① 从产业结构来看，由于缺乏完善的基础设施建设，贫困县的经济发展仍以传统农业为支撑，产业结构较为单一. 由于传统生产技术效率较低，生产水平提升速度缓慢，导致贫困地区收入水平低下^[10]. ②从资本形成视角来看，贫困地区居民收入水平有限，大部分收入用于日常生活消费支出，低储蓄率会进一步导致生产资本不足进而难以实现产业发展^[11]. ③从县域经济结构来看，由于贫困县产业发展水平相对滞后，使得产业税收等财政收入大幅减少，难以满足基础设施完善等财政支出的需求，往往依靠财政支持来扭转入不敷出的局面，从而制约了当地经济的发展，并造成经济发展的“恶性循环”^[12].

涉农资金统筹整合政策的实施，是国家为贫困县发展提供资金及政策支持的重要体现，通过对不同类型的资金进行整合，既是提高资金整合规模、安全运营的迫切需求，又是推进产业发展、优化产业结构的重要举措，也是完善基础设施和实现区域经济协调发展的客观要求^[13]. ①在现代农业发展模式下，涉农资金包括农业生产发展、农业开发补助、农村综合改革等20余类资金，资金种类多、规模小是涉农资金使用过程中面临的短板问题，而涉农资金整合政策的实施可将资金进行规模化整合，既能提升资金使用效率又能保障资金使用安全^[14]. ②集中涉农资金支持贫困县用于培育和发展壮大特色产业，可以集中优势资源拓宽产业发展的“广度”与“深度”，进而优化产业结构，实现多产业的融合发展. ③整合涉农资金重点是完善“村村通”公路、水电网等基础设施建设，发挥资金数量优势，通过乘数效应间接带动相关产业的产出增长，促进产业经济发展^[15]. ④通过基础设施完善，有利于改善当地投资环境，吸引区外投资者投资，进而实现本地资本、居民储蓄的积累，并转化为投资资本实现产业的持续发展^[16].

涉农资金统筹整合政策的实施，通过集中涉农资金优势提升资金使用效率，进一步完善基础设施建设，改善当地投资环境，并通过优化产业结构、增加资本积累等方式实现县域生产发展效率的提升. 但是，政策实施效用的发挥是一个持续且漫长的过程，通过“循环累积”效应，涉农资金政策实施越久，对县域经济的影响效果越深远^[17]. 因此，本文提出如下假设：

假设1：涉农资金统筹整合政策的实施能够促进县域经济的发展；

假设2：政策存在“累积效应”，即政策实施越久，影响效果越显著；

假设3：政策实施通过完善基础设施、产业发展等途径促进县域经济的发展.

为检验涉农资金整合对县域经济的影响效果，可采用单差法来检验国定贫困县在政策实施前后的变化情况，但国定贫困县的设立不满足随机性的假设，在使用时可能存在一定的误差，造成政策实施效果偏离，因此本文采用双差分模型来分析政策实施效果.

依据双差分模型可以将样本划分为4组：措施实施前的实验组、措施实施后的实验组、措施实施前的对照组、措施实施后的对照组. 构建双差分模型

式(1)Y_it1表示被解释变量，包括样本县GDP对数及人均GDP对数，β₁表示在不同时期政策policy_it对被解释变量的作用效果，β₂表示时间变量time_it对被解释变量的作用效果，β₃代表涉农资金统筹整合政策实施的差分效果(即did_it=policy_it×time_it)，X_it表示其他控制变量，ε_it表示误差项.

贫困县涉农资金统筹整合政策的实施通过规模化运营，进一步提升了财政资金的使用效率. 从2016年实施以来贫困县整合资金的规模逐年递增，由于政策实施对于贫困县经济发展的影响作用需要一定时间，从短期来看政策实施是贫困县经济发展、顺利完成脱贫攻坚任务的重要抓手；从长期来看，涉农资金统筹整合是财政扶贫资金管理改革的一个重要窗口，借助各项政策实现贫困县产业结构优化，不断提高生产效率，通过“累积循环”效应持续改善县域经济发展^[18]. 因此，可预测涉农资金统筹整合政策实施时间越久，对于县域经济的影响效果越显著. 本文通过以下模型验证政策实施的动态滞后效应.

式(2)中Y_it2表示被解释变量，β_i表示政策实施的动态效果(即在不同时期Tⁱ政策policy_it的效果)，其中Tⁱ表示政策实施后第i年(i=1，2，3)，β_it表示各控制变量X_it的回归系数，ε_it表示误差项(Y_it1与Y_it2通过不同途径达到同样效果).

