基于雙重差分法的改革績效評估——以河南鄧州強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)為例

■鄧 悅 周宇航

一、研究背景

改革開放30多年以來，隨著我國社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制的逐步確立，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了舉世矚目的成就。但是在經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的同時(shí)，傳統(tǒng)體制下政府行政管理的計(jì)劃主導(dǎo)模式遭遇了瓶頸，社會資源配置方式由過去的政府主導(dǎo)逐漸轉(zhuǎn)向以市場配置為主，特別是在社會主義市場經(jīng)濟(jì)改革走向深水區(qū)的背景下，我國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的各種矛盾凸現(xiàn)，迫切需要政府部門進(jìn)行行政體制改革，以此來適應(yīng)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。胡錦濤在黨的十八大報(bào)告中指出:“優(yōu)化行政層級和行政區(qū)劃設(shè)置，有條件的地方可探索省直接管理縣(市)改革，深化鄉(xiāng)鎮(zhèn)行政體制改革。”從世界各國發(fā)展歷程來看，20世界70年代在西方興起的“新公共管理運(yùn)動”在世界范圍內(nèi)影響深遠(yuǎn)，該運(yùn)動興起的時(shí)代背景是針對歐美等發(fā)達(dá)國家由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中出現(xiàn)的政府機(jī)構(gòu)膨脹、官僚主義、腐敗、行政體系繁雜等導(dǎo)致政府行政效率下降等現(xiàn)象，人們提出需要對政府部門進(jìn)行“流程再造”，也即精簡政府架構(gòu)，以此來提高政府效率。事實(shí)證明，有關(guān)政府層級的創(chuàng)新與改革取得了較好的社會效益。

為適應(yīng)形勢發(fā)展需要，我國政府部門也在行政管理體制方面做出了有益的探索，以期提高行政管理效率，促進(jìn)社會資源的有效配置，加快經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，比如改革開放以來我國實(shí)施的“省管縣”政府層級的改革。從現(xiàn)行的我國行政體制來看，我國歷來實(shí)行“中央——省——地級市——縣——鄉(xiāng)”共五個(gè)層次的政府架構(gòu)，學(xué)術(shù)界形成的一個(gè)基本共識是，現(xiàn)行的“地市級”管理“縣級”的政府管理行政體制，導(dǎo)致政府行政層級過多，這不僅增加了行政管理的各種成本，大大降低了行政效率，而且不利于經(jīng)濟(jì)社會的穩(wěn)健發(fā)展。從某種程度上來講，在改革開放進(jìn)入攻堅(jiān)階段，其已經(jīng)成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的制度障礙，因此需要改革現(xiàn)有的行政管理模式。而“省管縣”改革的核心之處在于越過“地市級”管理，由省級政府直接管理縣一級政府，把地級市的部分經(jīng)濟(jì)社會管理權(quán)限直接下放到縣一級政府。根據(jù)政府相關(guān)文件精神可以看出，改革內(nèi)容主要包含兩個(gè)重要方面:一是“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”;二是實(shí)行“省直管縣”的財(cái)政體制。我國政府自20世紀(jì)90年代初期開始探索“省管縣”改革，在具體改革實(shí)踐中，學(xué)者們對“省管縣”改革的支持和反對聲音一直不絕。盡管“省直管縣”改革爭論不斷，但是這項(xiàng)改革從未停止過，從“省直管縣”的發(fā)展趨勢來看，有學(xué)者認(rèn)為應(yīng)該采取以下步驟來不斷穩(wěn)健地推動這項(xiàng)改革:首先，各省的“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革試點(diǎn)縣的財(cái)政要進(jìn)行直管，直管主要領(lǐng)導(dǎo)干部，并適當(dāng)下放經(jīng)濟(jì)管理權(quán)，但仍維持市對縣的行政領(lǐng)導(dǎo)地位;其次，市和縣分治，縣的職能要合理擴(kuò)充;第三，擴(kuò)大市轄區(qū)范圍，臨近鄉(xiāng)(鎮(zhèn))或縣可改為市轄區(qū)，合理調(diào)整精簡機(jī)構(gòu)和人員。

