历年《中国县（市）社会经济统计年鉴》、贫困县政府统计公报以及中国研究数据服务平台（CNRDS）。同时，为保证数据的连续性与可比性，本文剔除了数据缺失较严重的县最终得到811个贫困县样本。

（二）变量选取

1.被解释变量。本文参考黄志平［31］的研究，以地区生产总值为被解释变量，衡量县域经济增长绩效。

2.解释变量。本文以区域导向型扶贫政策冲击交互项PRPit为解释变量，其为treated（重点贫困县与非重点二分）与time（政策实施节点）这两个变量的交互，PRPit=treatedi×timet。评估政策从2015年开始实施(1)由于832个贫困县名单发布时间为2014年12月23日，故将2015年设定为政策实施年份。，若t≥2015，则timet= 1。虽然区域导向型扶贫政策覆盖各个贫困县，但不同类型的贫困县受到的影响会有差异，因此若i县为国家级重点贫困县，则treated= 1，否则为0。

3.控制变量。除区域导向型扶贫政策外，还有一些因素也会对贫困县经济增长产生影响，因此需要控制其他因素的干扰。本文参考张国建［35］的研究，在控制变量的选取中主要考虑如下方面：一是控制县域的原始禀赋，包括行政区域面积、乡镇数量、户籍人数等。二是控制产业结构，使用第一产业增加值占地区生产总值的比重、第二产业增加值占地区生产总值的比重来衡量县域产业增加值；使用第二产业从业人员数占户籍人口的比重、第三产业从业人员数占户籍人口的比重来衡量县域从业人员构成。三是控制投资，使用固定资产投资占地区生产总值的比重、年末金融机构各项贷款余额占地区生产总值的比重来衡量县域投资情况。四是控制财政收支，使用公共财政收入占地区生产总值的比重、公共财政支出占地区生产总值的比重来衡量县域财政收支情况。五是控制社会保障，用医疗卫生机构床位数、小学在校学生数和固定电话用户数来衡量县域社会保障情况。

（三）模型构建

双重差分模型可以检验政策实施前后处理组与对照组的经济发展水平是否存在显著差异。为满足双重差分的基本假设，本文按照是否为国家级重点贫困县将832个县分为处理组和对照组，处理组为国家级重点贫困县，对照组为非国家级重点贫困县。由于处理组和对照组均为贫困县，因此二者处于较为相似的发展阶段。样本是否被确定为国家级重点贫困县是本文的政策变量，时间变量为2015年政策实施前后的虚拟变量。

本文构建的检验区域导向型扶贫政策减贫绩效的估计方程为：

其中：i代表贫困县，t代表年份，Yit表示t年i县的地区生产总值，用于衡量地区经济发展绩效。PRPit表示区域导向型扶贫政策冲击，γ表示区域导向型扶贫政策在国家级重点贫困县的平均效应，若政策有效，则γ显著为正。Xit为控制变量，ηi为县域固定效应，λt为时间固定效应，εit为随机扰动项。此外，本文使用县域层面聚类标准误以解决潜在的序列相关问题和异方差问题。

四、区域导向型扶贫政策促进经济增长的实证分析

（一）变量的描述性统计分析

研究中主要变量的定义和描述性统计见表1。由表1可以看出：从各县原始资源禀赋来看，各县的生产总值、行政区域面积、乡镇数量、户籍人数等变量的标准差较大，表明各样本县域原始资源禀赋差异较大，扶贫政策需要精准识别、精准实施，避免粗放型扶贫。从产业结构来看，第二产业增加值占地区生产总值的比重均值仅为37.34%，表明样本贫困县的产业结构层次偏低。从投资情况来看，固定资产投资占地区生产总值的比重均值超过100%，同时标准差较大，可能是因为部分贫困县通过大规模发行地方债、举债投资所造成。从财政收支状况来看，财政支出占地区生产总值的比重均值为54%，远大于财政收入占地区生产总值的比重均值，说明样本县存在入不敷出的财政风险。

