從分權看發展：“省直管縣”改革如何促進縣域經濟增長？

劉靈輝 張迎新 傅鑫藝

摘要：“省直管縣”改革作為中央深化縣制體制改革的政府分權舉措，其對試點縣域經濟增長的改革效應以及影響機制需要得到科學的理論判斷與實證檢驗，這關乎政府分權理論的適用情境與縣域體制改革的深化方向。以政府分權理論為研究視角，構建“省直管縣”改革影響縣域經濟增長的理論框架，探討改革對縣域經濟增長的內在影響機制，基于河南省103個縣域2000—2020年的面板數據，應用雙重差分法（DID）對所提出的理論判斷進行實證檢驗。研究發現：第一，靜態DID結果顯示，改革顯著促進了試點縣域的經濟增長，對試點縣域經濟增長的平均年回報率為7.2%；第二，動態DID結果顯示，由于改革的漸進性，改革的經濟增長回報率呈現出明顯的階段性特征，“常規省直管”模式并未產生改革效應，而2014年“全面省直管”模式實施后縣域發展自主權的全面強化，正是改革效應開始凸顯并保持強勢增長態勢的根本原因；第三，影響機制檢驗表明，縣域發展自主權的提升通過弱化吸納效應而非強化激勵效應實現了對經濟增長的促進效應，主要表現為財政與招商引資方面的資源獲取水平。

關鍵詞：政府分權；“省直管縣”改革；經濟增長；縣域經濟；發展自主權；激勵效應；吸納效應

文獻標識碼：A文章編號：1002-2848-2023（02）-0058-15

一、問題提出

改革開放后，中國行政管理體制基本采用五級政府結構，即中央—省（自治區、直轄市）—地（市）—縣（市）—鄉（鎮），各級政府在行政和財政上都隸屬于上一級政府直接管轄，并且上下級政府之間采取的是任務層層下達、考核指標層層分解落實的行政發包制的工作模式。在國家治理體系中，縣級政府連接城鄉、溝通條塊，承上啟下，是央地關系的關鍵。當前的“市管縣”體制始于1982年，旨在發揮地級市對縣域的引領作用。然而，中國傳統社會“差序格局”的特點，在地方政府之間同樣適用，地級市政府更加關注市轄區或者主城區的社會經濟發展，而基于行政層級所形成的決策權力使得地級市在競爭發展資源上具有天然的優勢。因此，“市管縣”體制不僅成為縣級財政的“抽水機”與“吸血蟲”，而且對新興產業、高層次人才、高新技術等高端要素也產生“虹吸”效應。對于“市壓縣、市刮縣、市吃縣、市卡縣”等突出問題，一些學者將其歸咎于“市管縣”體制所存在的城鄉悖論、財政悖論、效率悖論。“市管縣”行政體制并未展現出預期作用，反而成為限制縣級政府自主性和創新性、阻礙縣域社會經濟高質量快速發展的重要制度性因素。因此，中央政府圍繞縣級政府不斷開展行政管理體制改革，重要舉措之一就是“省直管縣”。2010年，中央機構編制委員會辦公室（以下簡稱“中央編辦”）在河南、河北、江蘇、湖北、云南、安徽、黑龍江、寧夏等8個省份選取了30個縣（市）進行“省直管縣”體制改革試點。2013年11月，中共十八屆三中全會通過的《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》指出，“優化行政區劃設置，有條件的地方探索推進省直接管理縣（市）體制改革”。“省直管縣”改革在縱向上減少了政府的行政管理層級，行政事務繞過市級政府直接由省政府審批和管理，轉移支付補助資金可以由省級財政賬戶直接下達縣級，這有助于提高行政審批和資源下撥的效率，同時擴大了縣級政府的經濟社會管理權限，有助于縣域社會經濟的高質量快速發展。

目前，關于“省直管縣”改革對縣域經濟增長的影響，學界已經進行了較為深入的探討，積累了豐富的研究成果，但是在學術觀點上仍然存在爭議。一方面，諸多學者對“省直管縣”的改革效應持肯定態度。如趙建吉等［1］采用DEA模型，發現對于經濟發展水平較低的縣域，“省直管縣”改革所產生的經濟增長的回報率更高，“全面省直管”模式顯著促進了縣域經濟增長。李榮華［2］以河南省為例，發現“省直管縣”改革尤其是“全面省直管”模式促進了縣域經濟增長，貢獻為1.111%。韋東明等［3］基于全國縣域的面板數據，驗證了“省直管縣”改革通過強化基層財政保障、提升公共偏向水平和促進產業結構升級等途徑促進了縣域經濟包容性增長。王文龍［4］發現，“省直管縣”縣域比“市管縣”縣域的經濟績效更好。另一方面，也有一些學者認為“省直管縣”的改革效應有待商榷。如鄭新業等［5］認為，?“省直管縣”改革雖然促進了試點縣域的經濟增長，但增長的源泉在于對周圍縣市經濟活動的吸納，并不具有可持續性。王婧等［6］從多個維度衡量了“省直管縣”改革的經濟影響，發現試點縣域的經濟活力雖然有所增強，但是促進經濟增長的作用并不顯著。丁肇啟等［7］研究了河南省的“全面省直管”模式，發現改革加劇了試點縣域的財政負擔，導致其對試點縣域的經濟增長并未產生正向影響。宋美喆等［8］發現，“省直管縣”改革不同形式的分權產生了異質性影響，財政分權促進了全要素生產率的提高，而經濟分權則起了反向作用。

