中央转移支付、资源空间配置与相对贫困缓解

杨文杰，韦 玮

(1.河北大学 管理学院，河北 保定 071000；2.中央司法警官学院 警体教研部，河北 保定 071000)

一、引言

长期以来，消除贫困是全球各国高度重视的问题。2012年11月，党的十八大作出全面建成小康社会的战略部署，并将脱贫攻坚作为实现第一个百年奋斗目标的底线任务。经过8年持续推进，2020年中国成功实现脱贫攻坚目标任务，区域性整体贫困问题得到解决，历史性地实现了消除绝对贫困。现阶段，中国已进入“后扶贫时代”，缓解相对贫困已成为防返贫工作重心。区别于绝对贫困，相对贫困指的是在一定生产条件下，个人或家庭收入虽然可以满足基本生存需求，却无法满足教育、医疗、娱乐等多元化社会需求的状态[1]。一定程度上，相对贫困表达的核心在于相对剥夺及排斥，是社会资源在不同阶层间分配情况的体现。

在破解相对贫困过程中，除了要发挥市场机制作用，还需利用好政府“有形的手”调节功能，即借助财政再分配制度调整初始分配中的不公平现象，为最终实现共同富裕赋能。作为中国主要区域补偿政策，中央转移支付是国家为实现区域协调发展采取的财政政策。其运作模式为政府将税收形式筹集的财政资金进行统筹规划，转移与调节各地区社会福利、财政补贴等方面的支出，缩小区域经济发展差距[2]。《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二〇三五年远景目标的建议》中提出，“完善财政转移支付和城镇新增建设用地规模与农业转移人口市民化挂钩政策，强化基本公共服务保障”。中央转移支付制度的实施有力推动落后地区基础设施、教育科学、社会保障、环境保护等经济社会事业的发展，助力相对贫困问题缓解。与此同时，中央转移支付通过对资本、劳动力、技术等生产要素资源配置产生引导作用，强化贫困地区资源空间配置水平。而良好的资源空间配置则有助于提高当地经济发展水平，满足贫困群体需求。某种程度上，中央转移支付与资源空间配置已成为中国治理相对贫困阶段的“典型事实”与“关键变量”。那么，如何有效释放中央转移支付对相对贫困缓解的助推力？资源空间配置如何在相对贫困缓解中发挥赋能作用？厘清这些问题，可为评估中央转移支付对相对贫困缓解的影响提供经验支撑，进而为科学制定财政政策和全面实现共同富裕目标提供决策参考。

二、文献综述

关于中央转移支付对贫困的影响已引起学术界广泛讨论，但尚未形成定论。部分学者表示中央转移支付存在显著减贫效应。李兴文等(2021)[3]认为，财政转移支付能够通过调节财政资源地区间分配，引导社会资源从较富裕地区转移至经济欠发达地区，扩充贫困地区政府财力、强化贫困地区居民公共服务可得性，有助于缓解贫困。Wu等(2017)[4]指出，财政转移支付能够明显提升政府财政效率，强化地方政府自主性，加速地区经济发展，进而缓解贫困问题。还有一部分学者认为中央转移支付会加剧贫富差距。付卫东和周威(2021)[5]指出，转移支付降低了贫困地区部分学生学业成就，加剧教育结果不平等，不利于贫困缓解。郝春虹等(2021)[6]认为，当前中国地区间仍存在较大财力差距，少数落后地区基本公共服务水平低下，一味增加财政转移支付在地方政府收入中的比重，将加剧地区间财力失衡，不利于缓解较落后地区贫困状况。谷成和张洪涛(2021)[7]认为，来自中央专项转移支付资金的专款专用特性不利于地方政府财政灵活支出，使得部分地方政府采取负债配套与虚假配套方式获取专项财政转移支付资金，加剧社会资源错配，不利于贫富差距缩减。整体来看，中央转移支付对贫困的影响并不明确，可以推断，中央转移支付对相对贫困缓解的影响有待进一步研究。

