對口幫扶的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)及政策有效性評估

王郅強(qiáng)， 王凡凡

(華南理工大學(xué) 公共管理學(xué)院，廣東 廣州 510641)

一、問題提出

區(qū)域發(fā)展不平衡是我國經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展面臨的難點(diǎn)問題之一，也是制約廣東省經(jīng)濟(jì)社會全面協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展的核心障礙。2020年3月，廣東省統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)顯示，珠三角核心區(qū)地區(qū)生產(chǎn)總值占全省比重為80.7%，東翼、西翼、北部生態(tài)發(fā)展區(qū)分別占6.4%、7.1%、5.8%，意味著行政面積不到20%的珠三角地區(qū)占據(jù)了全省80%以上的地區(qū)生產(chǎn)總值，而行政面積超過80%的非珠三角地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值占全省比重低于20%，且歷年的數(shù)據(jù)顯示這種經(jīng)濟(jì)總量絕對差距呈不斷擴(kuò)大的態(tài)勢。為了解決這種長期存在的區(qū)域發(fā)展不平衡的問題，2013年廣東省開始實(shí)施對口幫扶政策，旨在進(jìn)一步促進(jìn)粵東西北地區(qū)振興發(fā)展。區(qū)別于中央主導(dǎo)的縱向財(cái)政轉(zhuǎn)移支付模式，省內(nèi)對口幫扶基于不同城市之間實(shí)行“一對一”或“多對一”的幫扶形式，具有顯著的橫向轉(zhuǎn)移支付特征[1]。區(qū)別于省際對口支援模式，省內(nèi)對口幫扶的優(yōu)勢表現(xiàn)在涉及的政府層次少、幫扶雙方責(zé)任明確、決策執(zhí)行鏈條清晰、信息反饋及時等特點(diǎn)，能夠有效降低決策指導(dǎo)和信息反饋層級，打破市級行政壁壘，區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展和扶貧效果更具針對性和時效性。

從溯源的角度來看，對口幫扶政策來源于對口支援，是對口支援的一種有限的擴(kuò)展[2]，也是一項(xiàng)縮小區(qū)域差距和開展扶貧協(xié)作的政策措施[3]。通過梳理相關(guān)文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究側(cè)重于從經(jīng)驗(yàn)的角度探討對口支援的政策效果，如區(qū)域均衡發(fā)展[4]、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[5]、災(zāi)后重建[6]和邊疆民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展等[7]，而從理論層面來看，多數(shù)研究集中在對對口支援的起源和形成[8, 9]、運(yùn)行機(jī)制[10, 11]等方面的分析，但是多數(shù)研究側(cè)重于探索由中央主導(dǎo)的對口支援模式或者省際對口支援模式，而對于省內(nèi)對口幫扶這種特殊的支援模式依舊缺乏深入的理論和經(jīng)驗(yàn)探索。1981年，四川省組織成都、重慶、自貢和渡口4市對口幫扶阿壩、甘孜和涼山3個民族自治州，開啟了省內(nèi)對口幫扶的先河，但是這種特殊的對口支援模式效果究竟如何[12]？其政策效應(yīng)又會受到哪些因素的影響？其作用機(jī)制又是什么？黨的十九大報(bào)告提出，要“建立更加有效的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展新機(jī)制”的要求。在這樣的背景下，對口幫扶政策對于促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展發(fā)揮著至關(guān)重要的作用，其政策效應(yīng)也亟需學(xué)術(shù)界做出強(qiáng)有力的回應(yīng)。

本文選取了2000—2018年廣東省15個地級市的平衡面板數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)省內(nèi)對口幫扶的政策效應(yīng)，其邊際貢獻(xiàn)體現(xiàn)在：一是首次采用雙重差分法評估省內(nèi)對口幫扶對城市經(jīng)濟(jì)增長的影響，克服了傳統(tǒng)研究方法的偏差，從而更加準(zhǔn)確地識別出對口幫扶政策的凈效應(yīng)；二是基于三重差分法分析影響對口幫扶政策效應(yīng)的因素，有利于后期改進(jìn)幫扶政策的合理布局和科學(xué)規(guī)劃；三是引入扶貧績效相關(guān)指標(biāo)，探索省內(nèi)對口幫扶政策對城市經(jīng)濟(jì)增長的作用路徑，有利于進(jìn)一步了解對口幫扶政策效應(yīng)的影響機(jī)理。

二、政策背景與研究假設(shè)

(一)政策背景

上世紀(jì)七十年代末，我國首次明確提出了對口支援政策，并且在2001年國務(wù)院印發(fā)的《關(guān)于印發(fā)中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要(2001—2010年)的通知》中，首次將“扶貧協(xié)作”換成“對口幫扶”。作為一種特殊的同級政府間對口支援模式，省內(nèi)對口幫扶模式擺脫了中央政府的依賴和束縛，主要由省級政府主導(dǎo)實(shí)施，市級和縣區(qū)級政府負(fù)責(zé)具體實(shí)施，是區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展和扶貧開發(fā)領(lǐng)域的一種有效方式。廣東省的對口幫扶工作始于上世紀(jì)八十年代。1987年，廣東省開啟了定點(diǎn)對口扶貧政策，由省直單位對口支持貧困縣。2013年，廣東省先后印發(fā)了《進(jìn)一步促進(jìn)粵東西北地區(qū)振興發(fā)展的決定》和《中共廣東省委辦公廳 廣東省人民政府辦公廳關(guān)于調(diào)整珠三角地區(qū)與粵東西北地區(qū)對口幫扶關(guān)系的通知》，由此開啟了珠三角地區(qū)六座城市幫扶粵東西北地區(qū)八座城市的工作，并明確了城市之間的幫扶關(guān)系(見表1)。同時，市級黨委和政府部門出臺相應(yīng)的配套政策和工作方案進(jìn)一步明確區(qū)縣級之間的對口幫扶關(guān)系。2016年，廣東省啟動第二批次的省內(nèi)對口幫扶工作。