綜上所述，中央編辦在全國選擇30個縣域作為“省直管縣”改革試點的時間已超過10年，這項改革與縣域經濟增長之間的內在因果關系亟須得到一個科學的理論判斷與實證檢驗，以作為后續深化縣制體制改革的參考依據。基于此，本文選擇中央“省直管縣”改革的試點大省——河南省作為研究對象，重點圍繞改革對河南省10個試點縣域經濟增長的促進效應進行實證分析。相較以往研究，本文主要有以下貢獻：第一，基于中央指示河南省所開展的較長時期改革，應用雙重差分法（DID）對改革的經濟增長回報率進行了靜態維度的估計；第二，應用動態DID驗證了試點縣域經濟增長產生的根本原因，明晰了從“常規省直管”到“全面省直管”這一政策變遷對試點縣域經濟增長的邊際貢獻；第三，依據政府分權理論構建了改革促進縣域經濟增長的理論框架，并為影響機制提供了經驗證據支持；第四，進行了多方面的穩健性檢驗以排除干擾因素，在更大程度上確保了改革評估結果的真實可信；第五，對于長期以來有關政府分權能否促進經濟增長的爭論，明晰了促進效應得以產生的重要條件，即分權的內容與程度。

二、制度背景與理論框架

（一）制度背景

“省直管縣”改革是當前在中國實施的一項涉及地區范圍廣、觸及利益面大的行政體制改革。2011年河南省發展和改革委員會發布《關于推進省直管縣體制改革試點的工作意見》（豫發改體改〔2011〕742號），宣布自2011年6月1日起，鞏義市、蘭考縣、鹿邑縣、永城市、固始縣、滑縣、鄧州市、長垣縣、汝州市、新蔡縣等10個縣域運行“省直管縣”體制。此階段的改革聚焦政府管理權限的下放與財政收支權利的獨立，在本質上仍然是以往“擴權強縣”與“財政直管”改革的延續，可以稱為“常規省直管”模式。雖然在2012年試點縣域的主要經濟指標好于其他縣域，但也暴露出了多頭管理、監督不順、指揮不暢等過渡體制障礙。鑒于此，改革的后續措施便是繼續深化并完善配套政策，從而使得試點縣域徹底脫離所屬地級市，理順財權與事權［7］。2013年，河南省發布了《河南省深化省直管縣體制改革實施意見》（豫發〔2013〕12號），決定從2014年1月1日起對鞏義市等10個縣域實行全面由省直接管理縣的體制，這也標志著河南省“省直管縣”改革從“常規省直管”進入“全面省直管”階段。在“全面省直管”模式下，10個試點縣域進一步破除了“市管縣”的體制框架限制，不僅擴大了管理權限，還對管理體制進行了大范圍調整，基本與原屬地級市管理體系完全分開，完全由省級對口機構管理，徹底成為省級政府直接管轄的地區［7］。

（二）理論框架

1.政府分權理論

作為制度變遷的重要形式，政府分權改革在過去的50年里愈演愈烈，成為各國提升治理效能、促進經濟增長的重要舉措。由于財政分權是20世紀70年代之后世界各國政府改革的主要方向，不僅發展中國家傾向于將財政收支權力轉移給下級地方政府，發達國家更是將財政聯邦主義奉為圭臬，且相較于發展中國家，發達國家的分權程度更高［9］。因此，有關分權與經濟增長關系的研究多聚焦探究財政分權對經濟增長的貢獻，先后兩代財政分權理論都指出了財政分權下競爭機制與激勵機制對經濟增長的積極作用，即如果地方政府獲得了更多資源配置的權力，那么同級地方政府之間的相互競爭，以及上級政府對下級政府的多元激勵形式，可以促進地方政府的決策更好反映轄區居民的偏好。聚焦政府間治理權威重新組合與劃分，政府分權的主要目的是善治。一方面，在信息不對稱的環境下，地方政府具有信息優勢，更了解當地的實際狀況，也更能代表當地居民的利益［10］，因此能夠制定出更切合實際的、更具針對性的政策措施；另一方面，由于信息外溢性的存在，當地居民往往會以其他地區政府的表現作為本地區政府績效的評估依據，從而產生標尺效應［11］，因此，在競爭壓力下，地方政府的運作效率將得到顯著提高，權力的濫用也將得到有效遏制。

與世界各國相同，中國為了調動中央與地方兩個積極性，也進行了廣泛的政府分權改革，中國式的政府分權主要包含行政分權與財政分權兩個維度，前者主要是指下放社會經濟管理權限以提高公共事務的管理效率，后者主要是指獨立財政收支管理權限以理順政府間財政的分配關系［12］，然而二者本質上都是通過政府體制內部上下級政府間的權力劃分，使得下級政府逐漸獲得部分自主權（事權與財權），從而激發地方政府治理地方社會經濟的活力，擴大地方發展空間進而促進經濟增長［13］。頗多學者認為，中央威權主義下向地方政府分權的制度安排構成了中國改革開放以來經濟增長奇跡的重要制度基礎［14］，然而，根據劉沖等［12］的研究，行政分權與財政分權雖然都促進了縣域經濟增長，但都是以粗放的投資為動力，并沒有從本質上提高地方的資源配置效率。李永友等［15］也發現，地方政府的財稅動機決定了不同分權時序下經濟增長的異質性表現，分權的形式與內容將給予地方政府不同的激勵。這意味著分權的形式、程度以及過程的復雜性都是分權增長效應評估中不應當忽視的重要因素［16］。因此，有關分權與經濟增長之間因果關系的經驗證據出現分歧，應當是分權的形式以及其運行的體制機制存在與現實環境不適配的問題，而非分權本身存在問題［17］。

