產(chǎn)業(yè)扶貧對農(nóng)戶收入的影響機(jī)制及效果
——基于烏蒙山和六盤山片區(qū)產(chǎn)業(yè)扶貧試點項目的準(zhǔn)實驗研究

寧 靜 殷浩棟 汪三貴 劉明月

(1.中國農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院/國家農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展研究院，北京 100083；2.國務(wù)院發(fā)展研究中心農(nóng)村經(jīng)濟(jì)研究部，北京 100010；3.中國人民大學(xué) 農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院/中國扶貧研究院，北京 100872)

一、引言

自黨的十八大以來，中國把精準(zhǔn)扶貧、精準(zhǔn)脫貧作為基本方略，以前所未有的力度推進(jìn)脫貧攻堅。黨的十九大報告再次強(qiáng)調(diào)讓貧困人口和貧困地區(qū)同全國一道進(jìn)入全面小康社會。為此，中央構(gòu)建了全方位的扶貧政策體系，動員了全黨全國全社會力量，使脫貧攻堅取得重大進(jìn)展，年均脫貧人口多達(dá)1200萬人。產(chǎn)業(yè)扶貧是中央提出的“五個一批”精準(zhǔn)幫扶措施中最重要的組成部分，也是實現(xiàn)精準(zhǔn)脫貧、打贏脫貧攻堅戰(zhàn)的關(guān)鍵。一方面，中央部署以產(chǎn)業(yè)扶貧來帶動3000萬農(nóng)村貧困人口脫貧，使產(chǎn)業(yè)扶貧成為涉及貧困人口最多的扶貧措施；另一方面，產(chǎn)業(yè)扶貧是易地扶貧搬遷、生態(tài)扶貧、教育扶貧等措施的重要基礎(chǔ)，其他的扶貧措施都需要通過發(fā)展產(chǎn)業(yè)來鞏固政策效果，最終實現(xiàn)貧困人口的長期穩(wěn)定脫貧。從“八七”扶貧攻堅時期到精準(zhǔn)扶貧階段，產(chǎn)業(yè)扶貧在扶貧政策體系中愈發(fā)重要，已成為脫貧攻堅工作的核心，也是幫助貧困人口實現(xiàn)穩(wěn)定脫貧的根本之策[1]。

自精準(zhǔn)扶貧方略實施以來，產(chǎn)業(yè)扶貧的模式由過去的“大水漫灌”轉(zhuǎn)變?yōu)榈綉舻摹熬珳?zhǔn)滴灌”[2]?，F(xiàn)行政策不僅重視貧困地區(qū)的特色產(chǎn)業(yè)建設(shè)，而且更重視引導(dǎo)新型經(jīng)營主體將貧困戶納入產(chǎn)業(yè)鏈中，通過構(gòu)建利益聯(lián)結(jié)機(jī)制，讓貧困戶最大程度地參與產(chǎn)業(yè)發(fā)展，增強(qiáng)其自我發(fā)展能力，以實現(xiàn)貧困群體的穩(wěn)定脫貧。與此同時，產(chǎn)業(yè)扶貧也遭遇了實踐困境。一些地方出現(xiàn)了扶貧產(chǎn)業(yè)發(fā)展與現(xiàn)實基礎(chǔ)脫節(jié)的問題[3]，部分產(chǎn)業(yè)扶貧項目忽視了產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)律，大范圍推進(jìn)扶貧產(chǎn)業(yè)，不注重產(chǎn)業(yè)鏈延伸，造成產(chǎn)品同質(zhì)化嚴(yán)重和供過于求等問題[4]；一些產(chǎn)業(yè)扶貧的經(jīng)營方式簡單，造成對貧困農(nóng)戶的帶動能力弱，貧困農(nóng)戶的利益保障機(jī)制不健全；與產(chǎn)業(yè)發(fā)展相配套的基礎(chǔ)設(shè)施如道路、信息網(wǎng)絡(luò)的發(fā)展相對滯后[5]，這些問題都使得產(chǎn)業(yè)扶貧的政策效果大打折扣。學(xué)術(shù)界對產(chǎn)業(yè)扶貧多有討論，關(guān)于政策效果的研究結(jié)論莫衷一是。鑒于此，本文通過最新的準(zhǔn)實驗研究數(shù)據(jù)，實證分析產(chǎn)業(yè)扶貧項目的減貧效果，為論證產(chǎn)業(yè)扶貧項目能否促進(jìn)農(nóng)戶增收以及影響機(jī)制提供客觀的解答。本文一方面可以剖析產(chǎn)業(yè)扶貧項目的減貧機(jī)理，深化學(xué)界對產(chǎn)業(yè)扶貧的認(rèn)知；另一方面可以判定產(chǎn)業(yè)扶貧項目是否達(dá)到了惠及貧困群體、提高其收入的政策目標(biāo)，且為進(jìn)一步完善產(chǎn)業(yè)扶貧政策提供有益借鑒。

