扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對相對貧困的影響及其作用機(jī)制
——基于隱性晉升激勵和財(cái)政支出視角

佟大建，張湖沿，金玉婷

（安徽農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，安徽 合肥 230036）

一、問題的提出

2020年中國已于現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下消除絕對貧困，緩解相對貧困成為后減貧時代中國貧困治理的重點(diǎn)。為探索相對貧困的治理經(jīng)驗(yàn)，早在2013年國務(wù)院扶貧開發(fā)領(lǐng)導(dǎo)小組就將遼寧省阜新市、浙江省麗水市、廣東省清遠(yuǎn)市設(shè)立為扶貧改革試驗(yàn)區(qū)，此后又分別于2015年和2019年將江蘇省宿遷市、山東省淄博市、福建省三明市、內(nèi)蒙古自治區(qū)赤峰市設(shè)立為扶貧改革試驗(yàn)區(qū)。設(shè)立目標(biāo)問責(zé)制并將政策目標(biāo)的完成情況作為官員晉升的依據(jù)從而激勵地方政府執(zhí)行中央政策，是中國公共政策執(zhí)行的基本治理機(jī)制[1]。當(dāng)中央政府設(shè)立的政策目標(biāo)清晰且給予地方政府強(qiáng)晉升激勵，地方政府會采取行政性執(zhí)行模式全面落實(shí)公共政策，即地方政府的政策執(zhí)行行為受顯性晉升激勵的影響[2]。整體來看，扶貧改革試驗(yàn)區(qū)運(yùn)行的突出特征是政策目標(biāo)相對模糊且中央政府并未以目標(biāo)問責(zé)的形式給予地方政府強(qiáng)晉升激勵，這可能導(dǎo)致扶貧改革試驗(yàn)區(qū)象征性地執(zhí)行扶貧改革政策，進(jìn)而無法較好地減少相對貧困。但也可能有部分扶貧改革試驗(yàn)區(qū)存在隱性晉升激勵，進(jìn)而使得其能夠較好地執(zhí)行扶貧改革政策進(jìn)而減少相對貧困。那么，扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立是否減少了相對貧困？不同扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的相對貧困減少績效是否存在差異？若存在，是否與隱性晉升激勵相關(guān)？回答上述問題對當(dāng)前扶貧改革試驗(yàn)區(qū)運(yùn)行制度的完善以及建立緩解相對貧困的長效機(jī)制具有重要意義。

學(xué)界對官員晉升激勵及其影響進(jìn)行探討發(fā)現(xiàn)，當(dāng)上級政府以目標(biāo)問責(zé)的形式設(shè)置一些經(jīng)濟(jì)和社會指標(biāo)對下級政府官員進(jìn)行考核并給予強(qiáng)晉升激勵時，下級官員會圍繞相關(guān)指標(biāo)展開競爭，并且增加投入促進(jìn)指標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，以提高自身獲得晉升或降低被懲罰的概率[3-6]。事實(shí)上，運(yùn)用扶貧目標(biāo)問責(zé)制以及給予貧困縣官員強(qiáng)晉升激勵這一貧困治理手段是中國成功減少絕對貧困的經(jīng)驗(yàn)之一。中國脫貧攻堅(jiān)的成功依賴于中國在貧困治理中采取了行政統(tǒng)籌、干部隊(duì)伍管理、考評和問責(zé)機(jī)制等組成的精準(zhǔn)行政扶貧模式[7]，以收入是否達(dá)到絕對貧困線及是否實(shí)現(xiàn)“兩不愁、三保障”①、貧困發(fā)生率分別作為貧困人口及貧困縣退出的衡量標(biāo)準(zhǔn)，并采用保持貧困縣黨政正職穩(wěn)定的特殊管理辦法，將官員引入以貧困縣摘帽為目標(biāo)的“脫貧攻堅(jiān)資格賽”中[8]，且在貧困縣黨政領(lǐng)導(dǎo)的提拔任用與追責(zé)問責(zé)方面給予強(qiáng)晉升激勵，從而促使貧困縣圍繞脫貧指標(biāo)采取“自我加碼”的方式加大扶貧開發(fā)力度[9]。

自扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立以來，部分學(xué)者分析了扶貧改革試驗(yàn)區(qū)所采取的具體扶貧改革措施及存在的問題，研究發(fā)現(xiàn)東部六個扶貧改革試驗(yàn)區(qū)各自采取了相應(yīng)的扶貧創(chuàng)新實(shí)踐[10]，但部分試驗(yàn)區(qū)存在貧困的界定標(biāo)準(zhǔn)較為單一、除政府外其他扶貧力量不足、扶貧工作隊(duì)伍體系不夠完善等問題[11]。此外，一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立可通過產(chǎn)業(yè)扶貧、金融扶貧、提高農(nóng)村居民人均純收入等渠道促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長且會對周邊鄰近地區(qū)產(chǎn)生正向溢出效應(yīng)[12]，在推動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展上，扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的政策效應(yīng)不存在省份差異[13]。也有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，六個扶貧改革試驗(yàn)區(qū)中只有麗水扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立顯著促進(jìn)了農(nóng)民人均純收入增長，其余扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立不具有顯著的減貧效應(yīng)，且認(rèn)為扶貧改革措施的執(zhí)行差異是各扶貧改革試驗(yàn)區(qū)減貧效應(yīng)存在差異的主要原因[14]。

文獻(xiàn)梳理表明，既有文獻(xiàn)多從以目標(biāo)問責(zé)制為表現(xiàn)形式的顯性晉升激勵的視角解釋地方政府的政策執(zhí)行行為及其績效；對扶貧改革試驗(yàn)區(qū)而言，主要關(guān)注點(diǎn)是其設(shè)立后具體扶貧改革措施對農(nóng)民收入或經(jīng)濟(jì)增長的影響，但并未分析其設(shè)立對相對貧困的影響。為此，筆者擬基于2000—2018年市級面板數(shù)據(jù)，評估扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對相對貧困的影響，并從隱性晉升激勵和財(cái)政支出的視角探究其作用機(jī)制，為后脫貧時代緩解相對貧困提供決策參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

自扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立伊始，各扶貧改革試驗(yàn)區(qū)不斷探索產(chǎn)業(yè)扶貧、社會救助與醫(yī)療保險扶貧、教育與就業(yè)扶貧等扶貧改革措施。產(chǎn)業(yè)扶貧可通過直接支持農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體和貧困農(nóng)戶發(fā)掘特色產(chǎn)業(yè)、開展光伏扶貧和鄉(xiāng)村旅游、積極推進(jìn)電商扶貧等新措施，促進(jìn)區(qū)域特色產(chǎn)業(yè)體系形成、拓寬產(chǎn)品銷售渠道以及增加貧困人口就業(yè)機(jī)會，有助于提高農(nóng)民收入從而縮小相對貧困[15]。社會救助與醫(yī)療保險扶貧可通過提高低收入群體收入、減輕其醫(yī)療負(fù)擔(dān)以及改善勞動供給的方式提高其收入從而縮小相對貧困[16,17]。教育與就業(yè)扶貧可通過職業(yè)教育、技能培訓(xùn)、扶貧車間等方式增加農(nóng)戶的人力資本水平和非農(nóng)就業(yè)機(jī)會，在促進(jìn)農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移就業(yè)過程中提高勞動力資源的配置效率從而提高農(nóng)民收入和縮小相對貧困[18]。

財(cái)政支出是中國扶貧事業(yè)的重要手段，產(chǎn)業(yè)扶貧、社會救助與醫(yī)療保險扶貧、教育與就業(yè)扶貧等均需要政府公共財(cái)政支出提供支持。與中西部地區(qū)扶貧開發(fā)中央財(cái)政作為投入主體不同，扶貧改革試驗(yàn)區(qū)運(yùn)行的突出特征是，盡管扶貧開發(fā)事權(quán)由扶貧改革試驗(yàn)區(qū)自身負(fù)責(zé)，但其扶貧開發(fā)所需財(cái)政支出由其所在省級政府負(fù)責(zé)即扶貧開發(fā)支出由中央向省分權(quán)。此外，與中西部扶貧開發(fā)中央政府提出清晰的扶貧政策目標(biāo)及實(shí)現(xiàn)政策目標(biāo)的路徑和手段不同，扶貧改革試驗(yàn)區(qū)運(yùn)行的另一突出特征是試驗(yàn)性。盡管中央政府對其設(shè)立的政策目標(biāo)是承擔(dān)完善國家扶貧戰(zhàn)略和政策體系、探索中長時期扶貧發(fā)展道路的任務(wù)，但政策目標(biāo)相對模糊同時并未明確實(shí)現(xiàn)這一政策目標(biāo)的路徑與手段，這使得扶貧改革試驗(yàn)區(qū)所在省級政府在是否增加扶貧開發(fā)支出及其自身執(zhí)行扶貧改革措施方面具有較大的自由裁量權(quán), 導(dǎo)致其政策效應(yīng)可能有所不同。