2.理論判斷

從內容上看，“省直管縣”改革的本質就是政府分權，將市級政府在財政收支、轉移支付、公共物品提供、治理外部性等方面的政府職能向試點縣域轉移［5］。改革將原來歸屬于地級市政府的權力下放給縣級政府，弱化了地級市政府的干預權，強化了縣級政府的自主權。縣級政府發展自主權的強化不僅體現為財政權力的獨立，而且更體現在行政權力的擴大上［15］。這可能會通過弱化吸納效應、強化激勵效應這兩種機制對試點縣域的經濟增長產生影響，如圖1所示。

圖1“省直管縣”改革影響縣域經濟增長的理論框架

首先，弱化吸納效應。由于區域經濟發展中“增長極”現象的存在，大城市往往對外圍地區存在吸納效應，使得經濟落后地區的各種經濟資源向大城市集中，導致經濟發展利于大城市而犧牲外圍地區的局面［18］。地級市相較于縣域而言經濟發展水平更高，具有一定的吸納效應，而“市管縣”體制更使得地級市可以名正言順地支配縣域的經濟資源，加劇了“市卡縣”“市刮縣”等問題［19］。“省直管縣”改革正是為了解決當前存在的市縣發展矛盾，弱化地級市對縣級政府的吸納效應，從而促進縣域經濟的健康發展。一方面，通過行政權力的下放，切斷縣級政府與原屬地級市政府的上下級行政級別關系，擴展了縣級政府的自主決策權限［20］，這減少了地級市對縣域社會經濟管理權限的干預，利于縣域充分發揮自主性和創新性以提升發展資源的獲取水平；另一方面，通過財政權力的獨立，簡化地方財政層級，改變了此前地級市對縣域財政的“盤剝”和“侵占”［21］，使得縣域的財政困境得以緩解，財政自主性的提升將刺激地方政府的資源競爭［22］，并使得其在與其他縣域乃至地級市競爭發展資源時具備更多的優勢。

其次，強化激勵效應。在中國當前的“政治錦標賽”模式下，地方官員的晉升機會直接與政府績效考核相掛鉤，而GDP增長率成為地方政府績效考核的核心指標［23］。這就導致地方官員對促進本地區的經濟增長具有強烈的個人意愿和內在動力，并構成了地方官員的核心利益［23］。而地方官員必須具備支配一定資源的經濟決策權力，擁有較大的行動空間，才能真正對地方經濟發展承擔行政責任，這是激勵效應產生的前提［24］。“省直管縣”改革為縣級地方官員的晉升激勵提供了制度支撐。一方面，高配縣域黨委書記的行政級別提升了他們的行政地位與決策權限，使得他們具有比其他同層級建制的縣域領導更大的話語權和工作協調力度，其主政縣域在爭取政策優惠與資金支持方面也就具備了競爭優勢［25］；另一方面，提升縣級政府的發展自主權可以使其突破地級市資源鉗制，根據自身的社會經濟狀況獨立自

主地決定社會經濟事務的管理方式，

“為增長而競爭”的積極性得以提高，從而保障縣域發展的動力與能力［26］。

據此，本文提出理論判斷：“省直管縣”改革對行政與財政等政府權力的下放強化了縣級政府的發展自主權，進而通過對吸納效應的弱化以及激勵效應的強化，促進了試點縣域的經濟增長。

三、研究設計

（一）模型設定

“省直管縣”作為一項中央深化縣制體制改革的政策舉措，使得相關縣域被分配到實驗組或控制組之中，即試點縣域與非試點縣域，由此考慮選用DID作為評估改革對河南省10個試點縣域經濟增長的促進效應的計量模型，通過DID估計量，即實驗組的平均變化與控制組的平均變化之差，剔除掉實驗組與控制組“實驗開始前差異”的干擾。

本文采用雙向固定效應模型對縣域與年份固定效應進行控制，以更接近傳統DID自然實驗的模型形式。基準（靜態）DID公式如下：

Yit=α0+α1didit+∑γZ+ui+λt+εit（1）

其中，Yit表示被解釋變量經濟規模，i表示縣域，t表示年份；did為實驗組虛擬變量du（若i屬于實驗組，則du=1，否則du=0）與改革時間虛擬變量dt（若t屬于改革后，則dt=1，否則dt=0）的交互項，改革對河南省10個試點縣域經濟增長的影響就由其系數α1反映；∑γZ為一系列控制變量，以剝離影響經濟增長的主要干擾因素；ui與λt分別為縣域固定效應與年份固定效應，以反映地區特征與時間趨勢對經濟增長的邊際貢獻。

（二）變量確定及數據選擇

由于“省直管縣”改革的作用對象是河南省下轄的縣與縣級市，因此在實證分析時，所選樣本為河南省除安陽縣以外的103個縣域

2016年11月，安陽市進行了市區管理范圍與管理體制的重大調整，調整后的安陽縣與示范區進行套合，因此安陽縣出現了行政區劃調整，導致縣域社會經濟狀況發生了重大變化，且統計數據存在謬誤，因此剔除該縣。，其中實驗組為10個試點縣域，剩余93個縣域作為控制組進行對照。考慮變量數據的完善性、全面性以及改革在時間上的演進性，通過Wind數據庫、中經網統計數據庫與《河南省統計年鑒》采集了2000—2020年103個縣域21年的面板數據，并以2011年為改革開啟元年。