本文以河南省鄧州市為例，對擴(kuò)權(quán)改革的效果做出評估。鄧州市于2004年被河南省政府批準(zhǔn)為首批“省直管縣”改革的試點(diǎn)縣(市)之一，至今已有8年多時(shí)間，“省直管縣”改革對鄧州市宏觀經(jīng)濟(jì)影響如何，對轄區(qū)內(nèi)企業(yè)績效作用大小如何?基于此，本文采用雙重差分的實(shí)證分析方法，以1999—2009年鄧州市和唐河縣的相關(guān)宏觀數(shù)據(jù)和規(guī)模以上企業(yè)數(shù)據(jù)為分析對象，從以下兩個(gè)角度來衡量“省直管縣”改革對鄧州市的績效影響。首先，總體上檢驗(yàn)“省直管縣”改革對鄧州市GDP增長的影響;其次，從微觀企業(yè)層面，檢驗(yàn)“省直管縣”改革對企業(yè)績效影響的大小，得出“省直管縣”改革對經(jīng)濟(jì)增長影響的微觀證據(jù)。

二、數(shù)據(jù)來源、研究方法與計(jì)量模型

(一)研究對象與數(shù)據(jù)來源

按照雙重差分的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型來研究問題時(shí)，需要找到一個(gè)沒有實(shí)施“省直管縣”改革的縣作為對比分析對象，基于數(shù)據(jù)可得性，我們這里選取了位于南陽市轄區(qū)內(nèi)的唐河縣作為對比分析對象。選擇理由如下:首先，鄧州市和唐河縣一直屬于南陽市的兩個(gè)重點(diǎn)大縣，鄧州市的國土面積為2294平方公里，唐河縣為2512平方公里，國土面積較為相近;其次，從人口規(guī)模上，鄧州市2009年底總?cè)丝谝?guī)模為157．03萬人，同時(shí)期的唐河縣為133．23萬人，其差距也不大;第三，鄧州市和唐河縣轄區(qū)主要位于南陽盆地，地形多為平原，農(nóng)業(yè)播種作物基本相同;第四，鄧州市和唐河縣的居民文化傳統(tǒng)等基本一致。從上可以看出，唐河縣的土地面積、人口規(guī)模、文化傳統(tǒng)等地理社會環(huán)境與鄧州市比較相似。因此，我們假定，在控制其他變量的情況下，外部制度變化對兩縣市的縣域經(jīng)濟(jì)和縣轄企業(yè)的沖擊是相同的。

本文使用的數(shù)據(jù)來源于兩個(gè)方面:鄧州市和唐河縣2000年至2009年的宏觀數(shù)據(jù)來自于《河南統(tǒng)計(jì)年鑒》;所在轄區(qū)內(nèi)的2002年至2007年的企業(yè)數(shù)據(jù)來自于國家統(tǒng)計(jì)局工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，此數(shù)據(jù)庫包括全部國有工業(yè)企業(yè)和銷售額在500萬元以上的其他工業(yè)企業(yè)。這兩個(gè)數(shù)據(jù)來源保證了實(shí)證工作的正常開展。

(二)變量說明和統(tǒng)計(jì)描述

表1是下文實(shí)證分析中使用的各個(gè)變量的定義說明。該表分上下兩部分，上部分是衡量“省直管縣”改革對縣市GDP增長影響的相關(guān)變量定義說明，下部分是衡量“省直管縣”改革對縣市企業(yè)績效影響的相關(guān)變量定義說明。

表1 實(shí)證分析的變量定義說明

(三)研究方法和計(jì)量模型構(gòu)建

從實(shí)踐角度來看，為了評析某一項(xiàng)政策的具體實(shí)施效果，一般選取那些未被實(shí)施該項(xiàng)政策的地區(qū)或者企業(yè)作為參照對象，通過對比分析，最后得出結(jié)論。在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中，一般使用雙重差分(Difference in Difference)分析方法來處理這種問題。

從“省直管縣”改革的相關(guān)文件中可以看出，擴(kuò)權(quán)強(qiáng)縣改革類似于一個(gè)自然試驗(yàn) (natural experiment)或者準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)(quasi－natural experiment)，借助雙重差分分析方法不僅可以消除那些不可觀測變量對模型的影響效果，而且可以較為準(zhǔn)確地驗(yàn)證這項(xiàng)改革對地區(qū)GDP增長和企業(yè)成長的具體影響效果。