因此，扶貧改革試驗(yàn)區(qū)能否較好地執(zhí)行扶貧改革措施取決于是否增加用于扶貧開發(fā)的財(cái)政支出及其是否具有較強(qiáng)的扶貧改革措施。與中央政府以目標(biāo)問責(zé)的形式將消除絕對貧困績效納入地方政府官員政績考核并作為其晉升的主要依據(jù)從而影響地方政府官員的扶貧政策執(zhí)行激勵不同，扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的試驗(yàn)特征使得中央政府并未以目標(biāo)問責(zé)的形式將其減貧績效納入地方政府官員政績考核以及作為其晉升的依據(jù)。除了以目標(biāo)問責(zé)的形式作為官員晉升依據(jù)的顯性晉升激勵從而影響地方政府官員扶貧政策執(zhí)行激勵外，以上級政府官員視察為表現(xiàn)形式的隱性晉升激勵同樣可能影響地方政府官員扶貧政策執(zhí)行激勵。

首先，上級政府官員視察具有隱性晉升激勵的信號傳遞機(jī)制。上級政府官員視察會向地方政府官員傳遞出其重視本地發(fā)展的信號，這意味著若本地發(fā)展績效較好則會建立上級政府官員對本地官員能力的正面印象，而官員個人能力會提高其晉升的可能性[19]；相反，則會降低其晉升的可能性。此時即使扶貧改革試驗(yàn)區(qū)沒有提出清晰政策目標(biāo)，其實(shí)現(xiàn)政策目標(biāo)的路徑和手段僅具有試驗(yàn)性質(zhì)，隱性晉升激勵的存在仍會激勵地方政府官員積極投入資源并較好地執(zhí)行相關(guān)措施。另外，上級政府官員視察具有隱性晉升激勵的政治關(guān)系功能。上級政府官員的視察通常會建立起與本地的政治關(guān)系，在其他條件一定的情況下，擁有政治關(guān)系會提高官員晉升的可能性[20]。因此，相對于沒有上級政府官員視察的扶貧改革試驗(yàn)區(qū)，有上級政府官員視察的扶貧改革試驗(yàn)區(qū)會建立起隱性晉升激勵，這會激勵其所在省級政府增加對其用于扶貧開發(fā)支出的財(cái)政支出及其自身加大扶貧改革措施執(zhí)行力度，從而具有較好的相對貧困減少績效?；谏鲜龇治?，本研究提出以下研究假設(shè)：

H1：并非所有扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立均能減少相對貧困

H2：隱性晉升激勵會促使扶貧改革試驗(yàn)區(qū)增加扶貧改革方面的財(cái)政支出

H3：隱性晉升激勵可通過增加扶貧改革方面的財(cái)政支出減少扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的相對貧困

三、數(shù)據(jù)來源、研究方法與變量選擇

1.數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)主要來源于各省、市統(tǒng)計(jì)年鑒以及相應(yīng)省份財(cái)政年鑒。此外，農(nóng)村居民收入五等分分組數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計(jì)年鑒；官員數(shù)據(jù)通過人民網(wǎng)、擇城網(wǎng)、百度百科等搜集整理。上述統(tǒng)計(jì)年鑒均缺失的極少部分財(cái)政支出數(shù)據(jù)，則通過算術(shù)平均值的方法計(jì)算求得。本研究中處理組為設(shè)立扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的阜新市、麗水市、清遠(yuǎn)市、宿遷市、淄博市、三明市，控制組為試驗(yàn)區(qū)所在省份中的其他市②。去掉數(shù)據(jù)缺失較為嚴(yán)重的市后，選取2000—2018年③東部6省74個市的面板數(shù)據(jù)共1 406個觀測值：其中處理組6個市，114個觀測值；控制組68個市，1 292個觀測值。