财政扶贫资金是涉农资金的重要组成部分，实现区域经济协调发展是其主要目的. 统筹整合的涉农资金并不仅限于农业使用，还包括社会保障、公共基础设施建设、教育改善等方面，通过改善公路等基础设施建设增加固定资产投资，并通过完善基础设施实现产业结构的优化升级，进一步实现生产效率的提升；再通过政策整合，实现对当地教育、医疗等条件的改善，进一步吸引外地投资者，支持本地区产业发展，对于企业而言完善的基础设施也可以进一步减小企业运营成本，使企业有充足的资金进行规模化经营^[15]. 为进一步分析涉农资金统筹整合实施对县域经济发展的影响机制，构建如下模型.

式(3)中β_it表示政策实施对于各控制变量的影响效果，ε_it表示误差项.

根据国家贫困县统筹整合的相关要求，基于数据可获得性，选取1 066个县2013-2018年相关数据作为研究样本(由于国家在2012年调整贫困县名单，因此以调整后的为准)，其中实验组包括505个国定贫困县，561个非国定贫困县为对照组，将2016-2018年作为政策实施期. 各县域的经济指标数据来源于EPS(Economy Prediction System)全球统计数据库、国务院发展研究中心信息网及各县域统计年鉴，统筹整合资金额来源于课题组从各省政府门户网站手动搜索的数据.

因变量. 参考王婧等^[19]、张国建等^[20]、文雁兵等^[21]关于县域经济发展的研究，选取样本县实际生产总值对数及人均生产总值对数来度量县域经济的发展水平. 自变量. 政策实施虚拟变量，即政策实施虚拟变量与时间虚拟变量的交互项，实施统筹整合的国定贫困县则赋政策变量为1，其余样本县赋值为0；2016年以后(包含2016年)则赋时间虚拟变量为1，其余为0.

控制变量. 为尽量消除内生性问题造成的影响，在选取控制变量时参照黄志平^[1]、肖建华等^[22]的研究，主要包括以下3个方面：①反映各县产业发展现状，一般而言产业结构是影响县域经济发展的重要因素，产业结构越高级，对县域经济的促进作用越明显，选取第一产业增加值、第二产业增加值分别占该年度县域生产总值的比例及城镇化率、人均农业机械动力；由于规模效应的影响效果，选取规模以上工业生产总值占该年度县域实际生产总值的比例. ②反映该县的资本积累情况，一般而言资本积累对县域经济发展具有正向促进作用，因此选取该县固定资产投资、居民年末储蓄存款余额、年末金融机构贷款余额分别占该县实际生产总值的比例. ③反映样本县财政收支情况，合理的财政收支制度为政府部门的正常运转、实现当地公共事业的发展提供了保障作用，因此采用样本县地方财政一般预算收入、一般预算支出分别占该县的实际生产总值比例来衡量县域的收支情况. 各变量定义及描述统计如表 1所示.

由表 1可知，通过对1 066个县域相关指标统计描述发现，各变量的标准差较小，即样本县的指标变化较小. 在各县产业结构指标中，第一产业增加值占生产总值比例最大值为0.512，最小值仅为0.01，平均值为0.302，平均水平显著低于第二产业增加值占当年GDP的比例，说明在某些县域第二产业的发展要略优于第一产业的发展状况. 在各县资本积累指标中，固定资产投资占各县生产总值比例的平均值为0.658，最小值仅为0.02，最大值为4.86，说明一定比例的县域中固定资产投资仍是其发展的方向.

为进一步验证涉农资金统筹整合实施对县域经济发展的影响效应，采用式(1)的双差分模型以各县的生产总值对数(lngdp)及人均生产总值对数(lngdpper)作为因变量，以各样本县是否实施涉农资金统筹整合作为自变量进行分析(表 2).

其中，第2列及第3列表示对人均生产总值对数进行回归的结果，第4列及第5列表示对各县生产总值的对数进行回归的结果. 从整体来看，在回归中不管是否加入控制变量，涉农资金整合政策实施对县域经济发展均具有正向促进作用，并且在p＜1%水平差异具有统计学意义. 在加入控制变量时，管理政策实施对县域人均生产总值对数和生产总值对数的作用效果分别为13.9%和18.0%；在未加入控制变量时，管理政策实施对县域人均生产总值对数和生产总值对数的作用效果分别为14.2%和18.3%，这表明涉农资金整合政策的实施对县域经济的发展具有正向促进作用，假设1得以验证.

