扶貧改革試驗區對地方基本公共服務供給水平的影響研究

摘 要 本文利用2013 年浙江省麗水市實施的扶貧改革試驗區這一外生沖擊構造準自然實驗，借助浙江省2007—2020 年58 個縣域的面板數據，主要采用雙重差分固定效應識別方法，評估、闡釋試驗區對地方基本公共服務供給水平的影響效果以及作用渠道。結果表明，試驗區促使地方人均基本公共服務支出提升750 元左右，所得結論在經過一系列不同形式的穩健性檢驗之后仍然成立。從動態效應來看，試驗區對提升地方基本公共服務供給水平具有長時段的顯著影響。作用渠道分析顯示，試驗區的設立促使地方政府承擔較大的財政收支壓力，并借助稅收努力，同時通過財政預算結構調整，能夠達到提高基本公共服務供給水平的目的。此外，試驗區內部地區間具有的差異性特征對不同類別的基本公共服務供給也表現出一定的異質性影響。麗水市作為扶貧改革試驗區的一個縮影，本文的研究有助于給政策制定者提供一個反饋的視角，同時也有助于為我國探尋構建適度普惠型社會福利的新路徑提供經驗借鑒。

關鍵詞 扶貧改革試驗區;基本公共服務;麗水市;雙重差分法

0 引言

為實現先富幫后富、最終實現共同富裕的宏偉目標，中央政府長期以來有計劃、有組織地啟動實施了一系列大規模的國家扶貧開發戰略。伴隨著國家治理能力的提升與扶貧政策體系的完善，財政扶貧的投入力度持續加大，財政扶貧資金的管理日漸強化，這都為脫貧攻堅提供了更有針對性的政策支持和財力保障。而隨著貧困內涵界定的延伸和多維貧困觀念的涌現，傳統的單一收入貧困識別模式已經難以準確揭示貧困的廣度、深度和分布特征。為滿足貧困地區人口更高層次的多元化需求，脫貧重點亟待從單一視角的“生存需求”模式向多維視角的“發展需求”模式轉變。“ 賦予地方更多自主權，支持地方創造性開展工作”是發揮中央和地方兩個積極性的關鍵。扶貧之路是一個頂層設計與泥濘前行相結合的過程，需要充分考慮基層治理的特殊性、復雜性和多樣性。為積極探索扶貧開發的新途徑，2013 年1 月，國務院扶貧開發領導小組印發《關于設立扶貧改革試驗區的意見》（國開發〔2013〕1 號），在遼寧省阜新市、浙江省麗水市和廣東省清遠市批復設立3 個國家級扶貧改革試驗區。伴隨著脫貧攻堅逐漸從工具理性轉向經驗理性，扶貧改革試驗區在全新的政策發展環境和動能激勵下，基于“取之于民，用之于民”的財政分配理念，從教育、醫療衛生、社會保障和就業等基本公共服務領域構建社會安全網，筑牢多層次的社會公共服務體系，提升貧困人口和潛在貧困群體的內源性自我發展能力，不僅是新一輪扶貧改革創新實踐的題中應有之義，更是在實現共同富裕的進程中，推進基本公共服務均等化的必要舉措。本文基于浙江省2007—2020 年58 個縣域層面的面板數據，主要采用雙重差分法，探究扶貧改革試驗區對地方基本公共服務供給水平的因果處置效應，并對其背后的作用渠道進行檢驗和挖掘，以期給政策制定者提供一個反饋的視角，同時為新時期總結脫貧攻堅經驗、探索開放式扶貧新路徑提供理論與實踐依據。

1 文獻述評

伴隨著中國的扶貧工作由解決以基本需求短缺為特征的絕對貧困向緩解以發展差距為特征的相對貧困轉變，優化民生保障體制機制成為社會建設領域的重要任務。民生財政是中國在經濟社會發展轉軌時期的必然選擇，更是對公共財政理論的理性升華（馬海濤等，2019）。民生建設不只局限于保障民眾的基本生活，而是要在不斷增進民生福祉的基礎上，通過提升基本公共服務水平來滿足人們日益增長的美好生活需要（景維民和趙爽，2021）。擺脫貧困是實現共同富裕的重要基礎，中國特色社會主義制度本質上決定了中國扶貧治理是基于“共同富裕”的目標（ 李實和沈揚揚，2021）。貧困治理的目標是實現區域可持續發展，貧困治理應該區分經濟維度的“貧”和社會維度的“困”，貧困治理不僅在于絕對貧困的消除，更在于將社會保障作為國家反貧困的基礎性制度安排（鄭宇，2022）。政府在增進民生福祉方面所作出的努力，通過構建規范、完整、激勵相容的多層次扶貧體系，將基本公共服務納入反貧困框架，加大了財政對基本公共服務領域的傾斜力度（李實和楊一心，2022）。

貧困的表象是收入或消費貧困，其本質是以受教育水平和健康狀況為代表的人力資本的匱乏（Bossert et al. ，2013）。貧困不是單純的缺乏客觀可識別資源，而是一個多層面的集結各種矛盾的社會嵌入現象（ Martin and Petersen，2019）。根據多維貧困理論的觀點，貧困的范疇不僅局限于收入層面，更體現于個體在教育、健康等維度上所面臨的可行能力匱乏（ Alkire and Foster，2011）。多維貧困觀念決定了現階段扶貧方式應向著致力于滿足人們更高層次的多元化需求方向轉變，基本公共服務減貧與現行扶貧框架下的福利內涵具有內在的邏輯一致性（王瑜和汪三貴，2018）。基本公共服務本質上屬于“ 投資性” 支出，在“涓滴效應”下惠及貧困地區，加大公共服務供給以彌補貧困家庭人力資本投資的不足，也有利于提升貧困地區的“ 造血” 能力（ 李丹等，2019）。就減貧的長效機制而言，貧困治理應以人力資本建設為重心，堅持開發式扶貧和保障性扶貧相統籌，促進外源式扶貧與內生式扶貧相結合（ 蔣永穆，2020）。相對貧困作為因經濟社會結構轉型不均衡不充分所引發的貧困現象，具有次生性、多維性和分散性的特征。這就要求相對貧困治理在微觀層面上體現出針對特定貧困群體的發展需求和特殊貧困類型的扶貧政策設計（顧昕和孟天廣，2015）。大規模的反貧困政策促使政府投入的扶貧資金不斷增加，但伴隨著公共財政支出減貧的邊際效應逐漸弱化，這對中國未來的扶貧策略提出了更多挑戰（Liu et al. ，2020）。一方面，由于缺乏完備的自下而上的信息傳導機制，帶有行政指令色彩的政府導向型扶貧資源常常被扭曲性分配（郭勁光等，2019），若以教育、醫療衛生和社會保障支出代表福利性支出，其福利損失是顯而易見的（ 尹恒和朱虹，2011）。即便政府擴大民生性財政支出，但若只注重規模而忽視結構，也會偏離基本公共服務均等化的政策初衷。另一方面，雖然保障式扶貧的作用越發凸顯，但隨著財政收支約束日益趨緊，大規模的保障式扶貧難以形成充裕的財政能力支撐（李小云等，2019）。