表1 廣東省內(nèi)對口幫扶關(guān)系表

(二)研究假設(shè)

從公共管理的角度來看，對口支援是一種獨(dú)具中國特色的資源協(xié)調(diào)和區(qū)域互助模式，其實(shí)質(zhì)是一個“控制性多層競爭”的過程[13]，而省內(nèi)對口幫扶同樣具備“多層級競爭”的特點(diǎn)，市級政府為了完成省級政府所分配的任務(wù)進(jìn)行多層級競爭，從而確?？傮w扶貧目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)(見圖1)。具體來看，對口幫扶政策促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)表現(xiàn)在以下三個方面。

圖1 省內(nèi)同級政府之間的對口幫扶模式

一是對口幫扶政策有效實(shí)施的人事制度保障。一定程度上，我國的干部人事制度是支撐和維系黨和國家制度體系的基礎(chǔ)性制度，上級政府通過人事制度安排來掌握下級政府和官員的核心信息，監(jiān)督下級政府貫徹和實(shí)行上級政策，并通過有效的考核機(jī)制來決定、制約和影響官員的政治升遷[14]。在中央層面，縱向人事任免被認(rèn)為是中央對地方官員最根本的制約手段[15]。1984年，我國的干部人事任免制度發(fā)生了一個重要變化，即由原來的“下管兩級”調(diào)整為后來的“下管一級”，將原來規(guī)定的中央直接任免省部和地廳兩級干部，調(diào)整到后來的中央政府只管理省部級干部，省域內(nèi)的干部則由省級部門掌控[16]。因此，在地方層面，省級政府擁有了對市級政府的人事選拔和任命的權(quán)力，對市級政府和官員有很強(qiáng)的控制力和約束力，并通過階層性的“強(qiáng)制動力”，對口幫扶的“科層制機(jī)制”能夠有效運(yùn)轉(zhuǎn)起來[17]，從而實(shí)現(xiàn)省級政府的政策目標(biāo)。

二是對口幫扶政策有效實(shí)施的上級目標(biāo)設(shè)定。在省內(nèi)同級政府之間的對口幫扶模式中，省級政府是政策的整體設(shè)計(jì)者和監(jiān)督考核者。整體設(shè)計(jì)者表現(xiàn)在省級政府確定政策的階段性和長期性的總體政策和具體政策目標(biāo)。監(jiān)督考核者表現(xiàn)在省級政府將政策任務(wù)分配到相應(yīng)的城市，督促市級政府完成具體的幫扶目標(biāo)。實(shí)際上，作為整體設(shè)計(jì)者和監(jiān)督考核者的省級政府主要是通過“規(guī)劃”這一具有中國特色的政策過程來實(shí)現(xiàn)[18]，而這種規(guī)劃一般是由優(yōu)先性指標(biāo)、硬指標(biāo)和軟指標(biāo)等三類指標(biāo)構(gòu)成[19]。作為一項(xiàng)具有扶貧性質(zhì)的政策，省內(nèi)對口幫扶的最終目標(biāo)是進(jìn)一步促進(jìn)粵東西北地區(qū)振興發(fā)展，而衡量地區(qū)振興發(fā)展的優(yōu)先性指標(biāo)即為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。因而，經(jīng)濟(jì)發(fā)展被看作是對口幫扶城市需要面臨的“頭等大事”或“政治任務(wù)”，并且市級政府往往啟動“一票否決”制和“一把手”工程來貫徹和落實(shí)省級政府的政策目標(biāo)，從而提升城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平[20]。

三是對口幫扶政策有效實(shí)施的地方競爭模式。晉升錦標(biāo)賽理論被認(rèn)為是理解政府和官員行為的重要理論[21]。從地方層面來看，這種模式實(shí)現(xiàn)的原理在于兩方面：一是省級政府通過“黨管干部”決定著市級政府官員的晉升；二是在具有中國特色的市場保護(hù)型聯(lián)邦下，市級政府官員擁有了對經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展的自主權(quán)，從而能夠有效影響最終考核的績效。所以，市級官員是否能夠獲得晉升，在很大程度上取決于省級政府所分配的任務(wù)是否能夠完成，如果超額完成任務(wù)則獲得晉升，若未完成任務(wù)則未能晉升，甚至將面臨各種處罰[9]。具體到對口幫扶政策不難發(fā)現(xiàn)，省級政府掌握著市級政府官員的晉升，被幫扶城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效是省級政府重點(diǎn)考核的指標(biāo)，直接影響幫扶雙方官員的晉升。因此，“晉升錦標(biāo)賽”模式下，幫扶雙方均會為了獲得晉升而做出發(fā)展被幫扶城市經(jīng)濟(jì)的努力。更進(jìn)一步的，這種競賽模式還會出現(xiàn)在市、縣、鄉(xiāng)鎮(zhèn)同一行政級別的地方官員之中[22]。省級政府確定了對口幫扶的政策目標(biāo)之后，按照“逐級傳達(dá)，層層動員”的模式，每級下級政府都需要對上級政府做出承諾，上級政府最后問責(zé)直接的下級政府，呈現(xiàn)一個“層層分包”的特征[23]。因此，省級政府明確了市級政府幫扶關(guān)系之后，市級政府進(jìn)一步明確縣級政府的幫扶關(guān)系，其實(shí)質(zhì)是“層層加碼”的直觀體現(xiàn)[24]。綜合上述三個層面的分析，我們提出第一個假設(shè)：