2.研究方法

本研究采用Abadie等[21]提出的合成控制法分析扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對相對貧困的影響。假設(shè)觀測到J+1個市共T年的相對貧困情況，其中第1個市設(shè)立了扶貧改革試驗(yàn)區(qū)，控制組為其余未設(shè)立扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的J個市。

令itα為扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對相對貧困的影響，令Dit為市i在年份t是否設(shè)立扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的虛擬變量，因此有：）

由于假設(shè)只有第1個市在年份t（t＞0T）設(shè)立了扶貧改革試驗(yàn)區(qū)，因此當(dāng)i=1且t＞T0時Dit=1；否則Dit=0。那么對于t（t＞T0），扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對相對貧困的影響為：

由于設(shè)立扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的市相對貧困情況Y1t可以觀測到，因此為了估計(jì)出α1t，需要先估計(jì)假如設(shè)立扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的市未設(shè)立扶貧改革試驗(yàn)區(qū)這一反事實(shí)的相對貧困情況Y1tN。對此，假設(shè)未設(shè)立扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的市相對貧困YitN由以下模型決定：

其中，tδ為對所有市均相同的影響相對貧困的時間趨勢；Z i為r×1維可觀測的不受扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立影響的決定相對貧困的預(yù)測變量向量，tθ為1×r維未知參數(shù)向量；iμ為F×1維觀測不到的市固定效應(yīng)向量，tλ為1×F維未知的共同因子向量；itε為對所有市均值為0的不可觀測的隨機(jī)擾動項(xiàng)。

3.變量選擇

（1）被解釋變量。參考李永友等[22]的研究以及考慮到數(shù)據(jù)的可獲性，本研究采用國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的全國層面農(nóng)村居民收入五等分分組中高收入戶與東部六省各市農(nóng)村居民人均可支配收入的比值衡量相對貧困④。

（2）核心解釋變量。本研究首先估計(jì)扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對相對貧困的影響，其次從隱性晉升激勵的視角解釋其相對貧困減少績效的差異。因此核心解釋變量有兩個：一是扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立虛擬變量，當(dāng)某市在某年被設(shè)立為扶貧改革試驗(yàn)區(qū)，則在當(dāng)年及之后取值為1，否則取值為0；二是隱性晉升激勵，采用官員視察作為隱性晉升激勵的代理變量?？紤]到不同級別官員視察帶來隱性晉升激勵的強(qiáng)度存在差異，選擇現(xiàn)任政治局委員視察作為扶貧改革試驗(yàn)區(qū)隱性晉升激勵的代理變量。具體而言，如果扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立之前現(xiàn)任政治局委員曾到該市視察，則該扶貧改革試驗(yàn)區(qū)具有隱性晉升激勵；反之，則無⑤。

（3）預(yù)測變量。為了控制其他因素對相對貧困的影響，參考既有相關(guān)文獻(xiàn)，預(yù)測變量分別選擇工業(yè)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府支出、儲蓄率、貸款率、對外開放度以及固定資產(chǎn)投資[23-27]。表1為變量定義及樣本描述性統(tǒng)計(jì)。

表1 變量定義及樣本描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果與分析

1.扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對相對貧困的影響

從表2可以看出，并非所有扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立均能減少相對貧困，H1得到驗(yàn)證。具體而言，除了淄博，阜新、清遠(yuǎn)、宿遷、三明扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對相對貧困均有負(fù)向影響，但均不顯著，這表明盡管阜新、清遠(yuǎn)、宿遷、三明扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對相對貧困具有一定的減少作用，但較為有限。麗水扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立當(dāng)年即2013年，扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對其相對貧困具有一定的正向影響，但不顯著；從2014年開始，扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對其相對貧困產(chǎn)生了顯著負(fù)向影響且其系數(shù)逐漸增大，表明麗水扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立減少了相對貧困，且隨著時間的延長，其減少相對貧困的作用逐漸增強(qiáng)。阜新、清遠(yuǎn)、宿遷、淄博、三明扶貧改革試驗(yàn)區(qū)同樣采取了與麗水類似的扶貧改革措施，之所以僅麗水扶貧改革試驗(yàn)區(qū)顯著減少了相對貧困，可能的原因在于：扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的政策目標(biāo)相對模糊且中央政府并未以目標(biāo)問責(zé)的形式給予其強(qiáng)晉升激勵，因此使得阜新、清遠(yuǎn)、宿遷、淄博、三明扶貧改革試驗(yàn)區(qū)可能僅是象征性地執(zhí)行扶貧改革政策，進(jìn)而未減少相對貧困；麗水扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立之所以顯著減少了相對貧困，可能是由于其存在隱性晉升激勵。