鑒于國內生產總值（GDP）仍是地區經濟規模的主要衡量標準，本文選取GDP衡量被解釋變量經濟規模，以2000年為基期，通過GDP指數計算得到所有年份的真實GDP，并進行取對數處理（lnGDP）。根據古典經濟增長理論中物質資本、人力資本、勞動量以及技術知識等生產要素對經濟增長的貢獻，并結合相關研究結果，最終確定了影響經濟增長的若干關鍵要素作為控制變量，以盡可能地將與改革有關且

對經濟增長有影響的干擾因素進行控制，從而避免遺漏變量偏誤，估計出改革凈效應。這些控制變量主要包含：投資水平，以全社會固定資產投資占GDP比重衡量；人力資本，以每百人口普通中學在校人數衡

量；產業結構，以第二產業產值占GDP比重衡量；政府干預，以公共財政支出占GDP比重衡量；社會消

費，以社會消費品零售總額占GDP比重衡量；人口密度，以每平方千米人口數量衡量；金融發展，以金融機構存貸款余額占GDP比重衡量；公共服務，以每十萬人口醫院衛生床位數衡量；地理狀況，以地形起伏度（游珍等

參見：游珍，?封志明，?楊艷昭.中國地形起伏度公里網格數據集［EB/OL］.（2018-03-16）［2022-01-05］.?https：//doi.org/10.3974/geodb.2018.03.16.V1.測算）衡量。由于固定效應模型無法有效估計地理狀況這樣的非時變變量，本文參考Paul［27］的策略，將地理狀況與各年份虛擬變量的交互項（以2000年為基期）納入模型中進行估計。主要變量的描述性統計結果見表1。

四、實證分析

（一）平行趨勢檢驗

DID得以合適應用的潛在假設是實驗組與控制組在改革前具有近似的發展特征，即兩組的GDP至少在河南省實施“省直管縣”改革之前的若干年份內保持著接近平行的發展趨勢。本文選用事件研究vb?r?法進行考察，如果滿足平行趨勢假設，則兩組之間GDP的差異應當僅發生在改革之后，而在改革之前兩組的GDP不應當存在顯著差異。在式（1）的基礎上，建立平行趨勢檢驗模型：

Yit=β0+∑j=9j=-11βjdu×yearj+∑γZ+ui+λt+εit（2）

其中，j表示距離改革試點前后的時間，yearj為年份虛擬變量，如果縣域處于第j年，則其取值為1，否則為0。構建年份虛擬變量與實驗組虛擬變量的交互項（du×yearj），其系數βj衡量的就是特定年份下

圖2實驗組與控制組的平行趨勢檢驗結果

實驗組與控制組之間的GDP差異。為避免多重共線性，以改革開啟元年的前1年（2010年）作為估計結果的比較基期。

式（2）的回歸結果如圖2所示。在改革之前，交互項的系數變化并沒有明顯規律，且都在0附近波動。其95%置信區間都包含0，表明在5%的水平上，兩組在改革前的GDP確實沒有出現過明顯差異，符合平行趨勢假設。而在改革后第二年，交互項系數在5%的水平上顯著為正，且存在增長趨勢，意味著改革效應可能

存在，但仍有待檢驗。

（二）DID結果分析

基準DID檢驗的回歸結果見表2，分別納入了不同的固定效應組合以進行對比分析。其中第（2）（3）列的系數都不顯著，可能是未對固定效應進行完全控制所引起的遺漏變量偏誤所致。而第（4）列則是所采納的最終模型，其同時控制了縣域與年份固定效應，did的系數為0.072，且在10%的水平上顯著。在控制了影響經濟增長的主要因素，并剔除掉地區特征與時間趨勢后，應用DID對“省直管縣”改革凈效應的評估結果為0.072。

改革凈效應0.072意味著與93個未試點縣域相比，10個試點縣域的GDP平均而言每年多增長了7.2%，換言之，“省直管縣”改革對10個試點縣域GDP的平均年回報率為7.2%。中共河南省委辦公廳課題組全面走訪了河南省10個試點縣域，發現“省直管縣”改革整體運行向好，取得了顯著成績，縣域社會經濟發展的質量和效率得到了有效提高［28］。對試點縣域而言，雖然改革并沒有在短期內促進技術進步，但是體制創新促進了資本積累以及勞動水平的提高，從而釋放出新的制度紅利［2］。

（三）動態DID檢驗

“省直管縣”的改革效應是否源自于政府權力下放從而引發的縣域發展自主權的強化呢？受每年的政策環境變化、經濟周期影響、突發事件干擾以及地方政府主要領導更替等隨機因素的作用，改革效應可能會在不同年份存在異質性，呈現出圍繞平均效應7.2%波動的狀況。而2014年河南省“全面省直管”模式的試點更是將“省直管縣”改革推向了一個新的高潮，試點縣域經歷了新一輪的分權化改革。可以推測，如果縣域經濟增長的根本原因是其發展自主權的強化，那么“省直管縣”改革對經濟增長的影響應當呈現出顯著的階段性特征，即相較于“常規省直管”模式，“全面省直管”模式將進一步促進縣域的經濟增長。為此，本文選用事件研究法進行動態DID檢驗，在式（1）的基礎上建立動態DID：

Yit=δ0+∑k=2020k=2011δkdiditk+∑γZ+ui+λt+εit（3）

將改革時間虛擬變量分解到改革之后10個年份，若縣域i實行改革后的時間位于k年則diditk取值為1，否則取值為0。δk表示改革在2011—2020各年份對試點縣域經濟增長的邊際貢獻。