假設(shè)1：省內(nèi)對口幫扶政策顯著推動了城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

從地區(qū)層面來看，廣東省區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨較大的不平衡問題?；洷钡貐^(qū)城市的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)相對薄弱，而珠三角、粵東和粵西等地區(qū)的城市因地理位置和自然資源更為優(yōu)良，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的驅(qū)動要素也更加豐富，經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)相對較好。因此，因地區(qū)差異性導(dǎo)致政策效果的不同往往是研究中需要側(cè)重討論的內(nèi)容。按照經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，同一政策對不同初始條件的地區(qū)發(fā)揮作用呈“邊際效應(yīng)遞減”規(guī)律。由于被幫扶的城市中的資源稟賦和經(jīng)濟(jì)條件差距較大，相較于地理位置和資源稟賦較為優(yōu)越的粵東和粵西地區(qū)，粵北山區(qū)無論是自然條件還是政策優(yōu)惠等均處于劣勢。因此，對口幫扶政策在經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較好的地區(qū)更多扮演著“錦上添花”的角色，而在經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)薄弱的地區(qū)則扮演著“雪中送炭”的角色，更容易發(fā)揮其經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。本文認(rèn)為在經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)不同的地區(qū)，對口幫扶的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)存在差異。由此提出第二個假設(shè)：

假設(shè)2：相對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)較好的地區(qū)，對口幫扶政策在經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)較弱地區(qū)的推動效應(yīng)更加強(qiáng)勁。

三、模型與變量

(一)計(jì)量模型的設(shè)定

本文探索的問題是，對口幫扶政策的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)是否顯著。為了解決文獻(xiàn)中普遍面臨的內(nèi)生性問題，本文利用對口幫扶政策作為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)構(gòu)建雙重差分(Difference-in-Difference，DID)：第一層差異來自城市層面，第二層差異來自年份層面[25]。具體而言，對口幫扶政策目前實(shí)施了兩批，分別從2013年和2016年開始實(shí)施，兩個批次分別有6個城市幫扶8個城市，且?guī)头鲫P(guān)系未發(fā)生改變。因此，本文雙重差分法所比較的是幫扶城市與非幫扶城市的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)在政策執(zhí)行前后的差異。計(jì)量模型如下：

Yit=α0+α1Dui×Dtt+∑jαjX+λi+γt+εit

(1)

公式1中，Yit表示經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)；Dui×Dtt為核心解釋變量，Dui×Dtt=Treatmenti×Postt，如果樣本為實(shí)驗(yàn)組則Treatmenti=1，否則為0；如果t≥2013則Postt=1，否則為0。為了滿足平行趨勢的假定，本文剔除了廣州、深圳、佛山、珠海、東莞和中山等幫扶城市，并根據(jù)幫扶關(guān)系將被幫扶的8座城市設(shè)置為實(shí)驗(yàn)組，而控制組則為非被幫扶的7座城市。X表示一系列的控制變量，包括城市層面和官員個體層面。λi和γt分別表示城市固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)。εit表示誤差項(xiàng)。在以上估計(jì)公式中，本文關(guān)注的系數(shù)是α1，若得到的估計(jì)值α1>0，則表示與非對口幫扶城市相比，對口幫扶城市的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)得到了提高。

(二)變量設(shè)置

1.被解釋變量

本文選取的被解釋變量和劉瑞明等[26]、黃志平[27]、張國建等人[28]的研究保持一致，采用各市實(shí)際生產(chǎn)總值和(Lngdp)和人均實(shí)際生產(chǎn)總值(Lnpgdp)來衡量城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。考慮到數(shù)據(jù)的可比性，本文計(jì)算了各市以2000年為基期的各年實(shí)際GDP和人均實(shí)際GDP。

2.解釋變量

對口幫扶的交互項(xiàng)(Du×Dt)。第一輪對口幫扶政策于2013年開始實(shí)施，本文設(shè)置政策處理變量(Treatment)和政策實(shí)施時間(Post)兩個維度的虛擬變量，實(shí)驗(yàn)組對口幫扶城市樣本賦值Treatment=1，控制組Treatment=0；2013年及之后年份賦值Post=1，之前年份賦值Post=0。交互項(xiàng)Du×Dt=Treatment×Post，其系數(shù)用于估計(jì)政策對城市經(jīng)濟(jì)增長的平均處理效應(yīng)。