表2 扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對相對貧困的影響

2.隱性晉升激勵對財(cái)政支出的影響

麗水扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立顯著減少了相對貧困，阜新、清遠(yuǎn)、宿遷、三明扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對相對貧困減少具有一定的作用，但較為有限。同為扶貧改革試驗(yàn)區(qū)，為何會出現(xiàn)這一現(xiàn)象？本研究從隱性晉升激勵對扶貧改革試驗(yàn)區(qū)增加用于扶貧開發(fā)的財(cái)政支出的視角對這一現(xiàn)象進(jìn)行解釋。首先，識別不同扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的隱性晉升激勵以及該隱性晉升激勵是否是扶貧改革試驗(yàn)區(qū)相對貧困減少績效存在差異的原因。由于第一批扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的時間是2013年，因此通過網(wǎng)絡(luò)公開報道查找現(xiàn)任政治局委員在2000—2012年是否到各市進(jìn)行過視察，發(fā)現(xiàn)現(xiàn)任政治局委員曾經(jīng)到麗水進(jìn)行過視察，但未到其余五市。為了考察隱性晉升激勵是否激勵了扶貧改革試驗(yàn)區(qū)增加用于扶貧開發(fā)的財(cái)政支出，以扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障、農(nóng)林水務(wù)、交通運(yùn)輸?shù)任孱愗?cái)政支出的影響衡量其對教育與就業(yè)扶貧、健康扶貧、社會保障扶貧、產(chǎn)業(yè)扶貧、基礎(chǔ)設(shè)施扶貧等扶貧開發(fā)支出的影響。若隱性晉升激勵促使了扶貧改革試驗(yàn)區(qū)增加用于扶貧開發(fā)的財(cái)政支出，則預(yù)期扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后上述財(cái)政支出會增加。識別策略如下：將麗水扶貧改革試驗(yàn)區(qū)作為處理組，其余五個扶貧改革試驗(yàn)區(qū)作為控制組，采用合成控制法估計(jì)隱性晉升激勵對麗水扶貧改革試驗(yàn)區(qū)上述財(cái)政支出的影響，估計(jì)結(jié)果見表3⑥。

列（1）表明，在扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立當(dāng)年，其對教育支出具有負(fù)向影響但不顯著；從其設(shè)立后第二年開始，其對教育支出具有正向影響且開始變得顯著，表明隱性晉升激勵促使麗水扶貧改革試驗(yàn)區(qū)增加了教育與就業(yè)方面的扶貧開發(fā)支出。列（2）表明，自扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后，其對醫(yī)療衛(wèi)生支出的影響均在1%水平上顯著為正且隨時間逐漸增大，顯示出隱性晉升激勵促使麗水扶貧改革試驗(yàn)區(qū)增加了健康方面扶貧開發(fā)支出。列（3）表明，在扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后的前三年，其對社會保障支出具有負(fù)向影響；從其設(shè)立后第四年開始，其對社會保障支出具有顯著正向影響且逐漸增大?？赡艿脑蚴欠鲐毟母镌囼?yàn)區(qū)設(shè)立初始時社會保障支出的減貧作用未得到足夠的重視，將原用于社會保障的財(cái)政支出優(yōu)先配置到其他財(cái)政支出類別，而后期根據(jù)自身情況逐漸優(yōu)化各類別財(cái)政支出并增加了社會保障方面的扶貧開發(fā)支出。列（4）表明，在扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后的前三年，其對農(nóng)林水務(wù)支出具有正向影響但影響較小且不顯著；從其設(shè)立后第四年開始，其對農(nóng)林水務(wù)支出的正向影響增大且開始變得顯著，表明隱性晉升激勵促使麗水扶貧改革試驗(yàn)區(qū)增加了產(chǎn)業(yè)扶貧方面的扶貧開發(fā)支出。列（5）表明，在扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后的前三年，其對交通運(yùn)輸支出的影響較小且估計(jì)結(jié)果不穩(wěn)定；從其設(shè)立后第四年開始，其對交通運(yùn)輸支出具有穩(wěn)定的正向影響且開始變得顯著，表明隱性晉升激勵促使麗水扶貧改革試驗(yàn)區(qū)增加了基礎(chǔ)設(shè)施方面的扶貧開發(fā)支出。表3估計(jì)結(jié)果表明，整體來看，隱性晉升激勵促使麗水扶貧改革試驗(yàn)區(qū)增加了扶貧改革方面的財(cái)政支出，H2得到驗(yàn)證?？赡艿脑蛟谟?，上級政府官員的視察為麗水扶貧改革試驗(yàn)區(qū)建立起隱性晉升激勵的信號傳遞機(jī)制和政治關(guān)系功能，這使得盡管中央政府未對扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立清晰的政策目標(biāo)且未給予地方政府強(qiáng)晉升激勵，但隱性晉升激勵同樣促使其加大了扶貧改革措施執(zhí)行力度。