资源配置作为社会、经济发展的重要前提，一直是学术界探讨的热点话题。中央转移支付作为调节地区财力、社会资源的政府财政手段，与资源空间配置在本质上具有趋同性。然而，中央转移支付对资源空间配置的影响尚未引起学术界广泛关注，仅少部分学者从基本公共服务层面展开探讨。于璇(2021)[8]指出，中央转移支付极大补足了贫困地区教育资源投入的不足，进一步缩小区域教育资源配置差距。周倩和孙文杰(2022)[9]认为，财政转移支付能够缩减城乡公共服务差距，但对不同人口净流入地区的城乡公共服务供给差距的影响存在差异。高跃光和范子英(2021)[10]指出，来自中央的转移支付资金有效填补了地区教育投入不足，且专项转移支付的作用更为明显。此外，亦有部分学者对资源空间配置与相对贫困的关系展开探讨。刘澹远和陈始发(2020)[11]认为，公共性扶贫资源配置有助于提升农村贫困人口获得感，且相较于“造血”式公共性扶贫资源配置，“输血”式公共性扶贫资源配置对农村贫困人口获得感的影响更显著。钟甫宁(2021)[12]认为，在以政府为主导的全局利益目标推动下，资源协调配置效率与水平明显提升，有助于防返贫工作开展，能在一定程度上缓解相对贫困。

梳理既有文献可以知悉，探究中央转移支付与贫困之间关联的研究成果颇丰，但仍存在以下不足。第一，多数研究侧重于分析二者之间的直接作用机制，缺乏对潜在传导机制的深入分析。事实上，诸如资源空间配置等因素很有可能在其中发挥中介效应。第二，伴随中国2020年脱贫攻坚任务的达成，相对贫困成为新时期关注重点。鉴于相对贫困的评估更加多维且复杂，中央转移支付对其影响有待进一步明确。第三，目前研究对于中央转移支付对相对贫困影响的空间差异化特征鲜有探讨，仍有改进空间。有鉴于此，本文将中央转移支付、资源空间配置与相对贫困缓解纳入同一研究框架，深入探讨中央转移支付影响相对贫困的传导机制及其区域异质性。在此基础上，进一步分析中央转移支付对相对贫困缓解区域收敛发挥的作用，判别中央转移支付是否为相对贫困缓解区域收敛的“助推器”，以期夯实该领域的研究基础。

三、理论分析与研究假设

(一)中央转移支付对相对贫困缓解的直接作用机制

中央转移支付是国家为实现区域间各项社会经济事务协调发展而采取的财政政策，能够有效均衡各地区间财力，缓解经济发展不平衡、不充分问题[13]。中央转移支付又可进一步细分为两类，分别为一般转移支付与专项转移支付。前者是指当同一级政府没有或存在少量赤字情况下，上级政府将无偿从富裕地区集中的一部分收入转移至贫困地区的补助。其主要目的是消除各地方政府间税收能力与其基本需求开支的横向不均衡，着力保障各地区社会公共服务水平的均等化[14]。后者则是指有条件拨款，即下级政府按照规定用途使用资金，如抗洪救灾、退耕还林等活动资金。通常而言，经济欠发达地区在基本公共服务可得性与可及性难以达到应有水平，这也是其产生相对贫困的重要原因[15]。充足且均衡民生供给是促进缓解相对贫困的前提条件，亦是缓解相对贫困重要保障[16]。从中央转移支付资金的主要去向来看，教育、卫生、医疗等公共服务是其重点所在。而这些领域发展水平本身很大程度上决定了相对贫困程度。中央转移支付通过重调中央与地方财政纵向不平衡与各地区间横向财政不平衡的方式，引导更多资源由经济发达地区流向贫困地区，确保欠发达地区居民获得均等公共服务资源[17]，进而缓解相对贫困问题。进入“十四五”时期，财政转移支付政策将得到进一步优化，其调节力度、精准性及公平性亦会有所提升，支持欠发达地区的机制进一步完善。

值得注意的是，中国幅员辽阔，各地社会、经济、要素资源禀赋、市场化、人力资本、制度政策等方面具有差异。由此，中央转移支付对于不同地区相对贫困的影响可能有所差异。对于欠发达地区而言，其地方政府更倾向于将现有资金用于经济发展，进而形成“重建设，重生产，轻公共服务，轻民生性支出”的现象[18]。而充足的转移支付资金能够缓解欠发达地区政府财政约束，使其在提升经济发展水平的同时拥有更多资金用于增加教育、医疗等民生领域支出，缓解相对贫困[19]。对于经济发达地区而言，其基础设施、社会服务等方面较为完善，政府更倾向于将资金用于科研、创新等非民生领域。这就导致各地方政府在获取及使用来自中央转移支付资金时存在差距，使得中央转移支付缓解相对贫困的效果亦有所不同。由此可以推断，中央转移支付的相对贫困缓解效应在不同地区理应存在差异。基于以上分析，本文提出如下假设：