二、文獻(xiàn)評述

產(chǎn)業(yè)扶貧項目對農(nóng)戶收入的影響一直受到學(xué)者們的廣泛關(guān)注。從現(xiàn)有研究成果來看，國內(nèi)學(xué)者對產(chǎn)業(yè)扶貧項目對農(nóng)戶收入影響的研究結(jié)論存在一些分歧。部分學(xué)者認(rèn)為產(chǎn)業(yè)扶貧項目的實施有利于提高貧困農(nóng)戶的收入或改善其生計狀況，對于緩解貧困具有正向作用。一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)扶貧在整體上具有增收減貧效果。如黃承偉等以貴州省石漠化片區(qū)草場畜牧業(yè)為例，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)扶貧機(jī)制不僅促進(jìn)了資金、土地、勞動力、技術(shù)、服務(wù)等要素資源的優(yōu)化整合，還為貧困戶帶來豐厚的經(jīng)濟(jì)效益[6]。李志平實證分析了“送豬仔”和“折現(xiàn)金”兩種產(chǎn)業(yè)扶貧方式的作用路徑，研究結(jié)果表明實物補(bǔ)貼和現(xiàn)金補(bǔ)貼兩種產(chǎn)業(yè)扶貧方式都有利于貧困戶脫貧增收[7]。胡晗等以陜西省863戶貧困戶為樣本，采用Probit模型和粗略精確匹配方法估計了產(chǎn)業(yè)扶貧政策對貧困戶家庭收入的影響，研究結(jié)果表明產(chǎn)業(yè)扶貧政策對貧困戶的種植收入、養(yǎng)殖收入和家庭總收入具有顯著的正向影響，減少了貧困戶的外出務(wù)工收入，對家庭人均收入和經(jīng)營商業(yè)收入的影響并不顯著[8]。還有一些研究發(fā)現(xiàn)，龍頭企業(yè)、合作社等經(jīng)營主體通過發(fā)展產(chǎn)業(yè)可以帶動貧困戶增收，使其受益。如劉建生等認(rèn)為產(chǎn)業(yè)扶貧構(gòu)建了多主體、多要素參與的長效機(jī)制，使貧困戶以土地入股、在企業(yè)務(wù)工或自己發(fā)展等形式參與到產(chǎn)業(yè)發(fā)展中，獲得土地租金、工資收入等，實現(xiàn)了貧困戶增收的長效發(fā)展[2]。王興國等通過分析山東省陽信縣農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)扶貧案例，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)與貧困戶形成了利益共同體，在發(fā)展產(chǎn)業(yè)的同時，促進(jìn)了貧困戶的物質(zhì)資本、人力資本和社會資本的有效融合，增強(qiáng)了貧困戶的自我發(fā)展能力和增收能力[9]。劉俊文基于山東省和貴州省的農(nóng)戶調(diào)查也得到相似的結(jié)論，即參加以產(chǎn)業(yè)扶貧為基礎(chǔ)的合作社有利于貧困戶和低收入群體增收，尤其是貧困戶的收入增長更明顯[10]。

隨著產(chǎn)業(yè)扶貧項目實施的深入，也有部分學(xué)者質(zhì)疑產(chǎn)業(yè)扶貧的反貧困效果，他們認(rèn)為產(chǎn)業(yè)扶貧政策對貧困戶的增收沒有正向作用，主要有以下幾個方面的原因。其一，扶貧產(chǎn)業(yè)的參與門檻較高[11]，如資金、勞動力、技術(shù)、土地等門檻限制，排斥了弱質(zhì)性的貧困群體[12][13]，畢竟真正的貧困戶通常缺乏足夠的生產(chǎn)要素[14]。其二，龍頭企業(yè)和合作社等新型經(jīng)營主體與貧困戶的利益聯(lián)結(jié)機(jī)制不緊密[15]，貧困群體在產(chǎn)業(yè)發(fā)展中參與度不高[16]，甚至產(chǎn)生“精英俘獲”現(xiàn)象，導(dǎo)致貧困戶難以從中受益，從而增收效果不明顯[14]。其三，產(chǎn)業(yè)扶貧方式簡單粗放，不注重提升貧困戶的組織化程度和自我發(fā)展能力，簡單地為貧困戶發(fā)放種苗或分紅，造成經(jīng)營效率低，帶動能力較弱[5]。其四，地方政府為了“完成任務(wù)”和追求政績，使用行政手段推行一些“短平快”的產(chǎn)業(yè)扶貧項目，這些項目的選擇沒有立足于市場需求和地方資源優(yōu)勢，而且缺乏長久和全局產(chǎn)業(yè)規(guī)劃[17]，加之后期管理和維護(hù)不足，導(dǎo)致這些產(chǎn)業(yè)扶貧項目失敗并損害了農(nóng)戶原本相對穩(wěn)定的生計系統(tǒng)[18]。