3.控制變量

除了分析對口幫扶政策對城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，本文參照已有相關(guān)研究[26-28]，選取了一系列的城市經(jīng)濟(jì)特征變量。產(chǎn)業(yè)規(guī)?；潭?Industry)：采用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值的對數(shù)值來衡量城市產(chǎn)業(yè)規(guī)?；潭?；城鎮(zhèn)化水平(Urb)：通過城鎮(zhèn)人口占比來反映；儲蓄水平(Save)：使用居民儲蓄存款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來測量該變量；外商直接投資水平(Fdi)：通過地區(qū)實(shí)際利用外商直接投資與地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量；對外開放程度(Open)：通過出口總金額與城市地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來衡量；固定資產(chǎn)投資水平(Lninvest)：固定資產(chǎn)投資額的對數(shù)值來反映；人口密度(Lndensity)：則利用城市人口密度的對數(shù)值來度量。

4.其他變量

為了深入分析對口幫扶政策對城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的機(jī)制，本文將考慮以下變量分析對口幫扶的扶貧效應(yīng)[28]。產(chǎn)業(yè)扶貧方面利用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力的對數(shù)(Lnpower)來衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機(jī)械化水平；金融扶貧采用金融機(jī)構(gòu)人民幣各項(xiàng)貸款總額的對數(shù)值(Lnloan)來衡量；旅游扶貧通過旅游總收入的對數(shù)值(Lntourism)來測度；教育扶貧選取普通高等學(xué)校在校人數(shù)與城市年末總?cè)丝?Student)來測量，以此反映人力資本水平。采用工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出的對數(shù)值(Lnr&d)衡量科技扶貧效果；通過利用社會保障水平來反映社會保障兜底扶貧，采用社會保障支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重(Security)來測量；政府政策補(bǔ)貼效果則通過農(nóng)村居民人均純收入對數(shù)值(Lnincome)來測度。

由前文分析可知，晉升激勵是影響官員推動對口幫扶政策的重要動力，而官員個體特征的差異可能代表了不同的晉升激勵，進(jìn)而影響城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因此，出于穩(wěn)健性考慮，借鑒相關(guān)研究[29-32]，本文還將考慮官員個體特征系列變量，包括官員任期(Tenure)；官員年齡(Age)；官員受教育程度(Education)；以官員最后學(xué)歷獲得高校性質(zhì)分別設(shè)置985/211高校(985/211_U)和黨校(Party_U)虛擬變量；以官員是否有中央、邊疆省份、企業(yè)、跨省等工作經(jīng)歷構(gòu)建官員歷練指數(shù)(Experience)；以官員是否有鄉(xiāng)鎮(zhèn)(Town_W)、縣區(qū)(County_W)、市(City_W)、省級(Province_W)部門工作經(jīng)歷分別設(shè)置虛擬變量。

(三)數(shù)據(jù)說明和描述性統(tǒng)計(jì)

本文使用了2000—2018年廣東省15個城市的平衡面板數(shù)據(jù)，旨在評估對口幫扶的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)及政策有效性。城市經(jīng)濟(jì)特征數(shù)據(jù)主要來源于《廣東統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》、《廣東農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》和各市《國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》；官員個體特征數(shù)據(jù)通過《黨政領(lǐng)導(dǎo)干部資料庫》和《中國政要資料庫》等資料庫手工收集，并利用百度百科和新華網(wǎng)網(wǎng)站進(jìn)行補(bǔ)充和校對。個別年份的數(shù)據(jù)誤差和缺失，主要采用均值填補(bǔ)法進(jìn)行了處理[33, 34]。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3匯報(bào)了省內(nèi)對口幫扶對城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。首先不考慮其他因素的影響，第(1)列和第(2)列顯示，對口幫扶政策和城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在正向因果關(guān)系，并且在1%的水平上顯著，即對口幫扶政策效應(yīng)顯著。其次，按照傳統(tǒng)的處理方式，采用單差法估計(jì)對口幫扶政策對城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響。在控制了其他變量和地區(qū)效應(yīng)之后，第(3)列和第(4)列顯示，Du×D的系數(shù)顯著為負(fù)，表明對口幫扶對于促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)增長效果的結(jié)果穩(wěn)健。最后，繼續(xù)控制時間效應(yīng)后，第(5)列和第(6)顯示對口幫扶政策的推行使實(shí)驗(yàn)組比控制組的實(shí)際GDP和人均實(shí)際GDP分別平均提高了6.31%和8.84%左右。進(jìn)一步比較第(3)列、第(4)列和第(5)列、第(6)列對口幫扶的系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，雖然傳統(tǒng)單差法能夠說明部分問題，但是利用單差法估計(jì)的系數(shù)明顯高于利用雙重差分法估計(jì)的系數(shù)，說明單差法會高估對口幫扶的作用。因此，雙重差分法估計(jì)的結(jié)果更加準(zhǔn)確。綜合以上，假設(shè)1得到驗(yàn)證?？刂谱兞糠矫妫?5)列和第(6)列顯示，產(chǎn)業(yè)機(jī)構(gòu)、城鎮(zhèn)化水平、固定資產(chǎn)投資和人口密度等正向促進(jìn)了城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而居民儲蓄率、外商直接投資對城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生副作用。上述結(jié)果和現(xiàn)有研究基本保持一致。