根據(jù)本文的研究目的，我們擬從以下兩個(gè)角度來衡量“省直管縣”改革的績效問題。首先，總體上，我們將檢驗(yàn)“省直管縣”改革對鄧州市的GDP的促進(jìn)效果;其次，從微觀層面，檢驗(yàn)“省直管縣”改革對企業(yè)績效的作用大小，以期發(fā)現(xiàn)“省直管縣”改革對經(jīng)濟(jì)增長的微觀證據(jù)。基于此說明，我們分別有如下兩個(gè)實(shí)證分析模型。

首先，我們可以通過下面的分析方法得出檢驗(yàn)“省直管縣”改革對鄧州市GDP增長的促進(jìn)效果的實(shí)證模型。首先將縣市按照是否參與了“省直管縣”改革分為參與縣和非參與縣，假設(shè)A(作用組)縣參與了“省直管縣”改革(在本文中為鄧州市)，B(對照組)縣沒有參與改革(在本文中為唐河縣)。變量R是衡量縣市是否參與省直管縣改革的虛擬變量，若縣級城市參與改革則R等于1，否則等于0;變量T代表調(diào)查數(shù)據(jù)是否來自“省直管縣”改革實(shí)施后那個(gè)時(shí)期的虛擬變量 (在本文中為2004年以后的時(shí)間段)，如果是，則變量T等于1，否則該變量等于0。u為隨機(jī)擾動項(xiàng)，其含義是表示其他無法觀測、無法控制但同時(shí)影響GDP的因素，一般假定其服從正態(tài)分布。按照上述說明，我們就可以建立以下縣市GDP的簡單雙重差分模型:

從模型(1)中我們可以看出，對那些沒有進(jìn)行“省直管縣”改革的縣而言，“省直管縣”改革實(shí)施前后該縣GDP平均變動值為α1;對參與這項(xiàng)改革的縣而言，“省直管縣”改革實(shí)施前后該縣GDP平均變動為α1+λ。由此可以得出:“省直管縣”改革對該縣市GDP的凈影響為λ，即模型(1)中T·R項(xiàng)的系數(shù)λ即衡量了“省直管縣”改革對該縣GDP的凈影響。模型(1)僅僅是簡單形式的衡量“省直管縣”改革的雙重差分模型，結(jié)合數(shù)據(jù)的可得性原則，將最終的估計(jì)模型設(shè)定如下:

在模型(2)中，GDPit表示縣市i在年份t的國內(nèi)生產(chǎn)總值變量(其中，若i=1，表示鄧州市;i=0，表示唐河縣。下同)，實(shí)證分析時(shí)采用多個(gè)指標(biāo)進(jìn)行度量;α0為常數(shù)項(xiàng);Xit為一組控制變量，主要有縣市全社會固定資產(chǎn)投資額度、總?cè)丝凇⒔鹑诎l(fā)展和教育支出水平等變量，實(shí)證分析時(shí)均采取其對數(shù)形式。

其次，參照上述分析方法，可以進(jìn)一步得出檢驗(yàn)“省直管縣”改革對企業(yè)業(yè)績影響的估計(jì)模型如下:

在模型(3)中，Yit表示企業(yè)的績效，實(shí)證分析時(shí)采用工業(yè)總產(chǎn)值進(jìn)行度量;Di表示縣市是否參與“省直管縣”改革的虛擬變量;Xit為一組控制變量，有企業(yè)職工人數(shù)、企業(yè)固定資產(chǎn)投資、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)和所屬行業(yè)等變量，實(shí)證分析時(shí)，均采取其對數(shù)形式;εit為殘差項(xiàng)，表示那些觀測不到的，但是仍然影響企業(yè)績效的變量，如鄧州市和唐河縣的歷史、經(jīng)濟(jì)和文化制度方面的差異性。

三、實(shí)證結(jié)果及分析

(一)“省直管縣”改革對縣市GDP的影響效果分析

按照整理的鄧州市和唐河縣兩個(gè)縣市的相關(guān)宏觀數(shù)據(jù)，利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)STATA分析軟件對模型(2)進(jìn)行雙重差分回歸分析，其估計(jì)結(jié)果如表2中所示。