此外，學(xué)者們還研究了產(chǎn)業(yè)扶貧模式，并基于不同的劃分原則進(jìn)行了分類，如梁晨根據(jù)承擔(dān)主體的不同，將產(chǎn)業(yè)扶貧項目歸納為干部承攬的產(chǎn)業(yè)扶貧項目、依靠“大戶”或“公司”的扶貧項目、依靠農(nóng)戶參與和合作推行的扶貧項目[18]。崔照忠等按照企業(yè)和農(nóng)戶的利益聯(lián)結(jié)緊密程度，將農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化歸納為“龍頭企業(yè)+農(nóng)戶”“龍頭企業(yè)+農(nóng)戶合作社+農(nóng)戶”“企業(yè)+股份合作社+農(nóng)戶”三種模式[19]。林萬龍等根據(jù)產(chǎn)業(yè)扶貧項目對貧困人口的作用機(jī)理，將其歸納為產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶動扶貧模式、瞄準(zhǔn)型產(chǎn)業(yè)幫扶模式和救濟(jì)式產(chǎn)業(yè)幫扶模式[14]。隨著各級政府著力推進(jìn)產(chǎn)業(yè)扶貧工作，產(chǎn)業(yè)扶貧的模式愈加豐富。本文將結(jié)合現(xiàn)有文獻(xiàn)和產(chǎn)業(yè)扶貧項目的實際開展情況，基于利益聯(lián)結(jié)機(jī)制的不同，將產(chǎn)業(yè)扶貧概括為直接帶動模式、就業(yè)創(chuàng)收模式和資產(chǎn)收益模式。貧困農(nóng)戶參與產(chǎn)業(yè)扶貧的模式一般為其中一種，不過包括多種利益聯(lián)結(jié)機(jī)制的混合模式變得越來越常見。

盡管現(xiàn)有文獻(xiàn)對產(chǎn)業(yè)扶貧項目增收效果的研究越來越深入，但是仍存在一些不足。第一，產(chǎn)業(yè)扶貧實踐具有較強(qiáng)的地域特點，不同類型的產(chǎn)業(yè)有著差異化的效果。在有針對性的多省市大樣本面板調(diào)查數(shù)據(jù)不多見的情況下，研究結(jié)論產(chǎn)生分歧在所難免。第二，在研究方法和研究設(shè)計上仍有待改進(jìn)。現(xiàn)有研究多采用案例和描述性統(tǒng)計的方法，難以摒除其他因素的影響，可能存在把增收效果全部歸因于產(chǎn)業(yè)扶貧項目的誤差。第三，產(chǎn)業(yè)扶貧模式劃分存在一定重疊，使得眾多模式在實證分析中與收入的對應(yīng)不順，不便于細(xì)化機(jī)制研究，需要從收入構(gòu)成的角度分析不同產(chǎn)業(yè)扶貧模式的政策效果。為彌補(bǔ)上述不足，本文將利用甘肅、四川和貴州3省8縣產(chǎn)業(yè)扶貧項目準(zhǔn)實驗研究的監(jiān)測數(shù)據(jù)，采用雙重差分法，對直接帶動、就業(yè)創(chuàng)收和資產(chǎn)收益三種模式下產(chǎn)業(yè)扶貧項目對農(nóng)戶的增收效果進(jìn)行評估。該準(zhǔn)實驗研究只關(guān)注產(chǎn)業(yè)扶貧試點項目，研究設(shè)計時已考慮了其他扶貧項目對樣本農(nóng)戶的影響，用隨機(jī)抽樣獲取實驗組和控制組樣本農(nóng)戶。通過兩期調(diào)查，獲得了三個不同稟賦省份的1005個有效樣本，滿足了多省的大樣本檢驗的要求。因此，其研究結(jié)果可以為剖析精準(zhǔn)扶貧階段的產(chǎn)業(yè)扶貧政策效果提供科學(xué)判定依據(jù)。

三、產(chǎn)業(yè)扶貧對收入的影響機(jī)制

本文所涉及的產(chǎn)業(yè)扶貧項目處于烏蒙山、六盤山兩個片區(qū)，該項目以發(fā)展當(dāng)?shù)靥厣еa(chǎn)業(yè)為基礎(chǔ)，扶持農(nóng)戶自發(fā)建立以市場為導(dǎo)向的農(nóng)民專業(yè)合作社，同時為其提供與產(chǎn)業(yè)發(fā)展相配套的基礎(chǔ)設(shè)施和服務(wù)體系，通過合作社與貧困戶建立利益聯(lián)結(jié)機(jī)制，促進(jìn)農(nóng)戶實現(xiàn)可持續(xù)增收。結(jié)合現(xiàn)有文獻(xiàn)和該產(chǎn)業(yè)扶貧項目的實際開展情況(下文所涉及的合作社都是該項目扶持的執(zhí)行主體)，本文將從收入構(gòu)成的角度來分析產(chǎn)業(yè)扶貧對農(nóng)戶收入的影響機(jī)制。