扶貧改革試驗區堅持“以人民為中心”的發展理念，需要不斷促進人的全面發展和全體人民共同富裕，而地方基本公共服務供給一是面向轄區內所有居民，二是能夠增進民生福祉，三是具有一定的再分配效果，這些都能在促進人的全面發展和共同富裕方面發揮重要的作用（關信平，2020）。地理空間作為地方政府一個獨特的制度環境，使得地方政府更具有信息優勢，自然更了解本地區的居民偏好和公共服務供給成本（郭慶旺和賈俊雪，2010）。縣級政府作為落實縣級基本財力保障機制的責任主體，民生性支出主要由縣級財政承擔（ 袁志剛等，2022）。市場化改革的先發優勢、較為合理的區域面積和行政區劃、以塊狀經濟為主體的經濟空間結構以及市縣平衡的發展戰略，為浙江孕育出繁榮的縣域經濟提供了強有力的體制支撐（馬斌和徐越倩，2010）。浙江經濟社會的改革與發展，既推動了地方政府職能的轉變，又為浙江公共服務型政府的建立提供了可能性（郁建興和徐越倩，2004）。就財政治理體制而言，與中國其他省份實行地市管縣財政體制不同，浙江省自1982 年以來一直實行的是省直管縣財政體制，這被認為是浙江省縣域經濟發展一直處于全國領先位置的一個重要根源（賈俊雪和寧靜，2015）。當然，浙江省基本公共服務不僅存在“ 供給不足” 的問題，也存在“享受不均”的問題，而影響浙江省基本公共服務不均等的主要因素包括城鄉二元體制、地區發展差異、政府間關系不順以及財權與事權的不對等（徐越倩，2011）。扶貧改革試驗區旨在積極探索扶貧開發體制機制障礙、深化扶貧開發力度的可行路徑，扶貧改革試驗區的設立顯著促進了浙江省麗水市的收入減貧與多維減貧（張楠等，2020）。麗水市扶貧改革試驗之所以能夠有效開展，得益于麗水市政府以類似于“多單元嵌套” 的政策試點模式，將改革試驗目標落實到縣域單元，以廣泛動員和分工協同，層層壓實了幫扶工作主體責任（王瑜，2021）。

綜合來看，已有研究多著墨于扶貧政策的解讀和詮釋，偏重于宏觀層面的戰略思考。本文選取浙江省麗水市這一特定區域作為研究對象，以期從小尺度的空間單元入手，通過細致的數據分析探究扶貧政策對地方基本公共服務支出的影響。而選取浙江省麗水市的原因如下：其一，已有數篇文獻聚焦經濟增長議題，并就全國范圍內的扶貧改革試驗區進行了整體比較分析，但現有文獻缺乏對特定地區的研究。考察扶貧改革試驗區對地方基本公共服務供給水平的影響是基于貧困內涵所衍生的一個基本命題，但目前尚缺乏充足的經驗研究支撐。其二，中西部地區的扶貧開發政策是學術研究的重要場域，地處東部的浙江省經濟發展水平在全國位居前列，探析麗水市扶貧改革試驗區在提升地方基本公共服務供給水平方面的成效與經驗，在一定程度上有助于厘清相對貧困治理中的路徑和實踐轉向，同時也能為建立有效的區域協調發展新機制提供決策參考。第三，有關縣域層面的財政分類別項目公開統計數據比較匱乏，而《浙江年鑒》《浙江經濟年鑒》《浙江財政年鑒》全面、系統、長時段地記錄了浙江縣域經濟社會發展的基本情況，統計指標具有較好的穩定性和內容的連續性，在數據源頭上有助于提升實證分析結論的可靠性。相較于已有文獻，本文的創新之處主要體現在如下幾個方面：第一，在主題選取方面，尚未有文章就扶貧改革試驗區對地方基本公共服務供給水平的影響進行過細致研究，本文不僅是對相關研究主題的橫向拓展，同樣也是對現有研究視角的有益補充。扶貧改革試驗區究竟在多大程度上影響了地方基本公共服務供給水平，廓清該問題對我國探尋構建適度普惠型社會福利的新路徑具有較好的現實意義。第二，就研究對象而言，雖然浙江省是中國東部沿海經濟較為發達的省份之一，但其縣域層面的經濟社會發展水平差距明顯。鑒于地級市層面的數據無法體現縣域間的差異，相對于地級市層面的數據對于縣（市、區） 之間的回歸結果是混合的平均結果，而縣域層面的數據統計口徑具有較好的一致性，也有助于為我們從宏觀層面準確把握試點效果提供更為清晰的分析視角。第三，從實證方法來看，借助浙江省2007—2020 年58 個縣域層面的面板數據，主要采用雙重差分方法，從揭示因果關系的視角識別試驗區對地區基本公共服務供給水平的作用效果。將研究區域選定為浙江省，可以保證樣本內個體處于相同的政策管理制度框架內，改善了那些跨地區數據研究中存在的制度、文化差異帶來的異質性問題。第四，在所得結論方面，扶貧改革試驗區顯著提升了地方基本公共服務供給水平，經過一系列穩健性檢驗之后，所得結論依舊成立。麗水市作為浙江省經濟相對欠發達的地區，既具備中國東部沿海省份的地域特征，又具備中西部地區的貧困特點。作為扶貧改革試驗區的一個縮影，麗水市在此過程中的實踐經驗，有助于為經濟發達地區和欠發達地區未來扶貧的發展方向和扶貧路徑優化提供有益借鑒。

本文剩余部分的結構安排：第2 部分為作用渠道分析，并提出相應的研究假說;第3 部分在簡要介紹制度背景后，進行相應的研究設計、指標闡釋與識別策略分析;第4 部分在匯報基礎實證回歸結果之后，進行多個視角的穩健性檢驗;第5 部分為作用渠道分析與異質性分析;第6 部分是結論與對策建議。

2 作用渠道分析與研究假說

政府在基本公共服務供給中承擔主導和兜底職能，特別是當民眾對公共品的需求存在轄區間的差異時，由地方政府來供給基本公共服務更能滿足轄區間居民的異質性偏好。扶貧改革試驗區的設立，有助于發揮地方政府利用自身所具有的信息優勢以及所掌握的經濟管理權限，調動地方政府提升基本公共服務供給水平的積極性。而之所以關注縣域財政收入與財政支出的狀況，很大程度上是因為教育、醫療等基本公共服務供給主要依賴于縣級政府（周黎安和陳祎，2015）。作為經濟相對欠發達的扶貧改革試驗區，地方政府間競爭和預算軟約束導致的基本公共服務供給水平提升可能會加劇地方政府的財政收支缺口。就財政收支活動的范圍和內容而言，地方財政收支決策的內涵可以從兩個層面進行詮釋。在地方財政收入方面，集中表現為地方的稅收行為，在地方財政支出方面，則主要表現為地方財政支出項目的安排。

扶貧改革試驗區的設立促使地方政府優先安排預算用于基本公共服務，并確保基本公共服務與財力狀況相匹配、同基本公共服務需求相適應。扶貧工作強化了財政扶貧資金用于人力資本投資的約束，為貧困地區居民的人力資本提升提供了機遇（范子英和高躍光，2019）。要促使地方政府有效執行上級意志需要設置明確而足夠的激勵機制，實現國家的目標與地方的利益偏好相契合（ 賀東航和孔繁斌，2019）。地方政府對教育、醫療等基本公共服務的財政支出，主要源自上級政府的轉移支付和地方政府的自有稅收。在稅收收入功能層面，地方公共服務對本地居民生活水平的改善力度越強，地方政府的最優稅率越大（金戈和林燕芳，2020）。為更好地滿足居民的公共服務需求，縣級政府需借助更多的收入用于民生性公共服務的融資，由此傾向于提高稅收努力，擴大自有財力規模（龔鋒等，2019）。剛性的支出需求造成的財政壓力擴大會對地方政府的征稅行為產生影響，并倒逼地方政府提高稅收征管力度（ 趙永輝等，2020）。相對有限的自有收入與較大支出責任的現實困境，促使縣級政府在制定財政預算時，要充分確定合理的財政負擔水平。綜合來看，扶貧改革試驗區的設立，在一定程度上會加劇由事權與財權的不對稱所造成的地方政府財政壓力，并激勵地方政府進一步拓寬基本公共服務的籌資渠道。而稅收作為公共服務融資的主渠道，理應發揮為基本公共服務提供財力保障的作用。基于上述分析，提出研究假說1。