假设1：中央转移支付能够促进相对贫困缓解，且存在一定区域异质性。

(二)中央转移支付对相对贫困缓解的间接作用机制

中央转移支付在补足地方财政缺口，实现各地区基本公共服务均等化的同时，也会对地方资源空间配置产生影响。诸如资本、劳动要素资源作为区域经济发展的关键推动力，是地方间竞争的核心所在。这些要素资源空间配置水平越高，意味着区域经济发展潜力越强，对应的居民收入提升空间越大，改善相对贫困状况能力越强[20]。地方政府为拉动当地经济增长、缓解相对贫困，会将中央转移支付作为促成产业集聚、优化资源空间配置的重要手段[21]。通常而言，地方资源供需由当地市场决定，而经济较发达地区市场机制完善且市场规模更大，其资源配置效率也相对更高[22]。中央转移支付能够根据各地区发展现状，借助科学且合理的财政转移手段，提升经济欠发达地区资本要素与劳动要素空间配置水平，进而缓解居民相对贫困状况。一方面，中央转移支付资金增强了地方财政自主权，推动资本要素向欠发达地区集聚，这有助于地区内产业生产效率以及技术研发水平的提升，从而提高地区生产率，缓解该地区的相对贫困问题。另一方面，中央转移支付使得欠发达地区政府有更多资金完善基础设施建设，在推动公共服务均等化的同时亦形成了劳动要素聚集现象，在地区内形成知识溢出效应与模仿效应，进一步提高劳动生产率，从而在技术、知识、物质等方面缓解欠发达地区的多维相对贫困[23]。基于此，本文提出如下假设：

假设2：中央转移支付能够通过强化资源空间配置促进相对贫困缓解。

四、研究设计

(一)模型设定

根据前文理论机制分析，针对中央转移支付对相对贫困缓解影响机制，构建如下基本模型：

lnRPit=α0+α1lnTRANit+α2lnXit+μi+δi+εit

(1)

式(1)中，RPit为省份i在时期t内相对贫困水平，TRANit为省份i在t时期的中央转移支付水平,Xit为控制变量合集，μi指代不随时间变化的个体固定效应，δi表示时间固定效应，εit为随机扰动项。

为进一步检验中央转移支付是否会通过提升资源空间配置影响相对贫困缓解，参鉴温忠麟等(2004)[24]关于机制检验的方法，构建模型(2)检验中央转移支付对资源空间配置的影响，构建模型(3)检验中央转移支付、资源空间配置对相对贫困缓解的影响：

lnCONCit=β0+β1lnTRANit+β2lnXit+μi+δi+εit

(2)

lnRPit=γ0+γ1lnTRANit+γ2lnCONCit+γ3lnXit+μi+δi+εit

(3)

中介效应的检验中，若系数α1显著，而且β1与γ2均显著，则说明存在显著中介效应；若系数α1不显著，抑或是β1与γ2均不显著，则表明无中介效应。若系数α1显著，β1与γ2亦显著，且同时满足γ1<α1，则说明资源空间配置在中央转移支付与相对贫困缓解间发挥部分中介作用；若系数α1显著，且β1与γ2亦显著，但γ1不显著，表明资源空间配置在中央转移支付与相对贫困缓解间发挥完全中介效应。

(二)变量选取

1.被解释变量

相对贫困(RP)。将居民是否处于相对贫困境遇视为被解释变量。鉴于相对贫困的多维特性，基于CFPS(中国家庭追踪调查)数据库并参鉴既有研究[25～26]，选取经济、社会、教育、健康4个维度、8个指标构建多维相对贫困指标体系。使用A-F双临界值法识别多维相对贫困程度，对每个指标设定剥夺临界值，当某家庭在某一指标上遭受剥夺，则赋值为1，反之为0。参鉴罗明忠等(2021)[27]的研究，使用等权重方法计算得出相对贫困指数，并设定相对贫困临界值为0.5，即存在任意4个及以上的被赋值为1的指标，则表示处于相对贫困状态。各指标设计及权重如表1所示。