表1 主要变量定义及描述性统计

（二）回归分析

为验证区域导向型扶贫政策是否对贫困县经济增长具有正向影响，本文使用双重差分模型评估区域导向型扶贫政策对经济增长的平均效应，回归结果见表2。由表2 可知，在控制个体效应和时期效应的基础上加入控制变量后，区域导向型扶贫政策冲击交互项在10%的水平上显著为正，说明区域导向型扶贫政策的实施会促进贫困县经济增长，这验证了前文提出的研究假说1。进一步的分析表明，与非国家级重点贫困县相比，区域导向型扶贫政策显著促进了国家级重点贫困县的经济增长。具体而言，区域导向型扶贫政策的实施使得处理组国家级重点贫困县比对照组非国家级重点贫困县的地区生产总值平均高出1.37亿元，扶贫效果显著。

表2 区域导向型扶贫政策对经济增长的平均效应

（三）稳健性检验

1.平行趋势检验。双重差分模型要求政策实施前处理组和对照组满足平行趋势条件。本文参考卢盛峰［36］的做法，选取变量Current表示区域导向型扶贫政策实施当年的情况，且受政策实施影响当年该变量取值为1，否则为0；After表示区域导向型扶贫政策实施之后各年情况，且受政策实施影响后的第1年该变量取值为1，否则为0；Before表示区域导向型扶贫政策实施之前各年情况，具体赋值方法同上。由表3 可以看出，区域导向型扶贫政策实施前的一系列变量中Before的回归结果均不显著，而政策实施后的变量After回归系数显著，表明本文使用的双重差分模型满足平行趋势假定，所得到的双重差分估计量PRP的系数是无偏的。此外，区域导向型扶贫政策实施后，After系数显著为正，表明区域导向型扶贫政策对贫困县的经济增长发挥了积极作用，研究假说1得以验证。

表3 平行趋势检验结果

2.PSM-DID 检验。采用双重差分模型估计政策冲击效果要满足处理组和对照组均为随机选择的前提假设，而国家级重点贫困县和非国家级重点贫困县的划分可能存在一定的选择性偏差。对于样本自选择问题，在采用倾向得分匹配法后再进行双重差分估计可以更好地控制观测因素和非观测因素的影响，从而较好地校正选择性偏差［37］，故本文进一步使用PSM-DID 方法检验区域导向型扶贫政策对贫困县经济增长的影响，采用的协变量包括反映产业结构和政府财政收支的变量。由表4可知，无论采用哪种匹配方法，双重差分估计量的估计系数和显著性均与基准回归结果基本一致。因此，PSM-DID检验结果支持前文的研究结论，区域导向型扶贫政策对贫困县经济增长的正向影响稳健，研究假说1得以验证。

表4 PSM-DID双重差分检验结果

3.安慰剂检验。为进一步确认区域导向型扶贫政策的减贫效果，本文参考尹志超［23］的方法，将政策实施时间提前到2014 年作为虚拟政策时点进行安慰剂检验。由表5 安慰剂检验结果可知，双重差分估计量PRP不显著，说明未实施区域导向型扶贫政策和贫困县经济增长没有类似上文的因果关系，从而证明区域导向型扶贫政策对贫困县经济增长具有正向影响。安慰剂检验结果表明基准回归结果稳健，即区域导向型扶贫政策对贫困县经济增长具有促进作用，研究假说1成立。

表5 安慰剂检验结果

五、区域导向型扶贫政策促进经济增长的作用机制分析

区域导向型扶贫政策包括产业扶贫、消费扶贫、劳务扶贫等一系列扶贫举措。前文已验证了区域导向型扶贫政策的实施会显著促进贫困县尤其是国家级重点贫困县经济增长，下文将重点分析区域导向型扶贫政策促进当地经济增长的作用机制。

（一）传导渠道分析

根据前文的分析，可归纳出3 条传导渠道：劳动力从事本地农业生产带来农产品销售收入、对口劳务输出带来务工收入以及资本注入形成工业部门收益。为验证研究假说2a～2c，本文借鉴温忠麟［38］提出的中介效应检验方法，构建如下检验方程：