假說1： 扶貧改革試驗區的設立，促使地方政府積極進行財政預算調整，在堅持“量入為出、以收定支”的預算平衡規則的同時，通過主動承擔較大的財政收支壓力，并進一步借助稅收努力，以此達到提高基本公共服務供給水平的目的。

財政支出是財政收入的歸宿，不僅能夠反映政府政策的選擇，還可以體現政府活動的方向和范圍（姚東旻等，2020）。優化公共支出結構的過程是地方政府積極回應社會公共需求的過程，同時還表明地方政府治理能力的不斷提高（劉俸奇等，2021）。地方政府作為公共產品的主要供給主體，清晰的政府間事權與支出責任劃分是約束并引導地方政府供給合意的公共產品的客觀制度基礎。盡管重點支出領域不再要求與生產水平和財政收支掛鉤，使得地方政府在公共服務領域的支出少了一層約束，但“ 脫鉤” 并不意味著減少投入（ 詹新宇和王蓉蓉，2022）。在過“緊日子”的財政壓力環境下，地方政府往往會減少某部分支出去支持重點支出活動，傾向于通過“輕民生、重建設” 的方式“ 開源節流”，從而造成基層公共品供給不足（吳敏和周黎安，2020）。過低的財政自給能力將扭曲地方政府的財政行為，不利于地方政府公共服務能力的提升。只有將縣級財政負擔控制在適度范圍內，才能夠充分發揮其對公共服務的貢獻（ 張同斌和張敏晗，2018）。當縣級政府面臨較大的財政壓力時，應該從激勵入手，把公共服務供給納入地方政府的考核指標，進而改善地方政府在公共服務領域的缺位問題（余靖雯等，2018）。建立公共財政體制的核心在于增強財政的回應性，這對于直接面對居民公共物品需求的地方財政尤為重要，而地方財政支出中的福利性支出占比，是財政回應性的有效代理變量（ 尹恒和楊龍見，2014）。基于上述分析，提出研究假說2。

假說2： 扶貧改革試驗區的設立，促使地方政府完善財政預算管理制度，在堅持“ 量力而行、盡力而為” 原則的同時，強化預算約束，樹立民生性財政支出傾向，優化公共支出規模和結構，以此達到提高基本公共服務供給水平的目的。

3 政策背景與研究設計

3.1 政策背景簡介

東部地區無論在經濟發展、地理位置，還是制度環境等方面都明顯強于中西部地區，區域經濟發展水平的差異性決定了東部地區率先邁入相對貧困治理階段。為因地制宜地探索扶貧開發新模式，國務院扶貧開發領導小組在2013年、2015 年和2019 年先后在遼寧省阜新市、浙江省麗水市、廣東省清遠市、江蘇省宿遷市、山東省淄博市、福建省三明市、內蒙古自治區赤峰市批復設立7 個國家級扶貧改革試驗區。從《關于設立扶貧改革試驗區的意見》（國開發〔2013〕1號）的內容來看，為保證試驗區政策順利推行，國家扶貧改革試驗區所屬省級政府應加大基本設施建設、公共服務建設并提供相應的專項扶貧資金支持。扶貧改革試驗區通過先行先試，創新扶貧方式，提升自我發展能力，因地制宜地探索區域減貧長效機制和開放式扶貧新路徑。

麗水市位居浙江省西南方，是一個集邊界、民族、山區、貧困“ 四位一體” 的地區。在浙江的經濟地理版圖中，既有以麗水、衢州為代表的腹地版塊，也有以杭州、寧波、溫州為代表的沿海版塊。由于經濟發展的不平衡不充分，浙江省的貧困狀況具有明顯的地域性特征。2013 年浙江省政府印發的《浙江省主體功能區規劃》顯示，麗水市所轄的縣級行政區均屬于省級重點生態功能區或省級生態經濟地區。“九山半水半分田” 的麗水市，一直以來都把“脫貧攻堅” 工作作為全面建成小康社會的突出短板。在2013 年入選國家扶貧改革試驗區后，麗水市委、市政府成立扶貧改革試驗工作領導小組，出臺《全面推進扶貧改革試驗的實施意見》，積極指導和參與各縣（ 市、區） 的相關改革試驗工作。通過制定《麗水市扶貧開發體制創新試驗任務分解表》，既確保了改革試驗總體實施方案的順利推進，也調動了地方的積極性和創造性。麗水市在發展地方經濟的基礎上，在實踐探索中總結提煉出“增加農民收入、提升民生水平和增強內生功能”的總體目標，著眼于讓低收入群體擁有與社會進步相適應的教育、醫療條件和社會保障。在國家扶貧改革試驗區建設本身就具有很強地方性知識特征的情形下，探究具體時空條件下浙江省麗水市扶貧改革試驗區的經驗成效，既有助于豐富貧困治理的理論建構與實踐探索，也有助于為解析政府的空間干預政策提供一個獨特的觀測樣本。

3.2 計量模型設定

一般而言，國家扶貧改革試驗區在何時、何地進行政策試點，對于縣級政府而言可以認為是外生的。因為單個縣（市、區）對地級市經濟狀況的影響相對有限，縣域層面的基本公共服務供給水平在試驗區設立前的變化趨勢無法預測政策試點的發生，因此可以認為設立扶貧改革試驗區對縣級政府的基本公共服務供給水平是一種外生沖擊。接下來，將浙江省麗水市下轄的8 個縣（ 市、區） 作為實驗組，浙江省其他地級市下轄的50 個縣（ 市、區） 作為控制組。進一步將2007—2020 年浙江省58 個縣（市、區）劃分為4 組子樣本，即試驗區設立前、后的實驗組，試驗區設立前、后的控制組。通過設置D 和T 兩個地區、時間虛擬變量區別上述4 組子樣本，其中，D =1 表示扶貧改革試驗區的試點縣（市、區），反之D =0。T =1 表示扶貧改革試驗區設立后的年份，反之T = 0。依據明確的樣本分類界定，將DID 方法的基準回歸模型設定如下：

表1 為浙江省麗水市扶貧改革試驗區實驗組與控制組的地區劃分。一般而言，雖然地級市的市轄區也是縣級行政單位，但在經濟結構和自主權等方面均與縣、縣級市存在明顯差異，目前各類別年鑒所公布的市轄區的統計數據也不完整，因此浙江省各地級市的市轄區沒有與縣、縣級市一同納入本文的研究范圍。鑒于杭州市的富陽區（2014 年富陽市變更為富陽區）、臨安區（2017 年臨安市變更為臨安區）、寧波市的奉化區（2016 年奉化市變更為奉化區）、溫州市的洞頭區（2015 年洞頭口縣變更為洞頭區）、紹興市的柯橋區（2013 年紹興縣變更為柯橋區）、上虞區（2013 年上虞市變更為上虞區）之前均為縣、縣級市，其相應的數據資料也較為完整，本文將其一并納入到相應的數據分析之中。

3.3 指標選取

在被解釋變量方面，教育、醫療衛生、社會保障與就業這三項支出和民眾的基本生存與發展需求密切相關，最能體現地方政府在民生領域中的投入情況。本文以人均的統計指標為藍本，分別選取人均教育支出（ pedu）、人均醫療衛生支出（pmed）、人均社會保障和就業支出（ psec），從不同維度衡量地方基本公共服務供給水平。三個指標依次用財政教育支出、醫療衛生支出、社會保障和就業支出除以地區總人口來表示， 單位均為元/ 人。人均基本公共服務支出（ppub）以上述三個統計口徑一致的指標的數值之和來表示。