表3 隱性晉升激勵對財(cái)政支出的影響

此外，既有研究表明，在以經(jīng)濟(jì)增長為導(dǎo)向的晉升錦標(biāo)賽下，官員的任期、年齡的差異所帶來的顯性晉升激勵的差異會影響地方財(cái)政支出[28,29]。相對于其余五個扶貧改革試驗(yàn)區(qū)，麗水扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障等支出的正向影響可能是其與其余五市市級官員因任期、年齡的差異所致。根據(jù)人民網(wǎng)、擇城網(wǎng)、百度百科搜集整理了2007—2018年設(shè)立扶貧改革試驗(yàn)區(qū)六市市委書記和市長任期、年齡數(shù)據(jù)，參考吳敏等[29]的做法，在將扶貧改革試驗(yàn)區(qū)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)與官員數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配時，將當(dāng)年在任時間超過6個月的官員作為當(dāng)年在任官員。表4估計(jì)結(jié)果表明，僅市委書記年齡對社會保障支出具有負(fù)向影響，其任期、年齡對其他財(cái)政支出均無影響， 這表明麗水扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障等支出的正向影響主要來自隱性晉升激勵的作用⑦。

表4 市委書記任期、年齡對財(cái)政支出的影響

3.財(cái)政支出對相對貧困的影響

前面研究表明，隱性晉升激勵促進(jìn)了扶貧改革試驗(yàn)區(qū)增加教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障等財(cái)政支出，為探究上述財(cái)政支出的增加是否是扶貧改革試驗(yàn)區(qū)相對貧困減少績效存在差異的原因，本研究進(jìn)一步分析上述財(cái)政支出對相對貧困的影響。表5為估計(jì)結(jié)果，其中，（1）～（5）列分別為教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障、農(nóng)林水務(wù)、交通運(yùn)輸支出對相對貧困影響的估計(jì)結(jié)果，列（6）為上述支出共同對相對貧困影響的估計(jì)結(jié)果。表5估計(jì)結(jié)果表明，隱性晉升激勵可通過增加扶貧改革方面的財(cái)政支出減少扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的相對貧困。列（6）表明，教育支出對相對貧困的影響未獲得預(yù)期的符號且不顯著，這表明目前教育支出的增加未起到減少相對貧困的作用；可能的原因是其支出未能較好地瞄準(zhǔn)低收入群體。醫(yī)療衛(wèi)生支出前面系數(shù)在10%水平上顯著為負(fù)，這表明醫(yī)療衛(wèi)生支出的增加有助于減少相對貧困；可能的原因是醫(yī)療衛(wèi)生支出的增加提高了醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的可獲性并改善了醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的供給的質(zhì)量從而提高了低收入群體健康水平，健康人力資本的改善提高了其從事農(nóng)業(yè)與非農(nóng)收入進(jìn)而減少了相對貧困。社會保障支出前面系數(shù)在5%水平上顯著為負(fù)，這表明社會保障支出的增加有助于減少相對貧困，可能的原因是社會保障支出具有較強(qiáng)的對不同收入階層的收入進(jìn)行再分配的功能，低收入群體從社會保障支出增加中受益相對較大，從而減少了相對貧困。農(nóng)林水務(wù)支出前面系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，這表明農(nóng)林水務(wù)支出的增加有助于減少相對貧困，可能的原因是農(nóng)林水務(wù)支出的增加帶來了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的改善為產(chǎn)業(yè)扶貧創(chuàng)造了有利條件，提高了低收入群體的農(nóng)業(yè)收入進(jìn)而減少了相對貧困。交通運(yùn)輸支出前面系數(shù)為負(fù)但不顯著，這表明交通運(yùn)輸支出的增加有助于減少相對貧困，但其作用比較有限。以上結(jié)果表明，隱性晉升激勵主要通過促使扶貧改革試驗(yàn)區(qū)增加醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障以及農(nóng)林水務(wù)方面財(cái)政支出減少相對貧困，H3得到驗(yàn)證。