通过进一步分析发现在回归过程中各控制变量的影响效果，第一产业增加值占县域生产总值的比例越高，越阻碍县域经济的发展，这可能是政策实施后第一产业的增长速度要低于县域生产总值的增长速度所致. 相反，第二产业增加值占县域生产总值的比例越高，对县域经济的正向促进作用越显著，说明涉农资金统筹整合政策的实施可通过整合资金实现产业结构优化，而产业结构越高级对县域经济的促进作用就越明显. 资金整合的规模越大，固定资产投资占生产总值的比例越高，基础设施建设就更加完善，对于外区企业的吸引力就越大，城镇化的发展速度就越快，进而通过乘数效应带动产业发展，则固定资产投资转化为县域经济发展的动力就愈加显著. 在一般预算收入及支出占生产总值比例指标中，涉农资金整合政策的实施对于县域生产总值的促进作用不太明显，可能是部分县域的财政收支难以满足当地经济发展的需求，因此需要拓宽资金来源渠道实现经济发展. 年末金融机构贷款余额及规模以上工业企业生产总值占县域生产总值的比例对于县域经济的促进作用效果有限，说明整合资金规模化效应需要较长的转化过程.

表 2中列出了涉农资金统筹整合实施对县域经济发展的平均效果，但政策实施对县域经济发展的持续推动作用研究略显不足. 为验证政策实施的动态效果，本文分别对政策实施后的第1、第2、第3期进行回归(表 3).

通过表 3分析发现，政策实施对人均生产总值的增长具有正向促进作用，并且随着实施时间的推移，其作用效果愈加显著；在政策实施当期，平均作用效果为7.95%(平均作用效果7.95%为表 3中8.39%和7.6%的平均值，下同)，在政策实施的第2期、第3期平均作用效果分别为12.6%，17.70%，且结论分别在p＜5%或p＜1%水平差异具有统计学意义. 同样，政策实施对县域生产总值的促进作用相似，并且随着时间的推移，作用效果愈加明显，政策实施的平均累积效应分别为9.95%，15.80%和21.15%. 涉农资金的统筹整合政策实施可以有效摆脱县域经济发展过程中的恶性循环，通过政策实施的累积效应，对县域经济发展的影响效果更加显著，假设2得以验证.

影响县域经济发展的因素较多，为有效降低其他因素对因变量的影响效果，对样本数据进行平行趋势检验，根据肖建华等^[22]的研究进行反事实平行趋势检验，Beforei表示政策实施前的第1年、第2年，Current表示政策实施当年，Afteri分别表示政策实施后的第1年、第2年，假定2016年实施涉农资金统筹整合政策，则统计结果如表 4所示.

通过表 4分析发现，在政策实施前2年的效果均不显著，无论是否对控制变量进行回归，其结果差异较小. 政策实施当年具有正向促进作用，且随着实施时间的推移，政策实施的动态效果愈加明显. 一方面说明在对相关变量进行控制的基础上政策实施效果的研究具有代表性；另一方面说明在政策实施之前，实验组与对照组之间差异不具有统计学意义，即满足平行趋势假设检验，得到政策实施效果的系数具有无偏性.

为进一步验证结论的稳健性，采用一对一最近邻匹配后进行双差分分析，分析结果再次验证了前述结论. 涉农资金统筹整合实施对县域生产总值对数及人均生产总值对数均具有正向促进作用，对人均生产总值对数的影响在控制相关变量及未控制相关变量的情况下结果均在p＜1%水平差异具有统计学意义，在T¹期的平均作用效果为15.70%，在T²，T³期的平均作用效果分别为20.35%，28.45%，并且随着时间的推移，作用效果越显著. 同样，在生产总值对数的回归中，结果依旧在p＜1%水平差异具有统计学意义，并且存在政策累积效应(表 5).

通过变量替换的方法再次验证结论的稳健性，使用各县域统筹整合资金的对数作为自变量，人均生产总值对数及县域生产总值对数作为因变量，分别在控制相关变量及未控制的情况下进行回归(表 6). 涉农资金统筹整合对2个因变量均具有正向促进作用，作用效果的平均效应分别为1.25%和1.55%，略低于前述政策实施结论，但结论均在p＜1%水平差异具有统计学意义，通过替换自变量的方法进一步验证了政策实施的效果，之前的结论依旧有效.