(二)識別假定檢驗(yàn)：事件分析法

盡管前文發(fā)現(xiàn)對口幫扶的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)得到了初步的檢驗(yàn)，但該結(jié)論依舊可能受到遺漏變量的影響，為了驗(yàn)證本文選擇雙重差分識別策略的可靠性，本文將進(jìn)行識別假定檢驗(yàn)。遵循Jacobson等的方法[35]，采用事件分析的研究框架，評估對口幫扶政策的動態(tài)效應(yīng)。具體做法是將公式(1)中的Du×Dt換成表示對口幫扶政策實(shí)行前六年和實(shí)施后五年的虛擬變量，被解釋變量依舊是Lngdp和Lnpgdp，估計(jì)如下方程：

Yit=α0+α-6DID-6+α-5DID-5+α-4DID-4+α-3DID-3+α-2DID-2+α-1DID-1+α0DID0+α1DID1+α2DID2+α3DID3+α4DID4+α5DID5+∑jαjX+λi+γt+εit

(2)

公式(3)中DID0是對口幫扶政策開始實(shí)施年份的虛擬變量，DID-m表示政策實(shí)施前第m年的虛擬變量，m=1，2，3，4，5，6；DIDn表示政策實(shí)施后第n年的虛擬變量，n=1，2，3，4，5。本文省略了推行前六年以上的年份。圖2和圖3分別報(bào)告了以Lngdp和Lnpgdp作為被解釋變量的估計(jì)參數(shù){α-6，α-5，α-4，…，α3，α4，α5}的大小及對應(yīng)的90%置信區(qū)間。可以發(fā)現(xiàn)，政策實(shí)施前年份虛擬變量的估計(jì)系數(shù)均未通過10%的顯著性水平，驗(yàn)證了實(shí)驗(yàn)組和控制組滿足平行趨勢假定，即2013年之后實(shí)驗(yàn)組相對控制組經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平出現(xiàn)顯著上升，是對口幫扶政策實(shí)施的結(jié)果，而不是事前差異的結(jié)果，且對口幫扶的政策效應(yīng)表現(xiàn)出了明顯的可持續(xù)性。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果：省內(nèi)對口幫扶對城市經(jīng)濟(jì)增長的影響

圖2 對口幫扶政策的動態(tài)效應(yīng)(Lngdp) 圖3 對口幫扶政策的動態(tài)效應(yīng)(Lnpgdp)

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.PSM+DID

盡管雙重差分法可以很好地識別出對口幫扶對城市經(jīng)濟(jì)增長影響的凈效應(yīng)，并解決內(nèi)生性的問題，但不能克服樣本選擇偏差的問題。本文采用傾向得分匹配(Propensity Score Matching，PSM)可以在非隨機(jī)實(shí)驗(yàn)條件下很好解決這一問題，克服“選擇難題”。本文引入匹配的思想，借助Heckman等提出的PSM-DID方法先篩選控制組[36]，再進(jìn)行雙重差分回歸分析，重新估計(jì)對口幫扶對城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。具體思路是首先分別以通過Probit模型來估計(jì)傾向得分；其次分別采用半徑匹配、核匹配和近鄰匹配的方法給被幫扶城市的樣本(實(shí)驗(yàn)組)匹配控制組，并對匹配后的樣本進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)，使得實(shí)驗(yàn)組和控制組在對口幫扶這項(xiàng)政策沖擊前盡可能沒有顯著差異；最后利用雙重差分法識別出對口幫扶政策對城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的凈效應(yīng)。表4顯示，不管采用何種匹配方式，Du×Dt的估計(jì)系數(shù)、符號和顯著性水平與表3基本一致，表明對口幫扶政策對城市經(jīng)濟(jì)增長的影響效果是穩(wěn)健的。

表4 省內(nèi)對口幫扶對城市經(jīng)濟(jì)增長的影響：穩(wěn)健性檢驗(yàn)(一)

2.控制基準(zhǔn)變量緩解選擇的影響

雙重差分法作為一種準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，其最理想的狀況是實(shí)驗(yàn)組和控制組是隨機(jī)選擇的，但是對口幫扶城市名單的確定并非隨機(jī)，幫扶城市的名單可能與城市的地理位置、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、資源稟賦等息息相關(guān)，而這些城市之間的固有差異可能會隨著時間的趨勢對城市的環(huán)境產(chǎn)生不同的影響，從而導(dǎo)致估計(jì)的偏差[25]。為了控制這些差異的影響，本文借鑒Edmonds等人和Lu等人的做法[37, 38]，加入Si×Trendt的交互項(xiàng)，從而在一定程度上緩解實(shí)驗(yàn)組和控制組選擇的不隨機(jī)性造成的估計(jì)偏差。其中，Si表示城市的固有特征，采用是否為沿海城市、是否為珠三角城市、是否為粵北城市作為這些先決因素的代理變量，Trendt代表時間線性趨勢。交互項(xiàng)Si×Trendt表示從線性的角度控制城市之間的固有差異對經(jīng)濟(jì)增長的影響。表5第(1)列和第(2)列匯報(bào)了加入基準(zhǔn)變量之后的回歸結(jié)果，Du×Dt的系數(shù)依舊顯著為負(fù)，意味著就算考慮了城市固有差異的影響之后，對口幫扶的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)依舊穩(wěn)健。