其中，M为中介变量，β1为政策总效应，φ1为直接效应，α1、φ2为中介变量M的间接效应。对于产业扶贫，采用第二产业增加值的对数值来反映工业层面的总变化；对于劳务扶贫，在控制金融机构各项贷款余额、公共财政支出的基础上，采用居民储蓄存款余额来反映居民外出务工收入情况；对于消费扶贫，采用农业产业增加值来反映农产品销售情况。控制变量Xit与基准回归中的控制变量一致。

具体检验思路如下：先估计式（2），以β1显著为正为前提；然后估计式（3）和式（4），若α1和φ2同方向且均显著，则表明区域导向型扶贫政策会通过中介变量影响县域经济发展。在此基础上，若φ1不显著，则表明存在完全中介效应；若φ1显著，则表明存在部分中介效应。若φ1和φ2只有一个显著，则需要对交互项φ1×φ2的显著性进行Sobel检验，若通过显著性检验，则表明中介变量M代表的因素发挥了中介作用。

研究假说2a提出区域导向型扶贫政策推动劳动力从事农业生产，增加农产品销售收入，从而拉动贫困县经济增长。验证这一假说的回归结果如表6所示，第（1）～（3）列分别反映了以农产品销售收入lagri为中介变量时方程（2）～（4）的回归结果。由表6 第（2）列可以看出，区域导向型扶贫政策通过推动劳动力从事农业生产增加农产品销售收入这一渠道来促进贫困县经济增长的作用并不显著，故研究假说2a 未得到验证。本文认为可能的原因是贫困县尤其是重点贫困县的农产品加工往往处于较为低级的阶段，尽管大量本地劳动力从事农业生产，但在低级产业结构下生产效率的提高十分有限，多数农产品的产品附加值较低，因此对经济增长的推动作用有限。

表6 劳动力从事本地农业生产渠道

研究假说2b提出区域导向型扶贫政策推动劳动力充足的贫困县域向外输出劳动力，通过异地就业增加贫困农户的家庭收入，提高贫困县域消费水平，拉动贫困县经济增长。验证这一假说的回归结果如表7所示，第（1）～（3）列分别反映了以农户家庭收入save为中介变量时方程（2）～（4）的回归结果。由表7第（2）列可以看出，区域导向型扶贫政策通过引导贫困地区劳动力外出务工发挥了积极的减贫作用，故研究假说2b得以验证，外出务工是区域导向型扶贫政策促进贫困县经济增长的重要渠道。

表7 劳动力外出务工渠道

研究假说2c 提出区域导向型扶贫政策推动外来资本注入形成产业投资，促进当地主导产业由农产品逐步转向初级工业品，实现经济结构转型升级，拉动贫困县经济增长。验证这一假说的回归结果如表8 所示，第（1）～（3）列分别反映了以第二产业增加值lindus为中介变量时方程（2）～（4）的回归结果。由表8 第（2）列可以看出，区域导向型扶贫政策的实施对第二产业增加值的影响不显著，故研究假说2c未得以验证。本文认为可能的原因是工业发展从前期投入到正常生产需要较长时间，贫困地区的工业基础薄弱，区域导向型扶贫政策对工业部门发展的影响存在滞后效应。因此，短期内区域导向型扶贫政策通过外来资本注入促进产业结构升级很难实现大幅推动经济增长的效果。

表8 外来资本注入渠道

（二）进一步分析

上述实证分析结果表明，贫困县域经济增量主要来源于劳务输出带来的收入增长，而劳动力从事农业生产增加农产品销售收入，以及外来资本注入形成工业部门收益这两条渠道对于推动贫困县域经济增长的作用均不显著。为充分验证研究假说2b，本文进一步通过2017年中国流动人口动态监测调查（CMDS）数据，对人口集中流入地的人员户籍地进行分析。具体做法为先分析贫困县和非贫困县的人员占比，再比较国家级重点贫困县和非国家级重点贫困县的人员占比，最后对来自国家级重点贫困县人员的流动原因、工作情况、户籍地等进行分析。