表5 財(cái)政支出對相對貧困的影響

4.相對貧困減少對官員晉升的影響

前文分析證實(shí)了扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的隱性晉升激勵促使其增加用于扶貧開發(fā)的財(cái)政支出進(jìn)而減少了相對貧困。事實(shí)上，既有經(jīng)濟(jì)增長與官員晉升的文獻(xiàn)認(rèn)為中國快速經(jīng)濟(jì)增長的制度基礎(chǔ)是以經(jīng)濟(jì)增長為導(dǎo)向的地方官員的晉升激勵[30]。中國已于現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下消除了絕對貧困且相對于世界范圍內(nèi)其他國家取得了更好的減貧績效，地方官員的晉升激勵在其中是否發(fā)揮了重要作用？對于本文而言，需要回答的問題是，扶貧改革試驗(yàn)區(qū)相對貧困的改善是否有助于官員的晉升？為了回答這一問題，需要統(tǒng)計(jì)設(shè)立扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的六個城市官員在扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后職位變動情況。在現(xiàn)行中國政治體制下，在政策制定中各級黨委書記相對擁有更大的權(quán)力，因此，本研究收集了六個扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立以來市委書記任期結(jié)束去向數(shù)據(jù)。當(dāng)前學(xué)界在界定官員晉升時存在按照官員的行政級別和按照官員實(shí)際掌握權(quán)力兩種標(biāo)準(zhǔn)[31]。據(jù)統(tǒng)計(jì)，六個扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立以來共有13位市委書記，任期結(jié)束后僅存在平調(diào)或晉升，并不存在留任、退休或降職等情況，因此分別按照官員行政級別和實(shí)際掌握權(quán)力兩種標(biāo)準(zhǔn)界定市委書記任期結(jié)束后是否晉升。第一，按照官員行政級別：市委書記任期結(jié)束后任職省人大副主任、省政協(xié)副主席、省委常委視為晉升。第二，按照官員實(shí)際掌握權(quán)力的大?。菏形瘯浫纹诮Y(jié)束后任職省委常委視為晉升。根據(jù)上述對晉升的界定，若按照官員行政級別界定晉升，阜新、麗水、三明、宿遷扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后其市委書記任期結(jié)束后均獲得了晉升；但若按照官員實(shí)際掌握權(quán)力大小界定晉升，六個扶貧改革試驗(yàn)區(qū)中只有麗水和宿遷扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后其市委書記任期結(jié)束后獲得了晉升。在六個扶貧改革試驗(yàn)區(qū)中，相對貧困減少的麗水的市委書記似乎更可能獲得晉升⑧。由于官員任期結(jié)束后職位變動的樣本量過小，本研究未能給出相對貧困績效改善對官員晉升影響的研究經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，這有待未來進(jìn)一步研究。