表1 多维相对贫困识别指标体系

2.解释变量

中央转移支付(TRAN)。使用人均转移支付额表征中央对地方的转移支付水平，具体数据通过计算地区户籍人口数与当地获得中央转移支付金额的比值获得。

3.中介变量

资源空间配置(lnCONC)。现阶段，围绕资源空间配置并未形成指定的衡量方式。结合资源空间配置对相对贫困的影响机理，本文参鉴钟军委(2021)[28]的研究思路，分别以资本相对配置系数与劳动力相对配置系数表征地区资源空间配置水平，具体公式如下所示：

(4)

(5)

其中，Si表示i地区产出份额占整个经济体产出份额的比重；Ki与Li依次为地区i的资本存量与劳动力数量；K与L依次表示整个经济体的资本存量与劳动力数量；βki和βli依次表示i地区资本产出弹性以及劳动力产出弹性；βk和βl依次表示经济体内资本产出弹性与劳动力产出弹性。由此，衡量区域资源配置水平需得出区域资本存量、资本产出弹性以及劳动力产出弹性。γ<1则说明资源要素使用份额低于经济产出份额，即资源要素配置有所不足；γ>1说明资源要素使用份额高于经济产出份额，即资源要素配置过度；γ=1说明资源要素使用份额等同于经济产出份额，即资源要素配置处在均衡状态，表明资源配置合理。

4.控制变量

参考现有研究成果[29～31]，对以下可能影响相对贫困缓解的变量进行控制：对外开放水平(OPEN)。对外开放水平的提升有助于推进市场全面发展，缩短大部分贫困地区与市场的空间距离，改善供给侧与需求侧价格错位，从而缓解相对贫困。该指标以各省(自治区、直辖市，下文称省份)对外进出口贸易总额占地区GDP比重表征。人均受教育程度(ENV)。受教育程度越高的居民，获得的发展机遇与提升收入水平的渠道越多，从而缓解相对贫困。该指标以各省份大专及以上学历人口占总人口比重表征。地方政府竞争(GOV)。地方政府在面临同级政府竞争压力下，通常会出台更多针对贫困人口的帮扶政策，对相对贫困起到缓解作用。该指标以各省份实际利用外资占全国当年实际利用外资比重表征。经济发展水平(GDP)。经济发展水平越高表明地区生产总值越高，相对贫困水平也就越低。该指标以人均地区GDP表征。

(三)数据来源

多维相对贫困水平的数据来源自CFPS(中国家庭追踪调查)数据库全国总体样本。由于CFPS数据库涵盖中国除新疆、青海、宁夏、海南、内蒙古、西藏及港澳台地区以外的25个省份，具有较强代表性，故以中国25省份为研究样本。此外，该数据库数据发布以2年为一个间隔，故根据2012、2014、2016、2018、2020五次调查数据，将研究时段确定为2012—2020年。其余数据来自于对应年份的《中国统计年鉴》、全国财政决算报告、各省份统计年鉴及决算报告。此外，为避免因数据异方差导致结果偏误，对数据进行对数化处理，并针对个别缺失数据使用线性插值法进行补齐。

五、实证分析

(一)基准回归

采用前文的模型对研究假设进行基准回归分析，结果如表2所示。观察可知，表2中(1)列为未加入控制变量的结果，转移支付的系数为-0.342，且通过1%显著性水平检验，说明中央转移支付有助于缓解相对贫困。(2)～(5)列为依次加入控制变量的回归结果。在此过程中，中央转移支付的系数不断减小但始终显著为负，一方面说明所得结果具有较强稳健性，另一方面也侧面印证了所选控制变量具有一定代表性。分析控制变量全部纳入后结果，(5)列显示中央转移支付的系数为-0.282，且在1%水平下显著，假设1得到部分验证。

表2 基准回归结果

控制变量方面，以下主要对加入全部控制变量的(5)列展开分析。对外开放水平的回归系数为-0.199，且通过1%显著性水平检验，表明对外开放能够促进相对贫困缓解。究其缘由，地区对外开放水平的提升有助于形成一定经济效应与经济规模，扩大地区市场规模，促进地区就业与技术进步，对相对贫困缓解产生正向影响。人均受教育程度的回归系数为-0.203，且通过5%显著性水平检验，说明人均受教育程度的提升能够促进相对贫困缓解。因为人均受教育程度的提升拓宽了居民就业渠道，有助于提升收入水平，打破阶级壁垒，进而缓解相对贫困。地方政府竞争的回归系数为-0.207，且通过10%显著性水平检验，说明地方政府竞争有助于缓解相对贫困。原因可能是各地方政府官员为完成贫困治理指标，积极推出缓解相对贫困利好政策，从而缓解相对贫困。经济发展水平的回归系数为-0.204，且通过1%显著性水平检验，说明经济发展水平的提升有助于缓解相对贫困。原因在于，经济发展水平的提升反映地方经济、市场、营商环境等方面已渐趋完善，有利于地区居民提升收入水平，从而减少相对贫困人口数量。