動態DID回歸結果見表3，“省直管縣”改革對10個試點縣域經濟增長的邊際貢獻在時間上存在明顯的異質性，并大致與改革的兩階段相吻合。“常規省直管”模式實施時期（2011—2013年），改革效應并未顯現。“全面省直管”模式實施時期（2014年之后），改革效應呈現出節節攀升的態勢，并在2020年達到頂峰18.3%。“全面省直管”模式下縣域發展自主權的強化，很可能便是“省直管縣”改革對10個試點縣域經濟增長的促進效應從2015年開始顯現并逐漸攀升的根本原因。首先，在“常規省直管”模式下，單一的“擴權強縣”與“財政直管”改革并不徹底，缺乏行政、財政、人事等權力在內的全面下放，難以從根本上克服制約縣域經濟增長的阻礙。其次，“全面省直管”模式使得試點縣域發展自主權得到空前的強化，縣域的黨委、紀委、政府、人大、政協及相關部門均直接與省級部門建立工作聯系，黨政正職也都由省委進行直接管理。綜上，“全面省直管”模式旨在弱化地級市政府對縣級政府的社會經濟發展的干涉和影響，擴大縣級政府的經濟和財政自主權、事務自主權，以促進縣域社會經濟發展。

由此，“省直管縣”改革效應產生的根本原因是“全面省直管”模式的實施得到了一定證實。趙建吉等［1］的研究也為此提供了一定支持，“全面省直管”模式作為“省直管縣”改革未來的發展方向，可以使得試點縣域充分發揮體制優勢，從而實現經濟發展的提質增效［29］。

（四）影響機制檢驗

1.弱化吸納效應檢驗

“省直管縣”改革后，隨著試點縣域發展自主權的強化，地級市對試點縣域的“盤剝”和“侵占”現象將得到一定的遏制，這意味著試點縣域的資源獲取水平將得到有效提升，即行政權力的擴大與財政權力的獨立增加了試點縣域引進、積累發展資源尤其是對經濟增長有貢獻的資源的機會。受賈俊雪等［30］的啟發，結合數據的可獲得性，本文分別以財政收入分權水平（縣域人均公共財政收入/市域人均公共財政收入，R）、財政支出分權水平（縣域人均公共財政支出/市域人均公共財政支出，E）、投資獲取水平（縣域全社會固定資產投資/市域全社會固定資產投資，I）、企業獲取水平

由于市域層面的規模以上工業企業單位數無法獲得，因此本文采取絕對值測量，這也可以從絕對水平的角度實現對以上三個相對水平的測量變量的補充。此外，由于宜陽縣與光山縣某些年份的數據缺失，因此該變量的觀測值為2?153。（縣域規模以上工業企業單位數/個，C）衡量縣域在財政以及招商引資方面的資源獲取水平。通過觀察實驗組與控制組資源獲取水平的時間發展趨勢（見圖3和圖4）可以發現，對于這些資源的獲取水平，兩組在改革前基本都保持著極為相似的時間發展趨勢（同時增長與降低），且兩組的差距并未產生明顯的變化。但在改革后，兩組的資源獲取水平都發生了顯著的變化，集中表現為實驗組的增速得到了較大提高，使得其資源獲取水平的上升幅度遠大于控制組。以財政支出分權水平為例，在2011年實驗組還遠低于控制組，分別為0391與0415，但此后實驗組發展迅速，在2014年成功實現反超，到2020年已經分別達到了0477與0467。

圖3財政收支分權水平的時間發展趨勢

圖4投資獲取水平與企業獲取水平的時間發展趨勢

在此基礎上，本文采取中介效應檢驗

考慮到中介效應檢驗的弊端，本文也嘗試了構建兩個單獨的模型分別檢驗改革對資源獲取水平以及資源獲取水平對GDP的影響，結果基本一致。的思路。首先，將資源獲取水平作為被解釋變量，對改革進行回歸估計，再將資源獲取水平作為解釋變量納入到基準DID中進行估計。弱化吸納效應的檢驗結果見表5，did的系數在第（1）（3）（5）（7）列中都顯著為正，這表明改革確實促進了試點縣域資源獲取水平的提升。其次，除第（2）列外，資源獲取水平都顯著促進了縣域經濟增長，即改革所導致的試點縣域財政支出分權水平、投資獲取水平以及企業獲取水平的提升，將進一步促進試點縣域的經濟增長。由此，本文關于“省直管縣”改革通過弱化吸納效應拉動縣域經濟增長這一影響機制得以證實，即試點縣域的經濟管理權限、財政自主權、行政人事權的全面下放，不僅避免了地級市截留財政資金的“漏斗效應”，還增強了縣域憑借自身優勢開展招商引資的規模與水平，從而為試點縣域的經濟增長提供了基礎物質條件。

在“政治錦標賽”模式下，由“省直管縣”改革所強化的縣域發展自主權，將為刺激官員的晉升激勵提供制度支撐。試點縣域的黨委書記都被配以較高級別待遇，相較以往會獲得更多接觸省政府的機會，從而產生一種“特殊經濟優勢”，使得他們獲得“低職高配”的“政治激勵”［19］，在官場晉升激勵機制下，這可以保證分權附帶的靈活性能更好被用來促進縣域經濟增長。然而，實證檢驗所面臨的一個核心問題便是如何衡量官員激勵水平。與資源獲取水平不同，官員的激勵更多體現的是微觀個體的主觀感知，而各試點縣域的主政官員都面臨著相似的政策激勵。因此，本文進行了如下設計：通過若干影響官員晉升機會的因素間接衡量官員激勵水平，如果“省直管縣”改革使得激勵效應得以強化，進而促進了試點縣域的經濟增長，那么可以預期在試點縣域中，官員激勵水平更強的縣域，改革效應將更加突出。為驗證此猜想，本文采取了調節效應檢驗的思路。