(一)直接帶動模式促進(jìn)了農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入增長

作為產(chǎn)業(yè)扶貧項目的執(zhí)行主體，農(nóng)民專業(yè)合作社通過為農(nóng)戶提供低價或免費的生產(chǎn)資料、提升農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量或承銷農(nóng)產(chǎn)品，從而帶動農(nóng)戶增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營性收入[20]。一些以農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)為主的合作社，在自己生產(chǎn)基地的經(jīng)營過程中，為農(nóng)戶提供免費或者優(yōu)惠的種苗、種畜、肥料、農(nóng)用機(jī)械等投入品[11]，并為農(nóng)戶提供技術(shù)培訓(xùn)與指導(dǎo)，以最大限度地降低農(nóng)戶的生產(chǎn)成本，提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效益。如該產(chǎn)業(yè)扶貧項目所扶持的四川省古藺縣椒園鎮(zhèn)犀牛甜橙核桃專業(yè)合作社，采用分戶種植、統(tǒng)一經(jīng)營的模式，先期由合作社提供種苗，后期采用“示范教學(xué)+上門指導(dǎo)”方式指導(dǎo)農(nóng)戶按照合作社的技術(shù)規(guī)范進(jìn)行種植管理。一些以收購、加工和出售農(nóng)產(chǎn)品為主的合作社，則通過與農(nóng)戶簽訂產(chǎn)品收購合同或訂單，與農(nóng)戶建立長期穩(wěn)定的農(nóng)產(chǎn)品購銷關(guān)系，同時設(shè)定農(nóng)產(chǎn)品收購最低保護(hù)價，降低了農(nóng)戶所面臨的市場風(fēng)險和交易成本[21]。還有一些合作社通過統(tǒng)一生產(chǎn)、加工和銷售管理，延長了產(chǎn)業(yè)鏈，增加了農(nóng)產(chǎn)品附加值，擴(kuò)大了農(nóng)產(chǎn)品銷售量，從而促進(jìn)農(nóng)戶增收[22]。如甘肅省東鄉(xiāng)族自治縣惠東生態(tài)養(yǎng)殖農(nóng)民專業(yè)合作社為社員提供種羊繁殖、衛(wèi)生防疫、市場營銷等服務(wù)，當(dāng)貧困社員飼養(yǎng)的小羊達(dá)到回收標(biāo)準(zhǔn)后，合作社以高于市場價格1～2元的價格收購社員的羊，提高了農(nóng)戶自產(chǎn)自銷的銷售價格，保障了貧困戶的收入。

(二)就業(yè)創(chuàng)收模式促進(jìn)了工資性收入增長

有用工需求的合作社通過吸納貧困家庭勞動力就業(yè)[23]，并根據(jù)勞動任務(wù)完成情況按時或計件發(fā)放工資，從而促進(jìn)了農(nóng)戶的工資性收入增加。具體而言，一些合作社在農(nóng)產(chǎn)品基地建設(shè)、農(nóng)產(chǎn)品原料生產(chǎn)或農(nóng)產(chǎn)品流通等環(huán)節(jié)需要大量勞動強(qiáng)度低、非技術(shù)性的用工[24]。這種用工方式為農(nóng)戶提供了大量臨時性、季節(jié)性、就近的就業(yè)機(jī)會，特別適用于扶持長期從事種養(yǎng)、只能從事輕體力勞動的貧困戶，極大地解決了農(nóng)村中老年勞動力、婦女和病殘農(nóng)戶等弱能勞動力的就業(yè)增收問題[25]，增加了這部分群體的工資性收入。如甘肅省張家川縣草川養(yǎng)殖專業(yè)合作社聘用3名貧困勞動力到基礎(chǔ)母牛繁育場打工，每月支付2600元的工資，改善了他們的生活。

(三)資產(chǎn)收益模式促進(jìn)了財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入增長

以入股分紅為核心的資產(chǎn)收益扶貧是當(dāng)前產(chǎn)業(yè)扶貧項目最常用的模式。具體而言，合作社等經(jīng)營主體將貧困戶擁有的自然資源、財政扶貧資金以及所在村莊的集體資產(chǎn)，量化折算為貧困戶所擁有的股份，使貧困農(nóng)戶成為股東或債權(quán)人，貧困戶按照約定獲得收益分配，一般包括分紅和利息收入等，從而增加其財產(chǎn)性收入。根據(jù)資產(chǎn)類型不同，可以將貧困戶能夠獲得財產(chǎn)性收入的資產(chǎn)分為資源資產(chǎn)和資金資產(chǎn)，其中資源資產(chǎn)又可以細(xì)分為土地資源、光伏資源、旅游資源、勞動力資源等；資金資產(chǎn)又可以細(xì)分為財政扶貧資金、信貸資金等資產(chǎn)[26]。合作社的盈余也會按其與社員的交易量(或交易額)的比例為社員發(fā)放分紅收入[27]。此外，一些產(chǎn)業(yè)項目承擔(dān)了部分收入補(bǔ)差的功能，為轄區(qū)內(nèi)的貧困戶提供定額的政策性補(bǔ)貼，進(jìn)而增加了貧困農(nóng)戶的轉(zhuǎn)移性收入。入股分紅和補(bǔ)貼可以彌補(bǔ)貧困戶能力不足難以發(fā)展產(chǎn)業(yè)的短板，為弱能貧困戶提供持久穩(wěn)定的收入[26]。如貴州省大方縣好山珍生態(tài)農(nóng)業(yè)專業(yè)合作社，農(nóng)戶以土地承包經(jīng)營權(quán)、技術(shù)、勞動力等生產(chǎn)要素入股，并且將給予貧困戶的財政扶持資金集中折股量化到合作社，在保底分紅的基礎(chǔ)上實行利潤按股分紅。