(二)区域异质性检验

以上分析主要是基于平均效应，考虑到地区发展特征不同可能会影响到中央转移支付对相对贫困缓解的作用效果，以下重点分析中央转移支付的区域异质性。首先按国家统计局划分标准，将样本划分为东、中、西部三大区域，其次以“秦岭-淮河”为分界线，将样本划分为南、北两大区域，分别进行回归，结果如表3所示。观察可知，各大地区回归系数均显著为负，表明中央转移支付对各大地区相对贫困缓解均具有显著促进作用。就东中西视角而言，中央转移支付对相对贫困的缓解效应在中西部明显更强；就南北视角而言，中央转移支付对相对贫困的缓解效应在北方更强。究其缘由，中国经济发展水平长期呈现为东强西弱、南强北弱的态势，为缩小区域发展差距，中国中央转移支付的帮扶重点集中于经济发展水平较弱的中西部及北方地区。故中央转移支付的相对贫困缓解效应在这些地区发挥的作用更强。至此，假设1得到全部验证。

表3 异质性分析结果

表3(续)

(三)中介效应检验

前文分析证实，中央转移支付能够显著降低相对贫困水平。那么，如前文理论分析部分所述，资源空间配置在发挥中央转移支付提升相对贫困缓解水平的作用中是否有显著影响？程度又如何？接下来采用逐步回归估计法对这些问题展开深入研究。

由基准回归结果可知，在中央转移支付促进相对贫困缓解的综合效应中，影响系数为-0.282，且通过1%显著性水平检验，符合中介效应的初步检验要求。表4为以资源空间配置为中介变量的回归结果。观察可知，资源空间配置的回归系数显著为正，表明中央转移支付对资源空间配置存在正向影响。将资源空间配置纳入至基准回归模型后发现，中央转移支付的系数由-0.253变为-0.213，表明资源空间配置在中央转移支付与相对贫困缓解中发挥部分中介作用，假设2得以验证。具体来看，在其他条件不变的情况下，中央转移支付水平每增加1个单位，会使资源空间配置水平提高0.201个单位，间接降低相对贫困水平0.043个单位。这说明市场经济背景下，当中央转移支付有助于强化资本与劳动要素配置水平，进而缓解相对贫困。中央转移支付的施行能够有效增加地方资金、劳动力、技术等互补性生产要素存量，提升资本要素与劳动要素的边际产出，进而推动地区经济增长、提高人均收入水平以缓解相对贫困。总之，当中央转移支付资金用于强化地方教育、医疗等基础设施时，能够提升当地人力资本水平，进而强化当地资本与劳动边际产出，以缓解相对贫困。

表4 中央转移支付影响相对贫困缓解的机制检验

(四)稳健性检验

1.替换被解释变量

为确保上述研究结论的可靠性，以更换核心解释变量指标衡量的方式进一步检验模型稳健性。中央转移支付本质上是中央对地方财富再分配，参鉴刘明(2016)[32]的研究，以中央对地方转移支付占当年财政总支出的比重表征中央转移支付，对原有模型展开重新估计，结果如表5所示。

表5 替换核心解释变量回归结果

由表5估计结果可知，中央转移支付仍能显著促进相对贫困缓解，同时以资源空间配置为中介变量的影响机制通过检验，结果与上述研究结论保持一致。这说明本文的回归模型估计结果具备稳健性，再一次验证了前文提出的假设。

2.自变量滞后一期

为降低由双向因果关系以及遗漏变量可能导致的内生性估计偏误，同时考虑到中央转移支付的过程中可能存在一定滞后性，故对所用自变量作滞后一期处理，并重新开展回归。回归结果如表6所示。由表可知，实证结果与基准回归结果相较一致，表明模型不存在内生性问题。

表6 内生性检验(自变量滞后一期)

表6(续)