在控制變量方面，本文以縣域的人均地區生產總值（萬元）表示經濟發展水平（pgdp）;以第二、三產業增加值之和占地區生產總值的比重（%）表示非農產業發展水平（noag）;以60 歲以上人口占地區總人口的比重（%） 表示人口老齡化（old）;以普通中學在校生人數占地區總人口的比重（%） 表示人力資本水平（human）;以非農就業人口占地區總人口的比重（%）表示人口城鎮化（urban）;以固定資產投資總額占地區生產總值的比重（%）表示固定資產投資水平（invest）;以出口總額（按當年匯率換算成人民幣）占地區生產總值的比重（%）表示對外開放度（trade）;以居民儲蓄存款年末余額占地區生產總值的比重（%）表示儲蓄率（save）。

3.4 數據來源與描述性統計

基于數據統計口徑的一致性原則，本文將研究時段設定為2007—2020 年，其中2013 年為扶貧改革試驗區政策的時間節點。將數據起始年份選定為2007年的原因是，經國務院批準，政府收支分類改革于2007 年全面實施。2007 年的政府預算收支科目較2006 年的統計口徑進行了調整，為保證統計指標的連貫性，相應指標均從2007 年開始統計，而最新的2021 年《浙江財政年鑒》公布的數據為2020 年。所有數據來自歷年《浙江財政年鑒》《浙江統計年鑒》和《中國縣（市）社會經濟統計年鑒》，部分地區在個別年份的缺失值借助地方國民經濟和社會發展統計公報的數據加以補充。表2 給出了各變量的數據說明與描述性統計。

4 實證檢驗

4.1 基于DID 方法進行回歸分析

利用DID 方法進行實證分析時，為控制宏觀層面隨時間變化以及不隨時間變化的不可觀測因素對估計結果可能造成的影響，回歸時控制縣域個體固定效應、年份固定效應以及縣域-年份聯合固定效應。同時為盡可能緩解潛在的序列相關和異方差問題，回歸分析的標準誤均聚類到縣域層面。估計結果如表3所示，在不加入控制變量時，人均基本公共服務支出（ppub） 和三個子項的政策虛擬變量與時間虛擬變量的交互項（D×T）估計系數分別為653. 1、158. 0、231. 6和263. 4，且均通過了1%的顯著性檢驗。引入一系列控制變量后，模型的擬合優度R2 有所提升，模型的整體解釋力更強。同時核心解釋變量（ D×T） 的系數值有所變動，但數值符號和顯著性水平沒有發生實質性變化，回歸系數均在1%的置信水平下顯著。就政策影響的平均值而言，扶貧改革試驗區使得實驗組的人均基本公共服務支出較控制組地區提升748. 3 元，人均教育支出提升174. 4元，人均醫療衛生支出提升251. 9 元，人均社會保障和就業支出提升322. 0 元。從三個子項的回歸系數大小比較來看，試驗區對人均社會保障和就業支出的提升效果更佳。從控制變量的估計系數來看，經濟發展水平（pgdp）對各個被解釋變量均有正向顯著的影響，這與直覺是相符的，意味著較高的經濟發展水平與較高的基本公共服務供給水平密切相關。從回歸系數來看， 人口城鎮化（urban）也與基本公共服務供給水平具有方向的一致性。就其他的控制變量而言，人口老齡化（old）、人力資本水平（human）、對外開放度（ trade） 等指標對不同類別的基本公共服務支出也具有較為顯著的影響。

4.2 平行趨勢檢驗與動態效應分析

DID 方法的一個應用前提是要滿足平行趨勢假定，為進一步分析試驗區隨時間變化的動態效應，在此借助事件分析法（Event study） 來捕捉試驗區對地方基本公共服務供給水平的長時段影響。通過引入2007—2020 年的時間虛擬變量，以試驗區設立的前一年（2012 年）為基準，研究試驗區在其他年份相對于基準年份的逐期效應，模型設定如下：

圖1 的空心點表示每一年份相對于基準年份的估計系數，垂直的虛線表示估計系數在95%置信區間的上、下限。可以看出，在試驗區設立之前，回歸系數所對應的時間趨勢圖是比較平緩的，沒有表現出明顯的變化趨勢，t-6 至t-2 期的核心解釋變量λt+k 的系數估計值在95%的置信區間均逐漸趨向于0 軸，且不具有統計顯著性。這表明實驗組和控制組不存在事前的系統性差異，同樣也意味著本文所構建的準自然實驗模型能夠滿足平行趨勢假定，進一步佐證了將試驗區視作外生政策沖擊具有合理性。在試驗區設立之后，隨著時間的推移，估計系數位居0 軸以上且在95%的置信區間顯著異于0，意味著試驗區對試點地區的基本公共服務供給水平具有明顯的正向影響。就政策時效性而言，ppub、psec 的系數值在政策實施初期就表現出高度的顯著性，而pedu、pmed 的系數值雖然總體呈上升趨勢，但到政策實施后的第2、3 年才開始顯著，說明其政策效果可能需要一段時間累積才能明顯展現。動態效應圖提供了平行趨勢檢驗成立的可視化證據，因此采用DID 方法的估計結果可作因果意義上的解釋。

4.3 穩健性檢驗

鑒于由上述可觀測數據的回歸分析所得的因果推斷，暫且沒有比穩健性檢驗更好的方法能夠提高其有效性。為從基準回歸模型中獲得更為精細的因果推斷結論，在條件允許的情況下，穩健性檢驗扮演著一種改進的角色。需要注意的是，潛在的模型不確定性（model uncertainty）具有多重維度，并且在各個維度上又存在多重設定選擇。因此，穩健性檢驗不是一種具體的估計方法。接下來通過引入不同類型的穩健性檢驗，以期進一步提升基準模型估計所得的有效推斷。

4.3.1 排除其他遺漏變量的干擾

借鑒Nunn and Wantchekon（2011）的方法，檢驗模型中是否具有明顯的遺漏變量偏誤問題，其基本邏輯是，相較于模型中已控制變量的影響程度，未觀測變量的影響程度為多大時，將會導致參數估計存在明顯的偏誤。模型表達式如下：

4.3.2 對潛在的樣本異常值、模型設定偏誤進行檢驗

（1） 變更樣本時間窗口。由于基準估計的樣本期是2007—2020 年，而試驗區設立的時間是2013 年，政策實施前后均具有較長的時段。為避免時間跨度過長而囊括其他可能的政策干擾對估計結果造成的偏差，在此將時間限定在2011—2015 年的“十二五”時期，即政策實施的前兩年和后兩年，以考察試驗區對地方基本公共服務供給水平的短期效應。從結果來看，估計系數的大小和顯著性水平較表3 有所差異，但政策的積極效果未受到研究時段選擇的影響。