四、數(shù)據(jù)來源、模型設(shè)定和變量選擇

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自產(chǎn)業(yè)扶貧試點示范項目的監(jiān)測數(shù)據(jù)，該試點示范項目所選擇的項目縣都是貧困程度深、貧困發(fā)生率高且具備一定產(chǎn)業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)的貧困縣，共涉及四川、貴州和甘肅3個省10個市(州)27個縣(市、區(qū))。調(diào)研組從中隨機(jī)選取了8個縣開展監(jiān)測評估，其中甘肅省選取環(huán)縣、隴西縣、靜寧縣和永靖縣，貴州省選擇了赤水市和習(xí)水縣，四川省選取了敘永縣和美姑縣。每個縣選擇9個村，其中3個非項目村，6個項目村。按照產(chǎn)業(yè)扶貧精準(zhǔn)到戶的規(guī)定，項目村的貧困農(nóng)戶基本都參與了項目。每村基于農(nóng)戶家庭收入狀況，采用分層等距抽樣抽取20個農(nóng)戶作為樣本。具體而言，首先按照村民小組收入狀況對全部村民小組進(jìn)行排序，以生成隨機(jī)數(shù)來確定抽樣的村民小組，若由隨機(jī)數(shù)確定的第一個村民小組農(nóng)戶數(shù)量足夠，則在本村民小組內(nèi)部進(jìn)行抽樣；否則繼續(xù)產(chǎn)生隨機(jī)數(shù)，選擇下一個村民小組，直到滿足抽樣樣本數(shù)量要求為止。確定村民小組后，由村干部將選中的村民小組的村民按照其收入水平分為貧困、中等、富裕三類進(jìn)行排序，最后產(chǎn)生隨機(jī)數(shù)進(jìn)行等距抽樣[27]。通過隨機(jī)等距抽樣所產(chǎn)生的農(nóng)戶既有參加合作社的農(nóng)戶也有未參加的農(nóng)戶，這就構(gòu)成了對照組和實驗組群體。2015年1月進(jìn)行了基期調(diào)查，基期調(diào)查內(nèi)容包括農(nóng)戶家庭的人口特征、基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)、土地、參與合作社情況、收入和消費、借貸、資產(chǎn)等，基期調(diào)查共獲得有效樣本1445個。2018年7月對基期調(diào)查農(nóng)戶進(jìn)行了跟蹤調(diào)查，經(jīng)整理篩選得到有效樣本1005個，最終形成兩期面板數(shù)據(jù)。

(二)模型設(shè)定

為了準(zhǔn)確地評估產(chǎn)業(yè)扶貧項目的效果，本文將采用雙重差分模型(DID)來評估其影響。本文所涉及的產(chǎn)業(yè)扶貧項目于2015年之后開始實施，主要的方式是扶持專業(yè)合作社，通過合作社帶動貧困農(nóng)戶發(fā)展產(chǎn)業(yè)。從2015年到2018年調(diào)查之前，農(nóng)戶如果加入項目指定的合作社則視為參加了產(chǎn)業(yè)扶貧項目，并作為DID模型中的實驗組，反之沒有參加產(chǎn)業(yè)扶貧項目的農(nóng)戶則為控制組。本文通過DID模型考察產(chǎn)業(yè)扶貧的效果，具體模型設(shè)定如下：

yit=β0+β1joini×timet+β2joini+β3timet+β4Xit+εit

其中，yit為第i個農(nóng)戶t 時期的收入，joini和timet均為二值變量。joini為第i個農(nóng)戶是否參加產(chǎn)業(yè)扶貧項目，timet為時間變量，Xit表示第i個農(nóng)戶t 時期的控制變量，εit為隨機(jī)誤差項。系數(shù)β1代表參加農(nóng)民專業(yè)合作社對農(nóng)戶收入的影響，若β1顯著為正，則表示參加產(chǎn)業(yè)扶貧項目增加了農(nóng)戶收入；若顯著為負(fù)，則表示參加產(chǎn)業(yè)扶貧項目降低了農(nóng)戶收入。

(三)變量選擇

模型的被解釋變量分別為人均總收入、人均經(jīng)營性收入、人均財產(chǎn)性收入、人均轉(zhuǎn)移性收入和人均工資性收入，這既考慮了產(chǎn)業(yè)扶貧政策對總體收入的影響，又可以驗證項目對不同類型收入的影響機(jī)制。