通过上述分析发现，涉农资金统筹整合能够促进县域经济的发展，并且政策实施过程中存在一定的累积效应，即政策实施越久，作用效果越显著. 为了进一步分析政策实施的作用途径，了解涉农资金统筹整合影响县域经济发展的作用机制，使用式(3)进行分析，结果如表 7所示. Policy*Tⁱ表示政策实施第i年后的影响效果(i=1，2，3).

在第2列中政策实施对第一产业占县域生产总值的比例进行回归，系数为负，并且分别在p＜10%和p＜5%水平差异具有统计学意义，即政策实施对第一产业的作用效果有限，涉农统筹整合的资金并非仅限于农业发展，公共品建设也是资金的主要投向，但随着政策的实施，这种抑制作用呈现出衰减的趋势. 第3列可看出，政策实施对于第二产业发展的平均促进作用效果为0.045，且均在p＜5%和p＜1%水平差异具有统计学意义，并且存在一定的滞后效应，随着政策实施时间的推移，作用效果愈加显著，再次说明统筹整合政策的实施可在资金优势完善基础设施建设的同时，通过乘数效应带动产业发展. 第4列表明政策实施对固定资产投资占县域生产总值比例的影响效果，平均作用效果为7.4%，从表 2中可看出固定资产投资对县域经济发展具有正向促进作用，而实施涉农资金整合又可以促进固定资产的投资，形成良性循环. 第5列第6列表明政策实施对各县域预算收入、预算支出占生产总值比例的影响效果，总体来看，涉农资金统筹整合在增加一般预算支出的同时会促进一般预算收入的增长. 而从表 2可以看出，一般预算收入和一般预算支出对县域经济发展的作用效果有限，说明统筹整合政策的实施可以促进县域财政一般预算收入的增长，但预算支出转化为经济发展的机制还有待进一步完善，加以转化. 第7列表示政策实施与城镇化率之间的关系，结果表明涉农资金统筹整合可促进城镇化进程，而城镇化水平又会进一步促进县域经济的发展. 从第8列可以看出，涉农资金统筹整合实施会降低当地居民的储蓄资金额，但随着时间推移反向抑制的作用效果变弱. 通过表 2可知储蓄额与县域经济发展之间呈现出逆向变化，说明部分县域投资环境、投资水平有待进一步提升，使居民银行储蓄转化为经济发展的动力还有待进一步激发. 第9列显示了政策实施与年末金融机构贷款之间的关系，结果均为正，且分别在p＜5%及p＜10%水平差异具有统计学意义，并且随着政策实施，影响效果逐渐递增. 第10列显示了政策实施与规模以上工业企业生产总值之间的关系，总的来看，平均作用效果为7.13%，并且随着时间的推移，政策实施的效果影响愈加强烈. 涉农资金统筹整合实施通过完善基础设施建设、提高固定资产投资、加快城镇化进程等举措，改善投资环境优化产业结构，进而实现县域经济的发展，使得假设3得以验证.

本文采用1 066个县2013-2018年的相关数据为研究样本，通过双差分模型分析涉农资金统筹整合实施对县域经济发展的影响效果. 结果显示：①涉农资金统筹整合实施可以促进县域生产总值及人均生产总值对数的增长，平均作用效果分别为18.15%和14.05%；②随着政策实施时间的推移，正向作用效果越显著，对县域生产总值、人均生产总值对数的平均作用效果分别为15.63%，12.75%；③通过对涉农资金统筹整合政策实施的影响机制进行分析，得出涉农资金统筹整合主要通过完善基础设施建设、改善投资环境、优化产业结构、加快城镇化进程等举措促进县域经济的持续发展.

1) 由于涉农资金统筹整合政策的实施可促进县域经济的发展水平，因此一方面要统一思想认识，持续推进涉农资金统筹整合政策实施，通过“化零为整”的方式，激发政策实施的累积效应；另一方面要加大对于固定资产的投资力度，完善基础设施等举措，通过乘数效应带动产业发展，实现产业结构优化. 通过积极发挥财政职能作用，稳步推进脱贫攻坚与乡村振兴的有效衔接.

2) 虽然各县的财政预算收支水平、金融机构的贷款水平等指标对于县域经济发展的影响效果有限，但通过影响机制分析，发现统筹整合政策的实施可显著影响预算收支水平及企业和金融机构的融资发展水平. 相关部门可出台激励政策，激发居民储蓄、金融机构贷款转化为经济发展的动力，进而贯通融资转化为经济发展的机制，通过财政供给侧结构性改革，提升县域财政水平实现经济发展.