（2） 為避免潛在奇異值對基準估計結果造成干擾，將所有連續變量在前后各1%的水平上進行縮尾處理。從結果來看，試驗區對地方基本公共服務供給水平的正向影響依然顯著。

（3） 行政區劃調整。在樣本期間，浙江省縣級行政區劃持續進行調整。為保證數據前后可比，剔除了實施“縣改區、市改區、縣改市” 的地區，例如，柯橋區（2013 年縣改區）、富陽區（2014 年市改區）、臨安區（2017 年市改區）、奉化區（2016 年市改區）、洞頭區（2015 年縣改區）、上虞區（2013 年市改區）、玉環市（2015 年縣改市），綜合來看，上述經歷過行政區劃調整的地區均為控制組樣本。“縣改市”雖然行政級別不變，但縣級市屬于“城市”序列。“縣改區、市改區”是將縣、市改設為市轄區，屬于市級“權力” 范圍的擴張。作為城市擴容的重要途徑，“縣改區、市改區、縣改市”都將使其基本公共服務供給水平按照行政區劃調整的要求進行改變。剔除行政區劃調整樣本后，所得結論與基準回歸結果相差不大。

（4） 作為省會城市的杭州、副省級城市的寧波在行政管理、財政狀況和政策支持等方面與浙江省其他地級行政區有所差異，因此在樣本中進一步刪除杭州和寧波的10 個縣（市、區）。回歸結果依次為622. 6、146. 9、239. 2、236. 5，且均通過1%或5%的顯著性檢驗。

（5） 考慮到麗水市的景寧縣為浙江省唯一的少數民族自治縣，中央財政通常會通過部門預算、轉移支付等渠道，支持和促進民族地區經濟社會發展，因此進一步剔除少數民族自治縣。觀察可知，回歸系數與基準回歸結果的大小、符號和顯著性水平均較為接近。

（6） 引入單差法排除由時間序列相關性所導致的偏誤。DID 方法所使用的數據有較大的可能性具有序列相關問題，而序列相關往往會將估計量的標準誤低估，進而使得t 統計量的取值偏大。就此，Bertrand et al. （2004）提出了時間序列信息忽略法，即在估計和計算標準誤差時忽略時間序列分量，對政策沖擊前后的數據進行平均處理以解決這一問題。根據時間序列信息忽略法的要求，對2007—2012 年的各變量取均值作為DID 模型的第1 期數據，對2013—2020年的各變量取均值作為DID 模型的第2 期數據。從結果來看，人均基本公共服務支出（ppub）和兩個子項（pmed、psec）的估計系數分別為988. 2、353. 0、432. 7，且均在1%或5%的水平上顯著，而盡管pedu 的交互項系數為202. 5，但未通過相應的顯著性檢驗。綜合來看，通過時間序列信息忽略法消除樣本的時間序列相關性之后，估計結果仍然保持穩健。

（7） 控制城市-時間聯合固定效應。在基準回歸模型中，盡管控制了縣域、年份固定效應以及縣域-年份聯合固定效應，但未考慮各城市隨時間變化因素的影響。由于部分城市可能會在不同年份圍繞著基本公共服務內容出臺與之相應的政策文件，各城市在不同時間段對基本公共服務的關注程度也會有所差異，這都可能影響到地方基本公共服務供給水平。對此，在基準回歸模型的基礎上，進一步引入地級市與年份的交互項，以控制地級行政區層面隨時間變化的不可觀測特征，以緩解由不同城市的潛在異質性所引起的遺漏變量問題。從結果來看，在控制了城市-時間聯合固定效應后，試驗區仍然顯著提升了地方基本公共服務供給水平。

（8） 考慮到試驗區未必能立即產生政策效果，同時為避免聯立方程偏誤，對所有控制變量進行滯后一期處理。從表6 第（8） 列的估計系數來看，政策效果不僅具有統計意義，同時還具有顯著的經濟意義，試驗區對地方基本公共服務供給水平有顯著的正向影響。

最后需要指出的是，近些年來各個地區廣泛開展了財政“ 省直管縣” 改革，但這一政策對地方公共財政支出的影響在本文中是不需要額外加以考慮的。原因是，浙江省自1982 年實行省管縣的財政體制后，作為重要的財政直達機制，便一直保留著市縣財政各自對省負責的制度。“省直管縣”改革對浙江省縣級行政區的影響具有普遍意義，而在浙江省域層面實施的政策在很大程度上也能夠被時間固定效應和處理效應的時間趨勢所吸收，因此可以不予考慮。

4.3.3 政策實驗隨機性檢驗

為進一步排除試驗區的政策效果是由其他不可觀測因素引致的可能性，通過隨機分配試點地區的思路進行安慰劑檢驗。具體而言，從樣本相應試點年份隨機抽取數量相同的8 個縣級行政區作為假想實驗組，以其余的縣級行政區作為控制組，進行循環1000 次的自抽樣回歸。通過觀察隨機抽樣所得的系數估計均值是否為0，以此來判斷本文的結論是否具有穩健性。圖2 展示了1000 次隨機分配后估計系數的概率密度分布，可以看出，隨機模擬得到的平均處置效應服從以0 為中心且標準差較小的正態分布，說明該測試符合隨機化的要求。表3 中所展示的基準回歸結果在這一分布中為明顯的異常值，這意味著在1000次的隨機試驗中，能夠“偶然” 得到基準回歸結果是極小概率事件。特別地，基準回歸中的核心解釋變量（D×T） 的系數估計值完全分布在相應的置信區間之外，屬于極端值。也就是說在隨機生成的政策沖擊下，可以排除隨機政策對地方基本公共服務供給水平產生顯著的正向作用，即地方基本公共服務供給水平的提升的確是試驗區政策推行的結果。

4.3.4 控制組有效性檢驗

DID 方法的難點在于“合適”控制組的選擇，要想促使DID 模型更加有效地排除不可觀測的系統性因素，應盡量保證實驗組與控制組具有更為接近的系統性政策背景。基于浙江同一省域的樣本可以保證觀測對象處于相同的宏觀政策管理制度框架內，滿足基本的同質性前提條件。但由于控制組樣本涉及不同城市的縣域數據，就空間地理因素而言，自然地理區位的異質性可能造成縣域之間的自然稟賦不同，進一步致使地區間的經濟社會發展水平不平衡且差異性較大。從地理鄰近性的角度來看，信息獲取的便利性、基礎條件的相似性以及經濟發展實力相當，使得地理位置相近的縣域的關聯性往往更強。而盡管近鄰不一定是邊界接壤的地區，也可以是文化或制度上有傳統聯系但非接壤的地區，但對于同一省域樣本而言，這一方面則無須有太多顧慮。接下來依縣域行政邊界的相鄰原則進行樣本分類，然后通過分組回歸的方式進行比較分析。估計結果如表7 所示。

在以接壤縣級行政區作為控制組時，從人均基本公共服務支出（ ppub） 來看，交互項（D×T）的系數為287. 2，通過5%的顯著性檢驗。從三個子項來看，系數依次為136. 1、31. 63、77. 18，但僅有pedu 通過1%的顯著性檢驗。在以不接壤縣級行政區作為控制組時，ppub 的交互項系數為754. 8，在1%的置信水平下顯著，從三個子項來看，系數依次為178. 4、265. 6、353. 0，且均在1%的置信水平下顯著。綜合比較來看，針對是否存在溢出效應所進行的初步判斷，以不接壤縣級行政區作為控制組的系數估計值明顯高于以接壤縣級行政區作為控制組的系數估計值。對此可能的解釋是，一般而言，越接近試點地區的縣級行政區越有可能被溢出效應影響。而剔除與試點地區空間相鄰的縣級行政區后，可以在一定程度上剝離空間溢出效應。不難發現，在以不接壤縣級行政區作為控制組時，其交互項的系數與表3 中的基準回歸結果較為接近。在以接壤地級行政區作為控制組時，從人均基本公共服務支出（ppub） 來看，交互項系數為648. 1，通過1%的顯著性檢驗。從三個子項來看，系數依次為262. 0、183. 7、185. 2，且均通過1%的顯著性檢驗。在以不接壤地級行政區作為控制組時，ppub 的交互項系數為440. 6，通過1%的顯著性檢驗。從三個子項來看，系數依次為185. 2、74. 61、155. 2，且分別在1%、10%或5%的置信水平下顯著。綜合來看，以接壤地級行政區作為控制組的核心解釋變量的系數值均高于以不接壤地級行政區作為控制組的估計系數。