模型控制了一系列可能會對收入產(chǎn)生影響的因素。參考收入決定方程以及已有文獻(xiàn)的常規(guī)做法[28][29]，本文控制了以下變量：(1)家庭特征：包括家庭總?cè)丝赱30]、外出務(wù)工的人數(shù)，以及代表人力資本水平的家庭成員健康比重和勞動力平均受教育年限，代表物質(zhì)資本水平的家庭承包經(jīng)營土地面積和家庭各類資產(chǎn)的總額[30]，代表金融資本水平的家庭總借貸和借貸能力變量，代表社會資本的春節(jié)拜年人數(shù)。(2)戶主特征：戶主對家庭福利能夠產(chǎn)生重要影響，本文借鑒已有研究的做法，采用戶主年齡和受教育年限來代表戶主的能力特征。(3)區(qū)位條件：地理區(qū)位代表了家庭或個體所面臨的自然資本，因而控制這些變量能夠排除區(qū)位條件對項目的減貧效益的干擾。本文采用村莊到縣城的距離[8]、到最近集市的距離來代表區(qū)位條件。表1是所有變量的描述性統(tǒng)計。對于收入、承包土地面積、家庭總資產(chǎn)、家庭總借貸、借貸能力、春節(jié)拜年人數(shù)、到縣城距離以及到集市距離等變量，在回歸中均做了對數(shù)化處理。

表1 變量設(shè)定與描述性統(tǒng)計

注：樣本個數(shù)為1005，包括兩期數(shù)據(jù)。

五、回歸結(jié)果分析和內(nèi)生性問題討論

(一)DID回歸結(jié)果分析

本文在做DID回歸分析前，進(jìn)行了平行趨勢檢驗，通過對比實驗組和對照組樣本收入的變化，發(fā)現(xiàn)2015年兩組樣本的收入并不存在明顯差異，2018年實驗組的收入明顯高于對照組收入，這為平行趨勢假設(shè)提供了佐證，表明可以采用DID模型推斷產(chǎn)業(yè)扶貧的政策效應(yīng)。

通過Stata軟件的回歸分析，得到表2的估計結(jié)果：產(chǎn)業(yè)扶貧項目對家庭人均總收入具有正向作用，其影響系數(shù)為0.148，且在10%的統(tǒng)計水平上顯著。這說明產(chǎn)業(yè)扶貧項目起到了改善貧困群體收入狀況的作用。從收入結(jié)構(gòu)來看，產(chǎn)業(yè)扶貧項目對人均財產(chǎn)性收入有正影響，且在5%的統(tǒng)計水平上顯著；對人均轉(zhuǎn)移性收入同樣有正影響，且在10%的統(tǒng)計水平上顯著，不過對人均經(jīng)營性收入和工資性收入的影響不顯著。出現(xiàn)這種結(jié)果的可能原因有兩方面：一是本文所研究的產(chǎn)業(yè)扶貧項目2015年才開始實施，有部分項目村的產(chǎn)業(yè)項目尚未全面運行，加之以種植、養(yǎng)殖項目為主，項目建設(shè)周期較長，見效相對較慢，勞動力的雇傭暫時不多，因而在短期內(nèi)對于項目所覆蓋的貧困家庭的經(jīng)營性收入和工資性收入改善不明顯。二是這些產(chǎn)業(yè)扶貧項目在構(gòu)建合作社與貧困農(nóng)戶利益聯(lián)結(jié)機(jī)制時，考慮到貧困農(nóng)戶的弱質(zhì)性，便以資產(chǎn)性收益為主，即通過入股分紅的方式為貧困農(nóng)戶提供扶持。具體而言，貧困農(nóng)戶可以將自家的承包地入股合作社，另外政府為貧困農(nóng)戶提供的產(chǎn)業(yè)幫扶資金以股份形式注入合作社。合作社按照經(jīng)營收益情況，或按照事前約定金額為貧困農(nóng)戶發(fā)放分紅收益或收入補(bǔ)貼。

表2 產(chǎn)業(yè)扶貧項目對收入的影響

注：表中括號內(nèi)數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)誤， ***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著，下表同。

