其中， $ {Z_i} $ 为一系列预测控制变量， $ {\gamma _t} $ 为时间趋势， $ {\lambda _t} $ 为观测不到的 $ (1 \times F) $ 维共同因子， $ {\mu _i} $ 为无法观测的 $ (F \times 1) $ 维省区固定效应，误差项 $ {\varepsilon _{it}} $ 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 $ Y_{it}^N $ ，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 \times 1) $ 维权重向量 $ {W^ * } = (w_2^ * , \cdot \cdot \cdot ,w_{J + 1}^ * )' $ ，满足任意的 $ J $ ， $ {W_J} \geqslant 0 $ ，并且 $ {w_2} + \cdot \cdot \cdot + {w_{J + 1}} = 1 $ 。用 $ W $ 作为权重的合成控制的结果变量为：

假设存在一个向量组 $ {W^ * } = (w_2^ * , \cdot \cdot \cdot ,w_{J + 1}^ * )' $ 满足：^①

如果 $ \sum\limits_{t = 1}^{{T_0}} {\lambda _t'{\lambda _t}} $ 为非奇异（non-singular），则有下式：

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 $ {T_0} \lt t \leqslant T $ ，可用 $\displaystyle\sum\limits_{j = 2}^{J + 1} {w_j^ * } {Y_{jt}}$ 作为 $ Y_{1t}^N $ 的无偏估计近似 $ Y_{1t}^N $ ，从而 ${\hat \alpha _{1t}} = {Y_{1t}} - \displaystyle\sum\limits_{j = 2}^{J + 1} {w_j^ * } {Y_{jt}}$ 即可作为 $ {\alpha _{1t}} $ 的估计。^②

（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。

图 2 真实新疆和合成新疆对比效果

图选项

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、1038.49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（1910.34元），对口支援显著促进新疆本地农户人均消费增长31.61%（603.82/1910.34），或相较于2006—2009年平均水平（2506.34元），对口支援显著促进新疆本地农户人均消费增长24.09%（603.82/2506.34），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

图选项

（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

图选项

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。^③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

图选项

（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；CONSUM_it为被解释变量，表示农户人均生活消费（取对数），Treat_i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）；Post_t为政策干预时点2010年前后；X_it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。^④

（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。^⑤

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。^⑥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

图选项

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）。^⑦

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，^⑧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

图选项

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。^⑨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。

（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。

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。

图 8 农户各项分类消费支出的区域对比效果

图选项

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。

① 这里不仅使对口支援干预前的处理组农户消费与通过加权合成的农户消费相同，同时也使影响农户消费的因素相同。

② 为求出 $ \hat{\alpha}_{1t} $ ，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 $ ||X_{1}-X_{0} W|| $ 以确定权重向量 $ w^{*} $ ，利用函数表达式

③ 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。

④ 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。

⑤ 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。

⑥ 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。

⑦ 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%）。

⑧ 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。

⑨ 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。