按照中國現行的行政區劃類型，地級市的市轄區、縣級市、縣等均屬于縣級行政區，但縣級市、縣相較于市轄區擁有相對獨立的財政權、審批權和規劃權，因此接下來的分析將剔除市轄區樣本。此外，鑒于縣級市與縣在地方經濟發展、政府職能定位等方面也存在明顯的差異。例如，從2021 年全國百強縣榜單來看，浙江占據18 席，其中縣級市有14 個，而上榜的縣僅有4 個，因此，縣級市的經濟發展水平往往要強于縣。而從樣本篩選來看，控制組中有17 個縣級市，而實驗組只有一個縣級市，為排除縣級行政區的類別差異對政策效果的潛在影響，以縣級行政區進行分類的維度可以使研究結論更加具有現實對比性。在以縣作為控制組時，ppub 的交互項系數為595. 9，在1%的置信水平下顯著，從三個子項來看，系數依次為221. 3、136. 4、238. 3，且均在1%的置信水平下顯著。在以縣級市作為控制組時，從人均基本公共服務支出（ppub） 來看，交互項系數為453. 2，通過1%的顯著性檢驗。從三個子項來看，系數依次為118. 8、188. 1、146. 3，且分別通過1%或5%的顯著性檢驗。總體而言，無論是以縣級市還是以縣作為控制組，試驗區對地方基本公共服務供給水平均表現出積極的促進作用，而以縣作為控制組的促進效應要強于以縣級市作為控制組的效果。

在以不同的控制組子樣本進行分組回歸時，相應的估計系數存在明顯差別，因此控制組的不同組別之間可能存在系統性的差異，回歸結果對于不同的分組方式具有一定的敏感性。而造成系數估計值差異較大的原因，可能是由樣本選擇導致的，當然也可能是由區位導向性政策的溢出效應引發的。在控制組中選取與實驗組更為可比的子樣本數據作為新構建的控制組，這一過程自然面臨著樣本同質性與樣本異質性的權衡。盡管選取不同的控制組子樣本進行分組比較分析，會導致回歸模型的樣本量有所下降，但從分組回歸的結果來看，實驗組和以不接壤縣級行政區作為控制組子樣本的實證結果與表3 的基準估計系數相比，數值大小略有變動，但顯著性水平及符號方向未發生改變。這也說明以不接壤縣級行政區作為控制組子樣本能夠滿足統計意義上的同質性要求，變換控制組不影響上述結論的穩健性。

為進一步檢驗表7 所使用的DID 方法是否滿足平行趨勢假定，在此依舊借助事件分析法的思路，模型設定與式（1） 保持一致。圖3 展示了控制組分別為接壤縣級行政區、不接壤縣級行政區、接壤地級行政區、不接壤地級行政區以及縣、縣級市時，試驗區對地方基本公共服務供給水平的動態影響效果。從人均基本公共服務支出（ppub）來看，在試驗區設立之前，六組樣本的系數估計值在95%的置信區間均圍繞0 軸上下波動，這表明實驗組和控制組不存在事前的系統性差異。在試驗區設立之后，隨著時間的推移，估計系數位居0 軸以上且在95%的置信區間顯著異于0。具體而言，對于不接壤縣級行政區、接壤地級行政區、不接壤地級行政區以及縣、縣級市而言，估計系數在政策實施1 年后就顯著異于0，而對于接壤縣級行政區而言，估計系數在政策實施的第2 年才開始顯著異于0，說明試驗區對人均基本公共服務支出的影響存在一定的時滯。從三個子項來看，在試驗區設立之前，其回歸系數所對應的時間趨勢比較平緩，系數估計值均在95%的置信區間內逐漸趨向于0 軸，且不具有統計顯著性。這表明即使更換不同的控制組樣本，實驗組和控制組依舊不存在政策發生前的系統性差異，因此在試驗區設立之前滿足平行趨勢假設。而在試驗區設立后，6 組樣本的估計系數呈現差異化的變動趨勢。就pedu 而言，當控制組為接壤縣級行政區、不接壤縣級行政區、接壤地級行政區、縣時，相應的系數估計值雖然總體呈上升趨勢，但到政策實施后的第3、4 年才開始顯著，當控制組為不接壤地級行政區、縣級市時，系數估計值在95%的置信區間內逐漸趨向于0 軸，且不具有統計顯著性。就pmed 而言，不同的控制組所相應的系數估計值雖然總體呈上升趨勢，但到政策實施后的第4 年才全部顯著，說明其政策效果具有明顯的滯后性。需要注意的是，當控制組為不接壤縣級行政區、接壤地級行政區以及縣級市時，估計系數在政策實施后第2 年開始顯著。就psec 而言，不同的控制組所相應的系數估計值不僅總體呈現明顯的上升趨勢，且估計系數在政策實施后便表現出較高的顯著性。

綜合來看，動態效應圖提供了平行趨勢檢驗成立的可視化證據，表7 中采用DID 方法的估計結果可作因果意義上的解釋。這也意味著，控制組子樣本的差異性為探究試驗區對地方基本公共服務供給水平的影響提供了豐富的因果識別結果，表7 中基于不同控制組的有效性檢驗結果依然穩健。試驗區對地方基本公共服務供給水平具有顯著的正向影響。

4.3.5 政策溢出效應檢驗

盡管采用浙江省縣域層面的數據有助于更為細致地識別試點政策的影響效果，但由于空間單元較小，試驗區的政策影響可能會波及其相鄰地區。個體處理穩定性假設（SUTVA）要求任意個體的潛在結果不隨其他個體是否受到政策影響而改變，盡管上述分析框架排除了試驗區對地方基本公共服務供給水平的影響從試點地區溢出到非試點地區，但溢出效應實際上可能存在。由于試驗區在提升試點地區基本公共服務供給水平的同時，也可能對鄰近地區的公共資源配置產生影響，因此在空間層面存在潛在的“鄰近效應”。值得注意的是，溢出效應的存在可能使基準估計出現偏誤。接下來在合理假設地理位置相近的區域之間的溢出效應更容易出現，而在更遠的地區溢出效應則變得更弱的前提下，進行政策溢出效應檢驗。從數據統計來看，與實驗組接壤的縣（市、區）共計10 個，從麗水市的整體視角來看，與其接壤的地級行政區共計4 個。考慮到空間尺度具有多層次、嵌套性的特征，接下來采用三種方式依次檢驗試驗區對地方基本公共服務供給水平是否存在溢出效應。

首先，將原控制組中與試點地區相鄰的樣本剔除，因為鄰近地區更容易通過溢出效應受到政策試點的影響。從表7 來看，就縣域層面的溢出效應而言，將與實驗組接壤的10 個縣（市、區）視為接壤地區，其他40 個縣（市、區）視為不接壤地區。從實證結果來看，系數估計值依舊具有較高的顯著性水平，且數值大小與表3 的基準回歸結果較為接近。由此可見，沒有明顯的證據表明試驗區對地方基本公共服務供給水平具有溢出效應。就地級行政區層面的溢出效應而言，將與實驗組接壤的縣（市、區） 所在的4 個城市（ 衢州市、金華市、臺州市、溫州市）的25 個縣（市、區）視為接壤地區，其他6 個城市的25 個縣（市、區） 視為不接壤地區。從交乘項的系數來看，實驗組與接壤地區的估計系數大于實驗組與不接壤地區的估計系數，數值大小沒有展現出“差序” 格局的特征，因此也沒有表現出明顯的溢出效應。