3.剔除其他政策改革的影響

為了剔除樣本區(qū)間內(nèi)外生政策沖擊對被解釋變量可能存在的影響，本文還構(gòu)建了以下兩類政策變量：第一類為規(guī)劃性政策效應(yīng)，包括珠三角地區(qū)、粵東、粵西和粵北地區(qū)出臺的相關(guān)規(guī)劃綱要的時間；第二類為換屆效應(yīng)，包括2002年、2007年、2012年和2017年等年份。參照宋泓等人的做法[25]，將構(gòu)建的政策指標(biāo)與時間線性趨勢的交互項(xiàng)Pi×Trendt納入回歸模型后，表5第(3)列和第(4)列顯示，Du×Dt的系數(shù)依然顯著大于零，證明了省內(nèi)對口幫扶政策的實(shí)施有利于城市經(jīng)濟(jì)增長。

表5 省內(nèi)對口幫扶對城市經(jīng)濟(jì)增長的影響：穩(wěn)健性檢驗(yàn)(二)

4.控制官員個體特征的影響

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)對口幫扶政策對城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平影響的穩(wěn)健性，本文還控制了官員個體特征。已有研究認(rèn)為盡管市委書記不直接參與對口幫扶政策的實(shí)施，但也有可能通過影響經(jīng)濟(jì)增長的其他策略來間接影響對口幫扶政策的實(shí)施效果。因此，本文借鑒姚洋等人研究官員與城市經(jīng)濟(jì)增長的思路[39]，假設(shè)一個城市的經(jīng)濟(jì)增長既是市委書記的施政績效，也是市長的施政績效，并假設(shè)兩名官員來自于同一分布，即一個城市一個年度出現(xiàn)兩個觀察值。表5第(5)列和第(6)列表明，控制了官員個體特征之后，對口幫扶的政策效應(yīng)依舊顯著。

(四)基于三重差分法(DDD)的異質(zhì)性檢驗(yàn)

由于經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、資源稟賦、政策支持等異質(zhì)性特征可能導(dǎo)致對口幫扶的政策效應(yīng)在不同地區(qū)存在差異。因此，本文按照人均實(shí)際GDP和城鎮(zhèn)化率高低排序和分組，并采用三重差分法(Difference-in-Difference-in-Difference，DDD)檢驗(yàn)對口幫扶政策實(shí)施效果的異質(zhì)性[1]。首先考察城鎮(zhèn)化水平差異下的政策實(shí)施效果。本文按照城鎮(zhèn)化率對城市分組，低于中間值的城市Dm賦值為1，高于中間值的城市Dm賦值為0，Du×Dt×Dm估計(jì)的是相較于城鎮(zhèn)化率較高城市，對口幫扶提升城鎮(zhèn)化水平較高城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的凈效應(yīng)。表6第(1)列和第(2)顯示，相對于城鎮(zhèn)化率較高的城市，對口幫扶政策對城鎮(zhèn)化率較低城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平產(chǎn)生了更強(qiáng)烈的影響。其次，考察經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)對政策實(shí)施效果的影響。按照人均實(shí)際GDP進(jìn)行分組，低于中間值的城市Db賦值為1，高于中間值的城市Db賦值為0。從表6第(3)列和第(4)列的結(jié)果來看，政策對經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較弱城市的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)要高于經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較好的城市。Du×Dt×Db的系數(shù)表明，政策可以顯著推動城鎮(zhèn)化率較高、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較好城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平?；谌夭罘值漠愘|(zhì)性分析表明，對口幫扶政策在經(jīng)濟(jì)條件較差(城鎮(zhèn)化率低、人均實(shí)際GDP低)的地區(qū)表現(xiàn)出了更強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表6 省內(nèi)對口幫扶對城市經(jīng)濟(jì)增長的影響：異質(zhì)性分析

五、基于扶貧效應(yīng)的影響機(jī)制：中介效應(yīng)檢驗(yàn)

上述研究表明，省內(nèi)對口幫扶政策能夠顯著提升城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。那么，對口幫扶政策通過影響哪些關(guān)鍵變量來促進(jìn)城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展？如前文所述，對口幫扶政策很重要的目的在于推動城市實(shí)現(xiàn)脫貧。本文根據(jù)《進(jìn)一步促進(jìn)粵東西北地區(qū)振興發(fā)展的決定》的實(shí)施細(xì)節(jié)，同時參考已有研究的相關(guān)做法[28]，從產(chǎn)業(yè)扶貧、金融扶貧、教育扶貧、科技扶貧、旅游扶貧、社會保障兜底扶貧和農(nóng)民人均純收入等幾方面來綜合考察對口幫扶提高城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的具體機(jī)制，從而識別出各項(xiàng)具體措施的政策效應(yīng)，分析對口幫扶是否通過相應(yīng)的扶貧措施間接推動城市經(jīng)濟(jì)增長。為此，構(gòu)建如下檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

Lnpgdpit=α0+α1Dui×Dtt+∑jαjX+λi+γt+εit

(3)

Pit=β0+β1Dui×Dtt+∑jβjX+λi+γt+εit

(4)

Lnpgdpit=φ0+φ1Dui×Dtt+φ2Pit+∑jφjX+λi+γt+εit

(5)