五、研究結(jié)論與啟示

本研究基于隱性晉升激勵和財(cái)政支出的視角，利用2000—2018年市級面板數(shù)據(jù)，采用合成控制法實(shí)證分析了阜新、麗水、清遠(yuǎn)、宿遷、淄博、三明六個扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對相對貧困的影響及其作用機(jī)制，可得到以下研究結(jié)論：麗水扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立顯著減少了相對貧困，且隨著時間的延長，其減少相對貧困的作用逐漸增強(qiáng)；阜新、清遠(yuǎn)、宿遷、三明扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對相對貧困具有一定的減少作用，但較為有限；上級官員視察帶來的隱性晉升激勵的差異是扶貧改革試驗(yàn)區(qū)相對貧困減少績效存在差異的原因；隱性晉升激勵促使扶貧改革試驗(yàn)區(qū)加大對醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障以及農(nóng)林水務(wù)財(cái)政支出，保障了健康扶貧、社會保障扶貧、產(chǎn)業(yè)扶貧政策的有效執(zhí)行，進(jìn)而減少了相對貧困；相對貧困的減少似乎有助于促進(jìn)官員的晉升。

為建立2020年后緩解相對貧困的長效機(jī)制，本研究結(jié)論可提供如下啟示：第一，加大教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障等財(cái)政支出為居民提供基本公共服務(wù)，對低收入群體實(shí)施分類幫扶，重點(diǎn)通過提供技能培訓(xùn)、公益崗位和健康服務(wù)等，提升其獲得收入的能力以提高財(cái)政支出的使用效率，但財(cái)政支出規(guī)模應(yīng)與今后經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展階段相匹配，避免過高比例財(cái)政支出引起福利陷阱；第二，扶貧開發(fā)支出分權(quán)的方式可能僅適用于財(cái)力較強(qiáng)的地方政府，對于財(cái)力薄弱的中西部地區(qū)地方政府，在脫貧攻堅(jiān)與鄉(xiāng)村振興相銜接乃至未來較長一段時期中央政府可能仍需保持對其一定的財(cái)政轉(zhuǎn)移支付以提高其貧困治理的能力；第三，盡管官員視察帶來的隱性晉升激勵促進(jìn)了相對貧困的減少，但更應(yīng)該重視正式減貧激勵機(jī)制，激勵地方政府加大對扶貧措施的執(zhí)行力度，確立相對貧困減少績效作為官員晉升的參考依據(jù)并提高其在官員晉升中的考核比重。

注釋：

① 兩不愁、三保障（不愁吃、不愁穿，義務(wù)教育、基本醫(yī)療和住房安全有保障）。

② 赤峰扶貧改革試驗(yàn)區(qū)正式設(shè)立的時間為2019年5月，因此無法分析其設(shè)立對相對貧困的影響。

③ 合成控制法需要在政策干預(yù)之前有較長時間的觀測數(shù)據(jù)以考察合成控制組對處理組的擬合能力，因此本研究數(shù)據(jù)從2000年開始。

④ 設(shè)立扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的東部六省農(nóng)村居民人均可支配收入高于全國平均水平，因此本研究采用國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的全國層面農(nóng)村居民收入按五等分分組中高收入戶與東部六省各市農(nóng)村居民人均可支配收入的比值衡量相對貧困。

⑤ 之所以選擇扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立之前現(xiàn)任政治局委員是否曾到該市視察衡量扶貧改革試驗(yàn)區(qū)的隱性晉升激勵，是因?yàn)槿绻x擇扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立之后現(xiàn)任政治局委員是否曾到該市視察則會面臨內(nèi)生性問題。事實(shí)上，扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立之后現(xiàn)任政治局委員并未到其進(jìn)行視察。

⑥ 由于2007年政府收支分類改革，財(cái)政支出統(tǒng)計(jì)口徑發(fā)生變化，為保證統(tǒng)計(jì)口徑的一致性以及財(cái)政支出細(xì)分?jǐn)?shù)據(jù)的可獲性，故利用2007—2018年樣本進(jìn)行分析。

⑦ 市長任期、年齡對財(cái)政支出影響的估計(jì)結(jié)果表明，僅市長年齡對農(nóng)林水務(wù)支出具有負(fù)向影響，為節(jié)省篇幅未匯報。

⑧ 由于六個扶貧改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立以來僅有13位市委書記任期結(jié)束后職位發(fā)生變動，而決定官員晉升的因素較多，因此僅采用上述13個樣本構(gòu)成的市委書記職位變動樣本難以估計(jì)相對貧困減少對市委書記晉升的影響。因此，未實(shí)證分析相對貧困的減少對官員晉升的影響，這一問題有待后續(xù)進(jìn)一步研究。