其次，從“反事實”的角度考察試點政策可能存在的溢出效應。在樣本中剔除政策試點地區，將與實驗組接壤的10 個縣（市、區） 視為新的實驗組，其他40個縣（市、區）視為新的控制組，表8 中ppub 的交互項系數為280. 1，在1%的置信水平下顯著，三個子項的系數依次為-21. 53、96. 14、205. 5，pmed 和psec 的系數均通過1%的顯著性檢驗，說明存在一定的正向溢出效應。就地級行政區之間的溢出效應而言，在剔除政策試點地區后，將與實驗組接壤的4 個城市（25 個縣級行政區）視為新的實驗組，其他6 個城市所轄的25 個縣（ 市、區） 視為新的控制組。ppub 的交互項系數為-98. 73，但未通過相應的檢驗。三個子項的交互項系數依次為-289. 4、72. 29、118. 4，且均通過了1%的顯著性檢驗，比較來看，回歸結果展示出一定的負向和正向溢出效應。可能的原因是，統計數據存在可變面元問題，使得不同空間尺度下的分析結果有所差異，這也反映出控制組樣本可能不完全滿足同質性的假定。當然，也存在另外一種解釋，相鄰麗水市的地級市，其公共財政支出可能更傾向于與麗水市接壤的縣級行政區，進而造成接壤的縣級行政區公共服務支出增加以及接壤地級市的非接壤縣級行政區的公共服務支出減少，因此出現縣域層面的“ 溢出效應” 以及地級市層面的“虹吸效應”。

最后，為進一步檢查由溢出效應而產生的潛在估計偏差，借鑒Miguel andKremer（2004）的方法，表8 中D×T×near 的估計系數衡量了考慮溢出效應的情形下，試驗區對地方基本公共服務供給水平的影響，Lu et al. （2019）將其稱為附加直接效應。T×near 的估計系數能夠反映溢出效應的大小。二者回歸系數的總和能夠捕獲受政策影響地區的總體效果。從縣級行政區層面來看，試驗區對地方基本公共服務供給水平的正向溢出效應主要是由psec 引起的，地級行政區層面的負向溢出效應主要是由pedu 引起的，而其他指標的溢出效應可以忽略不計。

總體而言，在不同的空間尺度視角下，樣本之間可能存在著非常有限的空間互動，但試驗區對地方基本公共服務供給水平并不存在十分明顯的“本地-鄰地”的空間溢出效應。即使政策試點地區對近鄰地區有著相當小的溢出效應，但在糾正了小的溢出效應之后，從統計意義來看，系數估計值大小與基準回歸結果也相差不大，這也意味著系數估計值不會因為可能的溢出效應而產生明顯偏差。因此潛在的溢出效應沒有影響基準回歸結果的穩健性。此外，正如Luet al. （2019）指出的，盡管溢出效應在基于地方的政策文獻研究中被認為是一個重要的關注點，但就政策的定位而言，溢出效應似乎也并不是經驗意義上的首要問題。

5 進一步實證檢驗

5.1 作用渠道分析

為厘清扶貧改革試驗區對地方基本公共服務供給水平的作用渠道，結合之前提出的研究假說1 和假說2，接下來主要從地方政府財政預算約束和財政預算調整的視角，從地方政府的財政壓力、稅收努力和財政支出傾向的維度，分別就其可能存在的作用渠道進行探究。

首先，財政預算作為一種公共資源配置機制，地方政府將按照《預算法》的相關規定，堅持先有預算、后有支出，規范一般公共預算編制，加強預算執行管理。依據《浙江財政年鑒》中的浙江省市縣級一般公共預算收支情況表，在此用“（一般公共預算支出-一般公共預算收入） / GDP” 來衡量地方政府的財政壓力（fis）。就現實而言，這一潛在的財政收支缺口主要是由地方政府的財力與支出責任不匹配導致的。接下來將財政壓力視作影響地方基本公共服務供給水平的重要傳導路徑，表9 匯報了相應的估計結果，從fis 來看，系數估計值為4. 231，通過了1%的顯著性檢驗，這意味著扶貧改革試驗區的設立在一定程度上會改變地方財政預算約束，進而對地方財政收支行為產生不同程度的激勵。試驗區的設立將促使地方政府在預算管理時，有更大的積極性通過主動承擔地方財政壓力，以達到提升地方基本公共服務供給水平的目的。

其次，充足的財力是地方政府提升基本公共服務供給水平的前提，組織財政收入是地方政府應對財政壓力的重要方式。與此密切相關的邏輯是，財政壓力將促使地方政府加強稅收征管。在此用“稅收收入/ GDP”衡量地方政府的稅收努力或理論上的稅負水平。從稅收努力來看，系數估計值為0. 464，通過了10%的顯著性檢驗，表明試驗區的設立促使地方政府通過稅收努力來緩解財政壓力，進而達到提升基本公共服務供給水平的目的。

最后，試驗區的設立促使地方政府不斷優化財政預算支出結構。強化預算監督，制定基本公共服務的財力保障范圍和保障標準，厘清財政資金分配的優先次序，成為地方政府提升基本公共服務供給水平的硬性要求。盡管近些年來，重點領域的支出預算編制程序經過調整和完善，已不再與生產總值掛鉤，但“脫鉤”也并不意味著減少投入。例如，在《麗水市教育事業發展“ 十四五” 規劃》中，仍將“財政性教育經費占GDP 比例大于5%”作為保障指標。在此用“基本公共服務支出/ GDP”來刻畫地方政府的民生性財政支出傾向（pub、edu、med、sec），與之相對應的系數估計值依次為0. 535、0. 558、0. 447、1. 540，且均通過了1%的顯著性檢驗，表明試驗區的設立促使地方政府展現出了更為明顯的民生性財政支出傾向。

接下來繼續采用事件分析法的思路，檢驗表9 所使用的DID 方法是否能夠滿足平行趨勢假定。從圖4 可以看出，在試驗區設立之前，6 個指標的系數估計值均在95%的置信區間圍繞著0 軸上下波動，變化趨勢比較平緩且不具有統計顯著性。這意味著實驗組和控制組不存在事前的系統性差異。在試驗區設立之后，隨著時間的推移，各指標的估計系數位居0 軸之上且在95%的置信區間顯著異于0，這表明試驗區對試點地區政府的財政壓力（fis）、政府的稅收努力（tax）和政府的民生性財政支出傾向（pub、edu、med、sec） 均具有明顯的提升作用。這與表9 中所展示的各個指標的系數估計值為正，且通過了相應的顯著性檢驗相呼應。就政策時效性而言，fis、med 的系數估計值在政策實施初期就表現出較強的顯著性，而pub、sec、edu 的系數估計值雖然總體呈上升趨勢，但到政策實施后的第2、3 年才開始顯著，說明其政策效果可能需要一段時間累積才能顯現。綜合比較來看，動態效應圖提供了平行趨勢檢驗成立的可視化證據，表9中采用DID 方法進行的作用渠道分析可作因果意義上的解釋，即扶貧改革試驗區的設立，促使地方政府通過承擔較大的財政收支壓力，并借助稅收努力，展現出較為明顯的民生性財政支出傾向，能夠達到提高基本公共服務供給水平的目的。