公式4為基準(zhǔn)回歸模型，公式5中Pit為中介變量，用于表示各種扶貧績效。α1用于測量政策的總效應(yīng)，φ1用于測量政策直接效應(yīng)，β1φ2為變量Pit的間接效應(yīng)。采用逐步回歸法檢驗(yàn)中介效應(yīng)，在第一步完成對口幫扶對城市經(jīng)濟(jì)增長的檢驗(yàn)之后(表3第(6)列)，第二步檢驗(yàn)對口幫扶的扶貧效果(表7)。表7第(1)列匯報(bào)了產(chǎn)業(yè)扶貧的政策效果，結(jié)果顯示對口幫扶政策顯著提升了當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機(jī)械化水平，即對口幫扶的產(chǎn)業(yè)扶貧效應(yīng)顯著。第(2)列、第(5)列和第(6)列表明，對口幫扶在金融扶貧、旅游扶貧、社會保障兜底扶貧等方面的回歸系數(shù)顯著為正，表明對口幫扶對上述領(lǐng)域存在明顯的扶貧效應(yīng)。而教育扶貧、科技扶貧領(lǐng)域并未體現(xiàn)出對口幫扶的政策效應(yīng)，表明對口幫扶政策的實(shí)施并沒有促進(jìn)當(dāng)?shù)厝肆Y本水平和科技投入水平的顯著提升，可能存在的原因是教育、科技和貧困三者兩兩相互制約，導(dǎo)致扶貧效果不顯著。盡管政策對于提升農(nóng)民人均純收入產(chǎn)生正向影響，但是這種關(guān)系缺乏統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。作為生活水平的一種直觀反映，農(nóng)民人均純收入水平的改善依舊面臨著挑戰(zhàn)。

表7 省內(nèi)對口幫扶對城市扶貧效應(yīng)的影響

第三步以產(chǎn)業(yè)扶貧、金融扶貧、旅游扶貧和社會保障兜底扶貧作為解釋變量，與對口幫扶政策變量一起納入回歸方程，以探索中介效應(yīng)是否存在(見表8)。按照溫忠麟等人的判定標(biāo)準(zhǔn)[40]，本文通過對比表8第(1)列的基準(zhǔn)回歸結(jié)果的對口幫扶變量發(fā)現(xiàn)，第(2)至第(4)列中，在產(chǎn)業(yè)扶貧、金融扶貧、旅游扶貧等變量的系數(shù)顯著為正的情況下，對口幫扶變量的大小有所降低，表明所選取的中介變量均為部分中介，而第(5)列社會保障扶貧的系數(shù)顯著為負(fù)，可能是因?yàn)榈捅Ｈ巳簩茵B(yǎng)老金的過度依賴導(dǎo)致。同時，對口幫扶政策的系數(shù)大小有所增大，同樣說明社會保障扶貧變量為部分中介變量，即對口幫扶政策可直接影響城市經(jīng)濟(jì)增長，或者通過影響社會兜底保障扶貧來促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)增長。第四，本文構(gòu)造了Sobel統(tǒng)計(jì)量，對上述中介效應(yīng)進(jìn)行更為精確的驗(yàn)證，經(jīng)計(jì)算得出對應(yīng)的Z統(tǒng)計(jì)量均通過了5%的顯著性水平(1)本文還采用Bootstrap法進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)，以確定中介效應(yīng)是否存在，結(jié)果發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)扶貧、金融扶貧、旅游扶貧和社會保障扶貧等變量確實(shí)發(fā)揮了部分中介的作用。由于篇幅有限，此處不再匯報(bào)結(jié)果，如有需要可向作者索取。。

表8 省內(nèi)對口幫扶對城市經(jīng)濟(jì)增長的影響：中介效應(yīng)檢驗(yàn)

六、結(jié)論與啟示

2020年3月6日，習(xí)近平總書記在決戰(zhàn)決勝脫貧攻堅(jiān)座談會上強(qiáng)調(diào)，要“高度重視打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)面臨的困難挑戰(zhàn)”。作為一項(xiàng)具有重大經(jīng)濟(jì)意義和政治意義的工作，省內(nèi)對口幫扶有望成為縮小區(qū)域貧富差距和促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展一種行之有效的模式，對于全面建成小康社會和確保脫貧攻堅(jiān)任務(wù)如期全面完成帶來重要啟示。省內(nèi)對口幫扶政策的有效實(shí)施依賴于我國特殊的政治體制、經(jīng)濟(jì)體制和社會體制，充分體現(xiàn)了中國特色社會主義制度的優(yōu)越性?，F(xiàn)有研究更多地從國家層面和省際層面評估對口支援的政策有效性及其發(fā)展歷程，而針對省內(nèi)對口幫扶這一特殊的支援模式的研究尚顯不足。本文首次將2013年在廣東省實(shí)施的對口幫扶政策作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用雙重差分法、三重差分法和中介效應(yīng)評估和發(fā)掘幫扶城市對被幫扶城市經(jīng)濟(jì)績效的政策效果和作用機(jī)制。研究結(jié)果表明：