六、中央转移支付与相对贫困缓解区域收敛的进一步探讨

前文述及，中央转移支付对相对贫困缓解具有明显区域异质性，表明当前中国经济与社会发展仍面临区域发展不平衡、不充分的矛盾。财政转移支付政策的实施为中国区域资源、经济协调发展提供重要出路。根据前文分析可以知悉，中央转移支付以各地方政府间财政差距为基础，以实现各地方公共服务水平均等化为主旨的财政平衡制度，具备普惠性质。那么相对贫困治理是否存在区域收敛？中央转移支付能否成为相对贫困缓解收敛的“加速器”？解答上述问题，有利于洞察中央转移支付对于区域协调发展的作用，为中央转移支付制度的深度推进提供可行性参考。

为分析中央转移支付与相对贫困缓解的区域收敛性，分别建立绝对β收敛和条件β收敛模型如下所示：

(6)

(7)

其中，RPi,t+T、RPit分别代表中国各省份在t+T、t时期的相对贫困水平，T为考察期时间跨度，β表示收敛系数，α为常数项，εit为随机扰动项。在公式(6)与(7)中，当β<0时，则表示同时存在绝对β收敛、条件β收敛。在此基础上，建立中央转移支付影响相对贫困缓解的条件β收敛模型：

(8)

式(8)中，TRANit表示省份i在时期t的中央转移支付水平，γ指代影响系数，若β<0，说明存在条件β收敛，即相对贫困存在向自身稳定状态发展态势。若加入TRANit后，β<0且绝对大于式(6)绝对值，则表明中央转移支付有助于加速相对贫困缓解的区域收敛，即考虑中央转移支付后，经济欠发达地区追赶发达地区所需时间将有效缩短。另外，按照收敛系数的估计值，可进一步测算收敛速度s以及半生命周期θ，具体模型如下所示：

s=-LN(1+β)/T

(9)

θ=LN(2)/s

(10)

(一)相对贫困缓解区域收敛结果分析

表7列示了基于OLS和固定效应方法估计的绝对β收敛检验结果。可以知悉，全国层面的β值显著为负，表明全国层面存在显著的绝对β收敛，各省份相对贫困缓解速度与初始水平负相关，即有着共同的收敛趋势。进一步按照上述区域划分标准进行分区域检验，结果显示，各地区β值均显著为负，说明相对贫困缓解具有显著“俱乐部收敛”特征。

表7 绝对β收敛检验结果

(二)中央转移支付对相对贫困缓解区域收敛的影响

上述研究说明，相对贫困缓解有着显著区域收敛特征，那么中央转移支付作为缓解相对贫困新动能、新引擎，其是否能够加速推动相对贫困缓解区域收敛？采用条件β收敛模型展开进一步探查。针对可能存在的内生性问题，使用滞后一期的中央转移支付水平展开回归估计，回归结果如表8所示。

由表8可知，在不考虑中央转移支付时，全国相对贫困缓解的收敛系数为-0.332，且通过1%显著性水平检验，说明相对贫困缓解有着显著条件β收敛特征，经测算其收敛速度为0.34%，半衰期为1.66年。由(2)列回归结果可知，条件β系数为-0.315，且通过1%显著性水平检验，表明在加入中央转移支付后，中国相对贫困缓解仍存在显著条件β收敛特征，此时的收敛速度由0.34%提升至0.47%。同时，中央转移支付系数为0.066且显著，表明中央转移支付有助于相对贫困缓解。(3)列说明本研究不存在显著内生性问题；(4)列为纳入控制变量后的回归结果，系数大小、方向及显著性均未发生明显变化较为稳定，表明中央转移支付不但促进了相对贫困缓解，而且还推动了其区域收敛。

表8 条件β收敛检验结果

表8(续)

究其缘由，一方面，中央转移支付能够推进各地基本公共服务均等化，有着“超地理特征”，使得更多欠发达地区更好地享有中央转移支付资金与相对应福利。与此同时，中国当前仍存在市场分割现象，对中国统一大市场的构建形成滞阻，尤其是相对贫困较为严重的经济欠发达地区。而中央转移支付通过转型转移支付手段，无视空间距离，推动欠发达地区经济发展，促成统一大市场构建，以缩小区域差距。另一方面，规范化的财政转移支付制度有助于强化地方政府对经济发展的宏观调控力度，从而抑制过大差距产生，有助于调整各区域间经济发展横向的不均衡。对于相对贫困水平较高的欠发达地区而言，中央转移支付改善了其基建水平、创立了良好投融资环境、缩小了与经济发达地区差距。