綜合以上兩個方面，產(chǎn)業(yè)扶貧項目對當(dāng)?shù)厝司敭a(chǎn)性收入和人均轉(zhuǎn)移性收入有顯著的影響。

(二)內(nèi)生性問題討論

對于準(zhǔn)實驗研究而言，有兩類內(nèi)生性問題將會對政策效應(yīng)評估造成重大影響，即樣本選擇性偏誤和其他政策的影響。

1.樣本選擇性偏誤。本研究的實驗組農(nóng)戶為產(chǎn)業(yè)扶貧項目所覆蓋的農(nóng)戶，部分項目的參與農(nóng)戶可能存在自選擇問題：有一定產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)的農(nóng)戶更傾向于加入產(chǎn)業(yè)扶貧項目，政府在選擇扶貧產(chǎn)業(yè)實施地點時傾向于選擇基礎(chǔ)設(shè)施較完善、群眾基礎(chǔ)較好的村莊，這些因素均可能導(dǎo)致樣本產(chǎn)生選擇性偏誤問題。借鑒王智波等對DID內(nèi)生性的處理方式[31]，本研究使用Heckman 等提出的PSM-DID方法進(jìn)行檢驗[32]。PSM-DID先將實驗組和控制組的樣本進(jìn)行匹配，選擇出傾向值相近的樣本，使得實驗組和控制組滿足共同支撐假設(shè)，然后再使用雙重差分方法進(jìn)行分析，這樣可以緩解可觀測變量所帶來的樣本選擇偏誤問題，而且可以控制不隨時間變化的組間差異。本文采用核匹配對實驗組和控制組的樣本進(jìn)行匹配，匹配后對樣本進(jìn)行了平衡性檢驗以保證匹配結(jié)果的可靠性。經(jīng)檢驗，匹配后實驗組和控制組樣本的均值差異明顯降低且不顯著，兩組樣本有足夠大的重疊區(qū)域以滿足共同支撐假設(shè)，各變量組間標(biāo)準(zhǔn)化偏差較小，說明實驗組和控制組之間有較好的平衡性。

表3是PSM-DID的估計結(jié)果，由表3可知，產(chǎn)業(yè)扶貧項目對農(nóng)戶人均總收入、人均財產(chǎn)性收入和人均轉(zhuǎn)移性收入均有顯著影響，而對人均經(jīng)營性收入和人均工資性收入的影響均不顯著，這進(jìn)一步支撐了上文的研究結(jié)論。

表3 PSM-DID估計結(jié)果

2.其他扶貧政策的影響。精準(zhǔn)扶貧方略在中國農(nóng)村全面實施，為此各種項目資金流入貧困村。按照精準(zhǔn)脫貧的相關(guān)要求，每個貧困戶可能獲得了產(chǎn)業(yè)、教育、醫(yī)療、低保、危房改造等多方面的項目扶持，甚至享受的產(chǎn)業(yè)扶貧項目可能不止一項。在此過程中，貧困戶的福利狀況得到全方位的改善。在實證分析中，其他扶貧政策的影響可能會被當(dāng)成產(chǎn)業(yè)扶貧項目的效果，導(dǎo)致交叉項系數(shù)顯著。本研究借鑒王智波等[31]、葉菁菁等的做法[33]，采用安慰劑檢驗來驗證雙重差分法估計結(jié)果的穩(wěn)健性。

安慰劑檢驗的思路是設(shè)置虛假實驗組和控制組以及虛假因變量。其一，設(shè)置虛假實驗組和控制組。將不參加項目的樣本農(nóng)戶按照家庭總資產(chǎn)排序分為四組，選擇第一組和第三組作為虛假實驗組，另外兩組作為虛假控制組，如果虛假實驗組和時間虛擬變量的交互項系數(shù)不顯著[33]，則說明產(chǎn)業(yè)扶貧項目對農(nóng)戶收入的影響僅存在于真實實驗組和對照組中。由表4可知，虛假實驗組與時間變量的交互項對人均總收入和四類分項收入都不顯著，說明政策效果只存在于真實的實驗組。

表4 虛假實驗組和控制組的估計結(jié)果

其二，構(gòu)造虛假因變量是為了控制同期可能存在的其他扶貧政策的影響。本文將家庭健康人數(shù)、家庭勞動力人數(shù)、男性勞動力受教育年限、女性勞動力受教育年限、房屋價值的對數(shù)作為因變量，使用真實實驗組和控制組進(jìn)行DID估計檢驗。五個虛假因變量可以反映醫(yī)療、教育、危房改造等方面的政策效果，如果實驗組農(nóng)戶受到這些扶貧政策的同步影響，而控制組農(nóng)戶并沒有享受到該政策，則真實實驗組與時間變量的交互項將出現(xiàn)顯著結(jié)果。從表5來看，五個虛假因變量的估計結(jié)果均不顯著，說明其他的扶貧政策并沒有針對性地扶持實驗組農(nóng)戶而排除控制組農(nóng)戶。安慰劑檢驗的結(jié)果進(jìn)一步證實參加項目農(nóng)戶收入提高的原因是產(chǎn)業(yè)扶貧政策的實施。