首先，從微觀角度，年齡與任期作為影響官員晉升機會的重大微觀因素，年齡越大、任期越短，官員的晉升激勵水平越低［31］。因此，考慮到官員年齡超過45歲就難以再進入市局廳級班子［32］，以45歲作為分界點，設定年齡限制虛擬變量（A），若改革后試點縣域當年在任黨委書記的年齡不大于45歲，則賦值1，否則賦值0。考慮到地方官員頻繁調動背景下，官員任期的第3～4年通常是其關鍵晉升機會［33］，以任期的第3～4年為分界點，設定任期限制虛擬變量（T），若改革后試點縣域當年在任黨委書記的任期處于第3～4年，則賦值1，否則賦值0。將A與T這兩個虛擬變量分別與did相乘構造交互項，納入基準DID中進行估計，以衡量試點縣域官員激勵水平的高低對改革效應的影響。

其次，從宏觀角度，受錢先航等［34］的啟發，構造了縣域官員的晉升壓力指數以衡量官員激勵水平，考慮到上級政府對縣域官員的績效考核以經濟、財政、民生為主，分別采取GDP增長率（P）、財政盈余（S），以及城鄉居民收入差距（G）這三個指標來衡量官員晉升壓力。具體而言，第一，由于官員的相對績效評價方式與各縣域所面臨的資源稟賦差異，以歷年各縣域GDP與全縣域的GDP總量構建權重，測算歷年各指標的加權平均數作為比較的參照。第二，在2011年改革后，若試點縣域的指標數值大于該年的加權平均數，則賦值1，否則賦值0，1與0分別意味著官員激勵水平的高與低。第三，將這些指標的得分加總，得到晉升壓力指數（D），其取值區間為［0，3］，數值越大官員激勵水平越高。第四，將D與did相乘構造交互項，同時分別將各個指標的虛擬變量與did構造交互項，并納入基準DID中進行估計。

強化激勵效應的檢驗結果見表6，除第（3）（5）列中交互項的系數分別顯著為正與負外，其余各列中交互項的系數都不顯著，這意味著改革雖然極大提升了對試點縣域的發展自主權，但可能并未強化激勵效應，即使試點縣域黨委書記的官員激勵水平較高，改革效應也并未得到強化。由此，本文關于“省直管縣”改革通過強化激勵效應促進縣域經濟增長的這一影響機制得以證偽

此處證偽意指根據本文的設計，并未觀察到強化激勵效應的現象，即現有證據并不充分，但并不意味著該效應不存在，這有待進一步的深入探究。

②混合匹配后，兩組之間所有協變量的差異全部處于10%的范圍之內，差異得到良好控制，表明樣本在兩組之間近似隨機分配。，即改革效應的產生并非試點縣域官員晉升激勵水平的提升導致的結果。這可能是因為黨的十八大后國家治理的重大變革促使“政治錦標賽”激勵模式遭遇了困境［35］。

五、穩健性檢驗

（一）PSM-DID檢驗

“省直管縣”改革中試點縣域的選擇可能考慮到了經濟基礎、地理區位、財政狀況等諸多因素，而這些

因素還影響了縣域的經濟增長，由此可能存在由于樣本選擇偏誤而導致的內生性問題。因此，本文應用

PSM-DID對改革效應進行估計，這可以在控制非觀測因素的同時有效校正選擇偏差，從而準確估計改革的平均處理效應［36］。鑒于逐期匹配的效果較差，不僅損失樣本過多，而且嚴重違反平衡性假設，故而選擇相對效果更好的混合匹配方式②。

PSM-DID檢驗結果見表7。為增強研究結論的可靠性，本文采用如下4種主流匹配方法：k近鄰匹配（k=4）；

卡尺匹配（卡尺=0.01）；卡尺內的k近鄰匹配（k=4，?卡尺=0.01）；核匹配（默認核函數與帶寬）。雖然匹配方法存在一定差異，但是did的系數仍然都顯著為正，而且與基準DID結果相差不大，這表明對實驗組與控制組內的縣域進行近似隨機配對以控制系統差異后，“省直管縣”的改革效應近乎不變。

（二）SCM檢驗

DID檢驗可能存在“匹配困難”，即無論如何控制組總是會與實驗組存在各種影響經濟增長的差異，并且適用于截面數據的PSM應用于面板數據也存在著一定問題［37］。本文應用Abadie等［38］基于反事實框架提出的合成控制法（SCM）進行檢驗，即根據未受政策沖擊區域的線性組合構造出一個合適的控制組，而后通過“真實區域”與“合成區域”的對比得到政策沖擊的影響。Abadie等［39］證明了在一定的正則條件下，如果合成區域可以完全復制處理區域的預測變量與干預前的結果變量，那么當干預前期數趨于無窮大時，SCM的估計量便是漸進無偏的。

為避免“內插偏差”，本文以控制組的93個未試點縣域為參照，分別對實驗組的10個試點縣域應用SCM。

結果顯示，只有蘭考縣、汝州市、長垣縣的“合成縣域”能在“省直管縣”改革干預前的相當一段時期內很好地追蹤“真實縣域”的干預變量與結果變量，滿足SCM的可信度要求

SCM檢驗中“合成縣域”干預變量的對照情況適配度良好。（見圖5～7）。

這三個縣域中，在2011年改革前，“合成縣域”與“真實縣域”的經濟增長保持著近似的特征，而大約在改革時點前后，“合成縣域”與“真實縣域”的經濟增長趨勢產生了偏離，在改革后尤其是“全面省直管”模式實施后，偏離幅度越來越大，意味著“真實縣域”因為受到改革的沖擊經濟增長速度加快，這證實了“省直管縣”改革存在經濟增長促進效應。