CMDS 是一项样本规模大、涉及范围广的全国流动性人口抽样调查，样本覆盖我国大陆31 个省（区市）和新疆生产建设兵团中流动人口较为集中的流入地。本文通过分析各省级行政区域贫困县数量占全国县级行政单位总数的比重，发现我国贫困县主要集中在贵州、甘肃、云南、陕西、青海、西藏和宁夏7 个省区。由图1 户籍地为贫困集中地区的流动人口比较可知，CMDS 数据库中来自贫困集中地区的样本数占比逐年上升，且明显大于当地人口数占全国总人口数的比重。这表明对于人口集中流入地来说，来自贫困集中地区的流入人口所占比例越来越高，在一定程度上反映了区域导向型扶贫政策实施中贫困县劳务输出的真实性。

进一步地，为识别出户籍地为贫困县的人员，考虑到2017 年之前的数据仅包含户籍地对应省（区、市）信息，本文仅使用2017年CMDS数据进行深入分析。调查对象为在流入地居住1个月及以上非本区（县、市）户口的15周岁及以上流入人口，其包含的总样本量约为17万人。首先，剔除户籍地信息缺失的样本，共得到有效样本169989 个；其次，将样本划分为来自贫困县组和来自非贫困县组，有效样本数分别为51062个和118927个；最后，将贫困县组进一步划分为来自国家级重点贫困县组和来自非国家级重点贫困县组，有效样本数分别为41857个和9205个。

从流动人口占比来看，户籍地为贫困县的样本占总样本的比重为30.04%，而同期贫困县户籍人口占全国总人口的比重为22.14%，这表明流动人口中来自贫困县的较多。国家级重点贫困县样本数占贫困县组样本数的比重小于同期贫困县户籍人口占全国总人口的比重，这表明流动人口中来自国家级重点贫困县的更多。以上结果表明劳务扶贫渠道是存在的。

图2为户籍地为贫困县的流动人口流动原因比较。如图2所示，户籍地为贫困县样本的流动原因有62.81%是务工或工作。国家级重点贫困县样本中因务工而流动的比重明显大于非国家级重点贫困县样本，进一步证明了劳务扶贫渠道的存在。此外，进一步的数据测算表明，对于户籍地为国家级重点贫困县的外出务工群体，其所从事的行业占比最高的是建筑业，对于非国家级重点贫困县则是其他制造业。

六、结论与建议

进入后扶贫时代，中国将开启消除相对贫困的新征程。总结扶贫经验，评估扶贫政策绩效，认识扶贫政策的作用机制，是国家治理现代化和社会建设的重要议题。本文采用2013 年—2017 年全国832 个国家级贫困县的面板数据，利用双重差分法研究了区域导向型扶贫政策的减贫绩效。结果表明：一是区域导向型扶贫政策对重点贫困县域的经济增长具有显著的推动作用。二是区域导向型扶贫政策的减贫效应聚焦于提高贫困县域的经济增长水平和收入水平，当前经济增量的主要来源是劳务输出带来的本地储蓄增长，而本地农业生产带来的产品销售收入增长以及外来资本注入形成的工业部门收益增长这两条增收渠道的作用在短期并不显著。

对此，本文提出如下建议：第一，在消除相对贫困的进程中，区域导向型扶贫政策主要通过劳务输出渠道增加贫困县收入、达到减贫效果。为确保这一渠道畅通，应进一步推动户籍制度改革，消除大城市户籍限制，保障贫困县通过劳务输出及时转移贫困人口，实现当地收入增加和消费增长。第二，无论是充分利用当地劳动力和自然资源发展第一产业还是通过外来资本注入发展第二产业，这两条增收渠道均效果小、作用慢，无法在短期内实现显著的减贫效果。为加快这两条渠道作用的发挥，应保障贫困县生产的稳定性、标准化、产品质量与持续供应能力，充分发挥当地资源禀赋优势，利用外来资本加速赋能产业发展，扩大市场贸易规模，为贫困县积极发展市场贸易保驾护航。第三，激发乡村内生发展动力，做好乡村振兴与脱贫攻坚的有效衔接，在资本注入的基础上推动地方产业振兴，助力乡村内生式发展。乡村振兴与脱贫攻坚的有效衔接需要扶贫政策的不断更新演进，应注重政策落实的标准化、规范化、配套化，加强人力资本积累，更好地发挥区域导向型扶贫政策的减贫效果，构建解决相对贫困的长效机制。