表5 虛假因變量的估計結(jié)果

六、研究結(jié)論

本文基于3個省8個縣1005個農(nóng)戶樣本兩輪微觀調(diào)查的面板數(shù)據(jù)，利用DID模型實證檢驗了產(chǎn)業(yè)扶貧項目對農(nóng)戶收入的影響。產(chǎn)業(yè)扶貧項目通過直接帶動可以增加農(nóng)戶的經(jīng)營性收入，通過就業(yè)帶動可以增加農(nóng)戶的工資性收入，通過資產(chǎn)收益和補(bǔ)貼可以增加貧困戶的財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入?；跇颖镜貐^(qū)的實證研究結(jié)果表明：產(chǎn)業(yè)扶貧項目對家庭人均總收入具有正向作用，起到了改善貧困群體收入狀況的作用。從收入類型來看，產(chǎn)業(yè)扶貧項目對人均財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入影響顯著，但對人均經(jīng)營性收入和工資性收入影響不顯著。通過PSM-DID方法以及安慰劑檢驗進(jìn)一步驗證了上述結(jié)論的穩(wěn)健性，即參加項目的農(nóng)戶收入提高是由產(chǎn)業(yè)扶貧政策實施導(dǎo)致的。雖然上述結(jié)論是基于既定的樣本實證分析所得，但是產(chǎn)業(yè)扶貧對農(nóng)戶收入的總體增收作用以及影響機(jī)制具有一定普適性。產(chǎn)業(yè)扶貧能夠促進(jìn)農(nóng)戶總收入的增長，突出表現(xiàn)在財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入兩個方面，農(nóng)戶的經(jīng)營性收入和工資性收入隨著項目的持續(xù)推進(jìn)有可能會受到明顯的影響，不過需要進(jìn)一步監(jiān)測評估。該研究發(fā)現(xiàn)在一定程度上反映了當(dāng)前產(chǎn)業(yè)扶貧所存在的共性問題，即基層政府和產(chǎn)業(yè)扶貧的執(zhí)行主體偏好資產(chǎn)收益模式，因為這種模式的組織成本低、程序簡單、覆蓋面廣，而直接帶動貧困農(nóng)戶發(fā)展產(chǎn)業(yè)或者安排其務(wù)工將面臨更高的組織和執(zhí)行成本，且?guī)拥霓r(nóng)戶數(shù)量有限，所以現(xiàn)實中貧困農(nóng)戶直接發(fā)展產(chǎn)業(yè)和勞動務(wù)工的參與程度普遍不高，扶貧產(chǎn)業(yè)的同質(zhì)化和低附加值等問題又進(jìn)一步加劇了貧困農(nóng)戶受益度不高的困境。

基于上述研究結(jié)論，本文提出如下政策啟示：第一，從研究結(jié)果來看，產(chǎn)業(yè)扶貧項目明顯提高了農(nóng)戶的財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入，說明貧困地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展通過賦予農(nóng)民權(quán)利，可以增加農(nóng)民財產(chǎn)性收入，這種模式能長期穩(wěn)定增加貧困人口的收入。但值得注意的是，政府相關(guān)部門需要對以農(nóng)戶自有資本、信貸資金、財政扶貧資金或集體資產(chǎn)入股的合作社進(jìn)行財務(wù)監(jiān)管和服務(wù)支持，只有這樣才能確保貧困戶的收益可持續(xù)。經(jīng)營性收入和工資性收入沒有得到顯著增長說明當(dāng)前的產(chǎn)業(yè)扶貧還需要進(jìn)一步構(gòu)建多元化利益聯(lián)結(jié)機(jī)制，雖然資產(chǎn)收益模式能夠使貧困農(nóng)戶獲得穩(wěn)定的收入，但是如果只有分紅而沒有其他的利益聯(lián)結(jié)機(jī)制，就會出現(xiàn)“一股了之”的現(xiàn)象，貧困農(nóng)戶的能力提升有限。從穩(wěn)定脫貧的角度考慮，需要讓貧困戶更多地參與到農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈中，在技術(shù)、管理、銷售等環(huán)節(jié)給予貧困戶更多支持，增強(qiáng)其可持續(xù)發(fā)展能力，在產(chǎn)業(yè)發(fā)展中創(chuàng)造更多適合貧困戶的勞動崗位，幫助貧困戶實現(xiàn)穩(wěn)定就業(yè)。第二，從實地調(diào)查來看，合作社目前銷售的產(chǎn)品多是初級農(nóng)產(chǎn)品，未來應(yīng)該對農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)行深加工，延長農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈，提升農(nóng)產(chǎn)品的附加值和品牌價值，從而提高農(nóng)產(chǎn)品的市場競爭力和市場占有率，進(jìn)而增加農(nóng)民農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入。同時，促進(jìn)一二三產(chǎn)業(yè)融合，拓展產(chǎn)業(yè)多種功能，提升貧困戶的產(chǎn)業(yè)參與度、受益度，拓寬貧困戶增收渠道，從而帶動貧困戶脫貧致富。第三，貧困農(nóng)戶的弱質(zhì)性和小農(nóng)戶特性限制了其發(fā)展產(chǎn)業(yè)，未來要進(jìn)一步增強(qiáng)扶貧產(chǎn)業(yè)的帶動能力，提高貧困農(nóng)戶的組織化程度。首先要培育合作社、龍頭企業(yè)等新型經(jīng)營主體，其次要培育懂經(jīng)營、有意愿帶動貧困群眾的農(nóng)村精英人才。通過新型經(jīng)營主體和農(nóng)村精英的聯(lián)合帶動，整合農(nóng)村各類資源，培育特色產(chǎn)業(yè)，推動產(chǎn)業(yè)、產(chǎn)品、業(yè)態(tài)等創(chuàng)新，引導(dǎo)包括貧困戶在內(nèi)的農(nóng)戶參與產(chǎn)業(yè)發(fā)展，實現(xiàn)農(nóng)戶不離鄉(xiāng)、不離土也可以脫貧致富。