5.2 異質性分析

政策效果在不同的試點地區是否具有差異性特征？ 或者說，試點地區應該具備怎樣的特征才能更好地發揮試驗區對地方基本公共服務供給水平的積極影響。鑒于當調節變量為虛擬變量時，調節效應分析和異質性分析具有相同的解釋力（江艇，2022）。在此將調節變量設定為虛擬變量M，即把全部樣本劃分為兩個組別，交互項的系數（D×T×M）反映的是被解釋變量與核心解釋變量（D×T）分組進行的回歸分析的組間異質性。接下來的異質性分析以期通過挖掘因果關系作用機制的方式，達到進一步探究因果關系的目的。

首先，鑒于不同地方政府面臨的財政壓力有輕、重、緩、急的差別，同時為減小組內測量誤差對估計結果的干擾，在此引入刻畫財政壓力高低的虛擬變量Mfis。虛擬變量Mfis 的設定方式為，當大于當年各個地區連續型財政壓力指標fis 的平均值時，Mfis 賦值為1，反之為0。表10 匯報了相應的機制分析結果，從ppub 來看，交互項（D×T×Mfis）的系數值為370. 1，通過1%的顯著性檢驗，表明財政壓力在試驗區設立與人均基本公共服務支出之間產生了顯著的正向調節效應。從三個子項來看，pedu、pmed、psec 的交互項系數分別為196. 2、189. 1、195. 3，且通過了1%或5%的顯著性檢驗，這表明通過財政預算調整，試驗區設立對所能承擔較大財政壓力的地方政府的人均基本公共服務支出水平的提升作用更大。

其次，鑒于不同地方政府的征稅能力有高低差別，接下來依舊引入刻畫征稅能力高低的虛擬變量Mtax（ 當大于當年各個地區的平均值時賦值為1，反之為0）。從ppub 來看，交互項（ D×T×Mtax） 所對應的系數為176. 2，且通過了10%的顯著性檢驗。這說明地方政府通過財政預算調整，借助相對更高的稅收努力，在一定程度上有助于增進人均基本公共服務支出水平。從三個子項來看，就pedu 和pmed 而言，交互項的系數值分別為155. 7、133. 2，但均未通過相應的顯著性檢驗。psec 的交互項系數為128. 0，且通過了5%的顯著性檢驗。

最后，鑒于不同地方政府的民生性財政支出傾向有強弱差別，接下來引入刻畫民生性財政支出傾向強弱的虛擬變量Mpub、Medu、Mmed、Msec（ 當大于當年各個地區的平均值時賦值為1，反之為0），從ppub 來看，交互項（D×T×Mpub）的系數為242. 5，通過了5%的顯著性檢驗。從三個子項來看，pedu、pmed、psec的交互項系數分別為184. 5、207. 8、256. 3，且均通過了1%的顯著性檢驗。上述結果表明，試驗區設立對于民生性財政支出傾向處于中等偏上地區的平均處理效應強于中等偏下地區的效應。地方政府通過財政預算調整，樹立較高的民生性財政支出傾向，有助于達到提高試點地區基本公共服務供給水平的目的。

6 結論與對策建議

2013 年浙江省麗水市扶貧改革試驗區的設立，為近距離評估地方基本公共服務供給水平在時空維度上的變化，提供了較好的外生性沖擊來源。本文基于浙江省2007—2020 年58 個縣級行政區層面的面板數據，主要采用雙重差分法識別試驗區設立對地方基本公共服務供給水平的因果處置效應。實證結果表明，設立扶貧改革試驗區作為國家扶貧制度體系中的創新舉措，對麗水市所轄的縣域政府的基本公共服務供給水平產生了顯著的積極影響。試驗區的設立促使地方人均教育、人均醫療衛生、人均社會保障和就業支出水平得到顯著提升。該結論在經過一系列穩健性檢驗后仍然成立。在此基礎上，進一步探析扶貧改革試驗區對地方基本公共服務供給水平的作用渠道，發現試驗區的設立促使地方政府承擔較大的財政收支壓力，并借助稅收、調整財政預算結構等手段，樹立民生性財政支出傾向，達到提高地方基本公共服務供給水平的目的。圍繞著上述分析，本文提出如下的對策建議。

第一，積極發揮財政投入在脫貧攻堅中的主體和主導作用。地方基本公共服務供給在消除貧困、改善民生、逐步實現共同富裕的過程中扮演著重要角色，沿著“在提升中協調，在協調中提升” 的路徑，不斷完善與經濟發展階段和地方財力水平相適應的基本公共服務保障標準和供給水平，推進基本公共服務更加普惠、均等和可及。在地區間財政收支能力差異無法平抑的現實背景下，現階段有偏的公共資源配置與基本公共服務均等化的主張也并不相悖，如果只強調財政支出均等化，并不利于改善地區間的經濟差異，還會損害經濟整體效率。通過加大對欠發達地區的傾斜性“普惠型”財政投入力度，深化激勵與約束并重的績效考核機制，切實優化資金投向結構，促進有限的扶貧資源發揮“ 乘數效應”，進而提升財政資金的使用效率，有助于為長遠的基本公共服務均等化奠定基礎。此外，通過建立“自下而上” 的公共服務需求表達機制和“上下結合” 的公共服務供給決策機制，有效解決相對貧困治理階段“ 看得見” 的貧困和“ 看不見”的貧困，實現“民生供給”與“民生需求”的有效銜接。

第二，立足地方發展實情，回應地方發展困境，積極探索具有地方特色的多樣性的脫貧減貧長效機制，形成不同地域特征的治理對策。鑒于扶貧改革試驗區的設立能夠促使地方政府通過職能轉變，進而提升轄區基本公共服務的供給水平。因此在繼續踐行“中央統籌、省負總責、市縣抓落實” 的扶貧工作機制的基礎上，有必要注重扶貧機制改革與創新的激勵功能，保持在政策關照和資源配置方面的張力，通過為地方政府提供因地制宜和靈活多變的政策工具，明確各主體責任，確保扶貧目標的有效管理和責任落實，進而增強基層公共服務保障能力。而形成頂層設計、基層執行和有效回應的整體性的扶貧政策設計，需要充分結合特定區域的資源稟賦，同時也離不開特定區域所依賴的特定的歷史條件。從區域均衡發展的角度，以挖掘地方經濟發展潛力為基礎，積極夯實地方財政支配能力和財政汲取能力。以縣域為單元開展相對貧困治理需要避免“一刀切”式的簡單化處理，充分論證貧困地域的劃分、貧困類型的特征、貧困成因的界定，樹立多維貧困理念，建立起解決相對貧困的長效機制。

第三，充分堅持以人民為中心的發展方向，將“ 多謀民生之利、多解民生之憂”作為現階段扶貧工作的基本出發點。通過不斷加強民生建設，把改革和發展結合起來、把強縣和富民統一起來、把城鎮和鄉村貫通起來。增進民生福祉、提高居民享有的基本公共服務水平是發展的題中應有之義，只有借助實實在在的民生實踐，才能實現共同富裕的愿景。現階段以福利分配為導向的相對貧困治理，是一種將貧困人口的個人福祉上升到“ 共同富裕” 和“ 全面實現小康社會”的國家目標，更是一種旨在幫助貧困人口形成致富能力的發展意義上的分配制度。當前中國經濟由高速增長轉向高質量發展階段，經濟增速放緩導致財政收入增速放緩，這將會加大公共服務供給壓力。高效的貧困縮減需要持續的經濟發展伴以公平的分配機制，既不能因為經濟增速放緩削弱財政對基本公共服務的保障能力，也不能因為過高承諾、過多承諾而損害基本公共服務體系建設的可持續性。因此，地方政府基本公共服務供給能力的提升，既要立足當前，又要著眼長遠，確保民生支出與經濟發展相協調、與財力狀況相匹配。

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