七、研究结论与政策启示

(一)研究结论

中央转移支付作为政府收入再分配的重要政策工具，其在推动经济稳定发展，提高社会保障能力等方面能够发挥关键作用。对于新时期相对贫困治理工作而言，厘清中央转移支付对相对贫困的影响及传导机制意义重大。本文基于CFPS数据库数据测度相对贫困状况，使用OLS、固定效应模型、空间计量分析等方法，实证检验中央转移支付与相对贫困缓解关系及作用机制。结果显示：中央转移支付能够显著推动相对贫困缓解，且相较于一般转移支付，专项转移支付对相对贫困缓解的促进作用更显著；异质性方面，相较于东部、南部地区，中央转移支付对中、西部及北方地区相对贫困缓解的促进作用更强。影响机制检验表明，中央转移支付能够通过提升资源空间配置效率促进相对贫困缓解，表明现阶段中央转移支付制度已成为区域协调发展、缓解相对贫困的重要动能。此外，中央转移支付已成为新时代推进相对贫困缓解区域收敛、缩小区域差距的“助推器”。

(二)政策启示

根据以上研究结论，提出如下政策建议：第一，深化中央转移支付制度体系改革。上述研究表明，中央转移支付能够促进相对贫困缓解。为此，各级政府应构建更科学、公平、高效的财政转移支付制度。就纵向转移而言，政府应调整省级以下转移支付结构，改善横向、纵向财力格局，提升转移支付资金渗透性。特别是对于相对贫困问题较为突出的欠发达地区、边疆地区、民族地区，转移力度应有所倾斜，以此强化基层公共服务保障，充分缓解相对贫困。与此同时，构建一般性转移支付合理增长机制，综合考量区域间资金需求，逐步提升一般性转移支付规模，均衡区域间财力分配。就横向转移而言，政府应以因素法对资金进行合理分配，结合实际情况与财政困难程度、支出成本等因素加以调节。此外，各级政府还需合理控制转型转移支付项目与资金规模，强化资金管理，充分发挥中央转移支付缓解相对贫困效能。

第二，统筹优化资源空间配置。研究表明，中央转移支付能够通过提升资源空间配置水平促进相对贫困缓解，为此，各级政府应构建统一协调的空间规划体系。一方面，合理引导各类要素集聚。资本、劳动力以及土地等资源配置效率的提升是实现各类要素协同向生产力集聚、助力新旧动能转换、推动经济高质量发展的重要推手。为此，地方政府应合理应用财政转移资金，将其应用于基础设施建设与社会公共服务水平等方面，以吸引劳动与资本要素集聚。同时，依托“放管服”降低政府对经济发展的过度干预，改善营商环境，降低要素资源流动成本，从而缓解相对贫困。另一方面，推动产业政策转型。产业政策的合理制定对各级政府与市场在资源配置中发挥作用的方式具有重要意义。各级政府应扶持中小企业发展，深化市场体制机制改革，全面落实公平竞争审查制度，发展更多新兴企业。借此带动地区就业，提高收入水平，从而缓解相对贫困。

第三，建立健全转移支付监督评价体系。研究结论显示，中央转移支付有助于缓解相对贫困，但这一过程中，各地方政府有必要建立一套完善的监督评价体系，确保转移支付资金真正地落到实处。具体而言，第一，健全顶层法律体系，以财政部已经发布的《专员办开展中央对地方专项转移支付监管暂行办法》为基点，加快推进转移支付专项立法及配套法律建设。各地方政府应明确转移支付资金的使用原则、用途、各主体权利等事项，消除转移支付执行中的模糊性及随意性，做到转移支付行为有法可依。第二，搭建转移支付绩效评价体系。各地方政府应依据“申请方设定目标”原则，设置能够反映预算资金的预期产出及效果的绩效指标。在此过程中，财政部门需强化对资金链的全覆盖监管，落实对转移支付资金的监管主体责任，通过强化监督问责机制，对伪造绩效结果或预算执行与绩效目标严重不达标的责任人进行追责。针对部分涉及大量数据、核实难度较高的情况，在明确数据来源与口径基础上，开展分维度对比印证，提高审核监督效率。第三，实施全过程跟踪问效机制。政府应坚决观测预算管理理念，通过派驻等形式关注政策实施效果，特别是在公共服务及卫生等方面取得的绩效。对于无效低效资金，针对性提出分类处理意见，以此实现资产盘活。至于已经暴露的问题，则需迅速跟进，及时采用联合调研等方式介入解决。