表2 “省直管縣”改革對縣市GDP影響的估計(jì)結(jié)果

表2中回歸結(jié)果的前兩列是僅僅考慮縣市是否參與改革、“省直管縣”改革時(shí)間等兩個(gè)虛擬變量以及它們的交叉項(xiàng)對縣市GDP增長率的具體作用效果，其中第一列是這些變量的回歸系數(shù)，第二列是回歸系數(shù)的T值大小。我們從中可以發(fā)現(xiàn)，度量縣市是否參與改革與改革時(shí)間的虛擬變量的系數(shù)分別為0．07和0．04，但是它們均不顯著，我們最為關(guān)注的交叉項(xiàng)T·R系數(shù)為正的0．02，并且在10%顯著水平上顯著，盡管其相對不顯著(計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)T檢驗(yàn)的顯著水平標(biāo)準(zhǔn)一般分為1%、5%和10%等三個(gè)水平，其中10%為相對較低的顯著水平，其回歸系數(shù)的T值相對1%和5%的水平上的較小)，但是其表明與唐河縣相比，“省直管縣”改革對鄧州市的GDP增長率起到積極促進(jìn)的效果。

表2中的后兩列是對模型(2)回歸的結(jié)果，其中第三列是回歸系數(shù)，第四列是系數(shù)的T值大小。我們從中可以看出，度量改革時(shí)間的虛擬變量的系數(shù)不顯著，度量是否參與改革的虛擬變量R的系數(shù)不僅為正的0．06，而且在5%顯著水平上顯著，交叉項(xiàng)T·R系數(shù)為正的0．04，且在5%顯著水平上顯著，這就表明了“省直管縣”改革對鄧州市宏觀經(jīng)濟(jì)增長起到正向的促進(jìn)效果，控制變量固定資產(chǎn)投資額、總?cè)丝凇⒔鹑诎l(fā)展和教育支出的顯著性存在差異。

盡管表2中個(gè)別回歸系數(shù)較小的原因在于我們的分析樣本較小，但是其顯著性和符號符合我們的理論預(yù)期，即“省直管縣”改革對鄧州市宏觀經(jīng)濟(jì)起到積極促進(jìn)作用，由此得出了“省直管縣”改革具有經(jīng)濟(jì)促進(jìn)作用的縣域宏觀層面的證據(jù)。

(二)“省直管縣”改革對企業(yè)的影響分析

表3 “省直管縣”改革對企業(yè)績效影響效果分析

表3回歸結(jié)果的前兩列是僅僅加入了是否參與改革、“省直管縣”改革時(shí)間的兩個(gè)虛擬變量以及它們的交叉項(xiàng)進(jìn)行回歸的結(jié)果。我們從中可以發(fā)現(xiàn)，度量改革時(shí)間虛擬變量的系數(shù)為正的0．79，并且在1%水平上顯著，盡管度量是否參與“省直管縣”改革的虛擬變量系數(shù)不顯著，但是其符號仍然具有邏輯意義，從交叉項(xiàng)系數(shù)可以看出，其在10%水平上顯著，由此可以得出“省直管縣”改革對鄧州市企業(yè)績效提高0．06個(gè)單位，這就表明了“省直管縣”改革對鄧州市轄區(qū)內(nèi)企業(yè)績效提高起到促進(jìn)作用。

表3的后兩列是對模型(3)估計(jì)的結(jié)果，從中可以發(fā)現(xiàn)，各個(gè)回歸系數(shù)不僅在不同顯著水平上顯著，而且符號均符合理論預(yù)期，從T·D的估計(jì)系數(shù)可以看出，其不僅為正的0．10，且在1%水平上顯著，這也表明:在控制了影響企業(yè)績效的其他影響因素后，“省直管縣”改革促進(jìn)了鄧州市轄區(qū)內(nèi)企業(yè)績效的提高;企業(yè)固定資產(chǎn)投資、企業(yè)從業(yè)人數(shù)、企業(yè)負(fù)債水平等均顯著為正，表明了這些變量對企業(yè)績效提高具有正向作用。總之，從表3可以得出，“省直管縣”改革對企業(yè)績效促進(jìn)作用效果顯著，這表明了實(shí)施“省直管縣”改革的政府可能通過改善投資環(huán)境來提高轄區(qū)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長，從微觀層面驗(yàn)證了這項(xiàng)改革起到的積極效果。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)表(2)和表(3)中的估計(jì)結(jié)果是否具有穩(wěn)健性，我們通過變更被解釋變量的代理變量分別對模型(2)和(3)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。實(shí)證結(jié)果顯示，盡管各個(gè)變量的回歸系數(shù)和顯著性存在差異，但是其符號仍然符合邏輯意義，這就證明了前面估計(jì)模型估計(jì)結(jié)果具有穩(wěn)健性。