第一，省內(nèi)對口幫扶政策顯著地促進(jìn)了被幫扶城市的經(jīng)濟(jì)增長，使得實(shí)驗(yàn)組比控制組的實(shí)際GDP和人均實(shí)際GDP分別提高約6.31%和8.84%，這一結(jié)論通過了識別假定檢驗(yàn)和穩(wěn)健性檢驗(yàn)。省內(nèi)對口幫扶對于促進(jìn)被幫扶城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的邏輯來源于三個方面：其一，人事制度保障使得省級政府擁有了對市級政府官員的選拔和任免權(quán)，對市級政府和官員有很強(qiáng)的控制力和約束力；其二，上級目標(biāo)設(shè)定使得對口幫扶具備了“政治性”的特征，促使下級政府啟動“一把手”工程方式和“一票否決”獎懲機(jī)制以實(shí)現(xiàn)上級目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)；其三，“晉升錦標(biāo)賽”模式下，幫扶雙方均會為了獲得晉升而做出發(fā)展被幫扶城市經(jīng)濟(jì)的努力，并且對口幫扶政策目標(biāo)的制定具有“層層加碼”的特征。

第二，對口幫扶政策在經(jīng)濟(jì)條件較差(城鎮(zhèn)化率低、人均實(shí)際GDP低)的地區(qū)表現(xiàn)出了更強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。不同區(qū)域因地理位置、自然資源和政策支持的差異，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)不同，進(jìn)一步影響了對口幫扶政策在不同區(qū)域的實(shí)施效果存在差異，這也遵循了經(jīng)濟(jì)學(xué)理論所指出的“邊際效應(yīng)遞減規(guī)律”。

第三，省內(nèi)對口幫扶政策還通過產(chǎn)業(yè)扶貧、金融扶貧、旅游扶貧、社會兜底保障扶貧等渠道對被幫扶城市的經(jīng)濟(jì)績效產(chǎn)生間接影響，但對口幫扶在教育扶貧、科技扶貧和農(nóng)民人均純收入等領(lǐng)域作用效果不明顯，而社會保障兜底扶貧卻對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響。消費(fèi)被視作拉動經(jīng)濟(jì)增長的“三駕馬車”之一，而扶貧能夠提升居民消費(fèi)能力，對于推動經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生至關(guān)重要的影響。作為一種特殊的同級政府間對口支援模式，省內(nèi)對口幫扶在扶貧領(lǐng)域扮演了重要的角色，并且進(jìn)一步提升區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，但由于教育、科技和貧困三者兩兩相互制約，并未很好地體現(xiàn)出扶貧績效，而低收入群體對國家養(yǎng)老金的過度依賴降低了社會保障兜底扶貧的經(jīng)濟(jì)增長績效。

通過比較2013年印發(fā)的《進(jìn)一步促進(jìn)粵東西北地區(qū)振興發(fā)展的決定》和本文的研究結(jié)論可以發(fā)現(xiàn)，省內(nèi)對口幫扶政策一方面對于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的政策效應(yīng)，另一方面也表明這種幫扶政策在相關(guān)扶貧領(lǐng)域依舊存在局限，進(jìn)而一定程度上制約了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長。從全國實(shí)踐的角度來看，省內(nèi)對口幫扶政策在江蘇、四川、湖北等地均有類似的經(jīng)驗(yàn)，本文的結(jié)論為全國范圍內(nèi)的省內(nèi)對口幫扶工作機(jī)制的完善提供了一定的經(jīng)驗(yàn)啟示。省內(nèi)對口幫扶機(jī)制的完善還應(yīng)當(dāng)著眼于以下幾個層面。一是完善省內(nèi)對口幫扶政策的保障機(jī)制，包括人事制度保障、考核體系保障和獎懲制度保障等，充分釋放對口幫扶的政策紅利，繼續(xù)縮小區(qū)域之間的發(fā)展差距。二是強(qiáng)化地方官員的正確考核導(dǎo)向和問責(zé)機(jī)制，防止因官員個人偏好和晉升激勵對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展和扶貧開發(fā)產(chǎn)生的不利影響。官員個體特征對經(jīng)濟(jì)績效的影響實(shí)質(zhì)上是官員晉升激勵的直觀表現(xiàn)。省級政府應(yīng)當(dāng)綜合評估幫扶城市的經(jīng)濟(jì)績效和扶貧成效，從而避免因官員目標(biāo)的短期化而造成“數(shù)字脫貧、虛假脫貧”。三是全面落實(shí)精準(zhǔn)扶貧理念，一方面對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)不同的地區(qū)采取差異化的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策。盡管對口幫扶對于整體樣本而言產(chǎn)生顯著的效果，但對于不同經(jīng)濟(jì)條件的地區(qū)產(chǎn)生不同的政策效應(yīng)，且在不同的扶貧領(lǐng)域也有所差異。因此，幫扶城市和被幫扶城市應(yīng)當(dāng)根據(jù)城市實(shí)際發(fā)展情況和不同發(fā)展階段制定幫扶工作方案，做到“對癥下藥”和“脫真貧”。另一方面，加強(qiáng)教育扶貧、科技扶貧和農(nóng)民人均純收入提升等領(lǐng)域的工作。上述三個領(lǐng)域往往是徹底穩(wěn)定脫貧的重要推手。因此，對口幫扶工作今后的方向應(yīng)當(dāng)重點(diǎn)關(guān)注吸引優(yōu)秀人才投入教育和科技行業(yè)。此外，還應(yīng)當(dāng)加大社會兜底保障扶貧的工作力度，強(qiáng)化農(nóng)村居民的就業(yè)再培訓(xùn)，增強(qiáng)貧困地區(qū)居民的就業(yè)能力，降低低保人群和弱勢群體對國家資助的依賴，避免返貧現(xiàn)象的出現(xiàn)。