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。

　　[30]Jalan,J.,and M.Ravallion,1999,"Are the Poor Less Well-insured? Evidence on Vulnerability to Income Risk in Rural China",Journal of Development Economics,Vol.58,No.1,61—81.

　　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。

　　[22]张勋、万广华，2016：《中国的农村基础设施促进了包容性增长吗？》，《经济研究》第10期。

　　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  

　　图4 平行趋势假设检验

因变量 (1)Gini (2)SD (3)q95-q5 (4)q50-q5 (5)q95-q50  

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

　　[24]甄小鹏、凌晨，2017：《农村劳动力流动对农村收入及收入差距的影响——基于劳动异质性的视角》，《经济学(季刊)》第3期。

　　[26]朱诗娥、杨汝岱、吴比，2018：《中国农村家庭收入流动：1986-2017年》，《管理世界》第10期。

　　

　　[2]陈国强、罗楚亮、吴世艳，2018：《公共转移支付的减贫效应估计——收入贫困还是多维贫困？》，《数量经济技术经济研究》第5期。

　　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，网页老传奇，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：

　　[14]汪三贵，2008：《在发展中战胜贫困——对中国30年大规模减贫经验的总结与评价》，《管理世界》第11期。

　　[8]李实、朱梦冰，2018：《中国经济转型40年中居民收入差距的变动》，《管理世界》第12期。

　　关 键 词：国家级贫困县；减贫效果；收入差距；收入流动性　　

　　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

　　1.鼓励外出务工政策

　　图3 家户实际耕种面积时序变化

　　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。

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  

　　

　　[16]吴万宗、刘玉博、徐琳，2018：《产业结构变迁与收入不平等——来自中国的微观证据》，《管理世界》第2期。

　　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。

　　四、数据与描述统计

　　[20]张喜杰、董阳，2016：《国家治理能力视域中贫困县退出机制研究》，《经济问题》第6期。

　　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。

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