四、結(jié)論與政策建議

本文采用2000—2009年鄧州市和唐河縣的GDP、人口等相關(guān)宏觀數(shù)據(jù)以及2002—2007年間的共1544家規(guī)模以上企業(yè)數(shù)據(jù)為分析對象，使用雙重差分模型的分析方法，分別從縣域宏觀層面和微觀企業(yè)層面實(shí)證考察了“省直管縣”改革對縣域經(jīng)濟(jì)的影響。我們發(fā)現(xiàn):首先，從宏觀層面縣域GDP增長率的雙重差分結(jié)果可以看出，“省直管縣”改革對縣域GDP增長起到積極效果，該系數(shù)為正的0．02，且在10%水平上顯著，這就表明“省直管縣”改革促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)增長了0．02個(gè)單位;其次，通過考察鄧州市和唐河縣轄區(qū)內(nèi)規(guī)模以上企業(yè)受“省直管縣”改革績效的效果可以看出，鄧州市實(shí)施的“省直管縣”改革促進(jìn)了鄧州市轄區(qū)內(nèi)企業(yè)績效的提高，其系數(shù)為0．1，且在1%水平上顯著，這表明“省直管縣”改革會促進(jìn)企業(yè)績效提高0．1個(gè)單位。進(jìn)一步地，通過變更被解釋變量的代理變量分別對模型(2)和(3)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)后的結(jié)果顯示，盡管各個(gè)變量的回歸系數(shù)和顯著性存在差異，但是其符號仍然符合邏輯意義，這就證明了前面估計(jì)模型的估計(jì)結(jié)果具有穩(wěn)健性。綜上，我們得出，“省直管縣”改革無論對縣域總體宏觀經(jīng)濟(jì)增長，還是微觀企業(yè)績效提高均起到積極促進(jìn)作用。

基于以上研究結(jié)論，我們提出以下政策建議:

第一，國家應(yīng)繼續(xù)大力實(shí)施“省直管縣”改革，突破尋找政府上下層級集權(quán)和分權(quán)平衡點(diǎn)，提高行政效率，給予縣級政府發(fā)展經(jīng)濟(jì)的自主權(quán)，從制度上建立支持縣域經(jīng)濟(jì)長久發(fā)展的制度保障。

第二，考察我國政府現(xiàn)行的財(cái)政分稅制改革的成效，找出其存在的不足之處，大力推進(jìn)縣級財(cái)政和省級財(cái)政對接，以此來改善縣級政府的財(cái)政狀況。

第三，實(shí)施“省直管縣”改革的縣級政府要持續(xù)改善投資環(huán)境，通過更多優(yōu)惠條件，吸引外部企業(yè)進(jìn)來，從而帶動本地居民就業(yè)，拉動經(jīng)濟(jì)增長。

盡管本文的實(shí)證結(jié)論表明“省直管縣”改革能夠促進(jìn)鄧州市經(jīng)濟(jì)發(fā)展和企業(yè)績效提高，但是從部分回歸系數(shù)不僅不顯著而且數(shù)值較小的結(jié)果可以得知，鄧州市參與的這項(xiàng)改革還有許多地方需要不斷完善和深化。因此，有必要從鄧州市“省直管縣”的發(fā)展歷程，“省直管縣”改革面臨的職能、結(jié)構(gòu)和規(guī)模困境，以及造成這些困境的原因等多方面進(jìn)行深入剖析，以此來考察鄧州市面臨的新局面，從而為未來改革路徑提供較好的政策建議。

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[22]孫學(xué)玉．強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)與省直管縣(市)的可行性分析[J]．中國行政管理，2007，(6)．

[23]傅勇，張晏．中國式分權(quán)與財(cái)政支出結(jié)構(gòu)偏向:為增長而競爭的代價(jià)[J]．管理世界，2007，(3)．

[24]龐明禮，李永久，陳翻．“省管縣”能解決縣鄉(xiāng)財(cái)政困難嗎？[J]．中國行政管理，2009，(7)．