（三）排除干擾性政策影響

首先，考慮國家重點生態功能區的影響。河南省多個區縣被納入國家重點生態功能區

商城縣、新縣于2014年被納入大別山水土保持生態功能區，盧氏縣、西峽縣、內鄉縣、淅川縣、桐柏縣、浉河區、羅山縣、光山縣于2016年被納入重點生態功能區。，這勢必會限制其經濟增長潛力。因此，將全樣本中涉及的9個縣域予以剔除。其次，考慮國家中心城市鄭州市的影響。2016年12月鄭州市正式被確定為國家中心城市，鄭州市加快了“一核一副一帶多點”都市圈的建設步伐，這勢必會對周圍縣域產生一定的政策沖擊，尤其是本就隸屬于鄭州市的6個縣域

分別是中牟縣、鞏義市、滎陽市、新密市、新鄭市、登封市。。因此，將這6個縣域予以剔除。再次，考慮河南省重大區域政策的影響。2014年初河南省為加快中原崛起，將新鄭市、滎陽市、新密市等重要產業帶節點城市等分別設定為國家級與省級重點開發區域（國家級23個，省級25個），這些區域受到了河南省的發展政策扶持。因此，針對全樣本中所涉及的27個縣域，構建重大區域政策虛擬變量（若某縣域在2014年成為重點開發區，則此后各年都賦值1，其余皆賦值0），并將其納入控制變量。最后，考慮全國大規模扶貧政策的影響。2014年全國832個國家級貧困縣名單公布，涉及河

南省蘭考縣、滑縣、新縣等38個縣域（本文涉及36個），這些縣域享受到了特殊的扶貧政策照顧。因此，

創建貧困縣域的虛擬變量（若某縣域在2014年被定為貧困縣域，則此后各年都賦值1，其余皆賦值0）

即使貧困縣已經“摘帽”，出于鞏固脫貧攻堅成果的目標，仍然會受到政策扶持，因此該虛擬變量包含“摘帽”后政策扶持的影響。，并將其納入控制變量

未剔除后兩項干擾性政策沖擊的樣本的原因是其涉及的縣域過多，且牽涉超過半數的試點縣域，全部剔除將對結果影響過大。。

排除干擾性政策影響的檢驗結果見表8。各列中did的系數都顯著為正，除了第（2）列外都十分接近，且與基準DID估計結果相差不大。因此，“省直管縣”改革效應并沒有因為這些干擾性政策的沖擊而消失。

（四）安慰劑檢驗

1.虛擬改革時間的安慰劑檢驗

本文將河南省貫徹落實“省直管縣”改革的年份分別統一提前至2004—2010年進行DID估計。如果此時改革效應did系數依然顯著為正，則存在如下可能：雖然改革在此年份并未實施，但此年份內可能存在著其他項目沖擊且對試點縣域的經濟增長產生了一定影響，并對試點縣域的后續年份繼續發揮作用，那么上文所得到的改革效應可能存在偏誤。

本文虛構了2004—2010年7個河南省“省直管縣”改革的時點，相關估計結果見表9，除2010年外，在每個虛構改革時間的模型估計結果中did的系數都不顯著，且普遍低于7.2?%。而2010年顯著的原因可能是改革預期效應的存在。因此，這證實了試點縣域的經濟增長很可能源自于2011年的“省直管縣”改革，而不是受改革前其他各種因素的影響所致。

虛擬改革時間的安慰劑檢驗僅僅排除了該改革真正試點年份之前其他政策存在干擾的可能性，但還可能存在改革之后同時期其他政策沖擊的可能性。因此，以反事實檢驗的思路進行虛擬實驗組的安慰劑檢驗。本文從全部樣本103個縣域中隨機抽取10個縣域作為虛構實驗組，并將剩余的93個縣域作為虛構控制組，然后進行DID估計，從而得到“省直管縣”改革的虛構效應。若不存在改革之后同時期其他遺漏因素的干擾，則改革的虛構效應接近0，并且顯著的概率較小。

隨機抽取1?000次虛構實驗組對應的交互項系數的概率密度與P值結果如圖8所示。可以看出，改革的虛構效應明顯集中于0附近，且大多數估計值的P值都大于0.1，表明改革對虛構實驗組的經濟增長的促進效應近似為0，即無顯著影響。同時，基準DID檢驗中did的系數（0.072）也落在小概率區間，顯著異于實驗組安慰劑檢驗的系數分布，表明改革效應應當并非是一種偶然事件。綜上可知，虛構實驗組的經濟增長并未受到同時期其他政策干預的影響，也就沒有和控制組產生明顯的差異，從而反向驗證了本文結論的可信度。

六、結論與對策

本文依據政府分權理論，構建了“省直管縣”改革影響縣域經濟增長的理論框架，探討了二者之間的內在因果關系，從而提出理論判斷。而后基于河南省103個縣域2000—2020年的面板數據，在驗證平行趨勢假設后，將“省直管縣”改革視作一項自然實驗并應用評估外生性政策沖擊的DID進行實證分析。研究發現：第一，“省直管縣”改革促進了河南省10個試點縣域的經濟增長，靜態維度下，在對若干影響經濟增長的主要因素進行控制后，改革對試點縣域經濟增長的平均年回報率為7.2%；第二，“全面省直管”模式下縣域發展自主權的強化正是“省直管縣”改革的經濟增長效應產生的根本原因，動態維度下，“省直管縣”改革對試點縣域經濟增長的促進效應在不同年份存在著異質性，呈現出明顯的階段性特征，“常規省直管”模式并未產生改革效應，而“全面省直管”模式則產生了節節攀升的改革效應，這是縣域發展自主權得到強化的結果；第三，縣域發展自主權的提升主要通過弱化吸納效應而非強化激勵效應促進了縣域經濟增長，這主要表現在“省直管縣”改革提升了試點縣域在財政與招商引資方面的資源獲取水平，進而促進了經濟增長。

基于上述研究結論，本文提出以下政策建議。第一，整體推進“全面省直管”模式，深化縣域體制改革。充分的權力下放是發展活力釋放的關鍵條件，“常規省直管”模式這種低水平的分權改革并不能滿足縣域經濟增長的需求，而“全面省直管”模式則較好解決了此前階段的過渡體制障礙。因此，從經濟社會發展層面需要堅持“全面省直管”模式的深化與完善，通過賦予縣級政府更大的發展自主權，進一步破除制約縣域經濟發展的制度因素。第二，構建市縣合作共贏的新型府際關系，打破吸納效應對試點縣域的發展桎梏。當務之急是改變以往的無序競爭關系，構建合作共贏關系，不僅要弱化吸納效應，更要增強協同效應。試點縣域應當利用所享有的經濟社會管理權限，根據自身資源條件、地理位置與產業結構現狀等因素做好戰略定位、明確未來發展方向，與地級市的經濟發展形成良性互補。第三，加強對改革的考核關注與績效評估，探索激勵效應在試點縣域的實現可能。雖然強化激勵效應的影響機制并未獲得經驗證據的支持，但縣域主政官員尤其是黨委書記作為縣級政府的掌舵者與決策者，對改革的成效起著至關重要的作用。因此，省級政府不僅要加強對改革試點落實效率的監督，跟進改革內容的執行進度，還要對試點縣域的經濟增長績效進行定期評估，以作為官員考核與晉升的重要參考。

參考文獻：

［1］趙建吉，呂可文，田光輝，等.省直管能提升縣域經濟績效嗎：基于河南省直管縣改革的探索［J］.經濟經緯，2017（3）：1-6.

［2］李榮華.地方政府管理體制創新“制度紅利”效應的實證檢驗［J］.統計與決策，2019（19）：55-59.

［3］韋東明，顧乃華，韓永輝.?“省直管縣”改革促進了縣域經濟包容性增長嗎［J］.財經研究，2021（12）：64-78.

［4］王文龍.省直管縣體制降低了地區經濟績效嗎：基于蘇浙兩省典型樣本市縣的比較［J］.經濟學家，2022（4）：109-117.

［5］鄭新業，王晗，趙益卓.“省直管縣”能促進經濟增長嗎：雙重差分方法［J］.管理世界，2011（8）：34-44+65.

［6］王婧，喬陸印，李裕瑞.“省直管縣”財政體制改革對縣域經濟影響的多維測度：以山西省為例［J］.經濟經緯，2016（2）：1-6.

［7］丁肇啟，蕭鳴政.省管縣新模式“全面直管”改革政策效果分析：基于河南省的研究［J］.公共管理學報，2017（2）：?14-25.

［8］宋美喆，劉寒波，葉琛.財政分權對全要素生產率的影響：基于“省直管縣”改革的準自然實驗［J］.經濟地理，2020（3）：33-42.

［9］DAVOODI?H，?ZOU?H.?Fiscal?decentralization?and?economic?growth：?a?cross-country?study［J］.?Journal?of?Urban?Economics，?1998，?43（2）：?244-257.

［10］HAYEK?F?A.?The?use?of?knowledge?in?society［J］.?The?American?Economic?Review，?1945，?35（4）：?519-530.

［11］REVELLI?F.?On?spatial?public?finance?empirics［J］.?International?Tax?and?Public?Finance，?2005，?12（4）：?475-492.

［12］劉沖，喬坤元，周黎安.行政分權與財政分權的不同效應：來自中國縣域的經驗證據［J］.世界經濟，2014（10）：123-144.

［13］艾非，王文甫.分稅制、地區競爭與地方政府債務擴張［J］.當代經濟科學，2021（6）：1-14.

［14］XU?C.?The?fundamental?institutions?of?Chinas?reforms?and?development［J］.?Journal?of?Economic?Literature，?2011，?49（4）：?1076-1151.

［15］李永友，周思嬌，胡玲慧.分權時序與經濟增長［J］.管理世界，2021（5）：71-86+6.

［16］IIMI?A.?Decentralization?and?economic?growth?revisited：?an?empirical?note［J］.?Journal?of?Urban?Economics，?2005，?57（3）：?449-461.

［17］BASKARAN?T，?FELD?L?P，?SCHNELLENBACH?J.?Fiscal?federalism，?decentralization，?and?economic?growth：?a?meta-analysis［J］.?Economic?Inquiry，?2016，?54（3）：?1445-1463.

［18］李明強.?“強縣擴權”與縣域經濟發展：一個“極化—擴散”理論解釋［J］.中國行政管理，2010（12）：91-94.

［19］翟校義.“省直管縣”改革影響因素分析［J］.北京行政學院學報，2013（3）：5-9.

［20］才國偉，黃亮雄.政府層級改革的影響因素及其經濟績效研究［J］.管理世界，2010（8）：73-83.

［21］才國偉，張學志，鄧衛廣.“省直管縣”改革會損害地級市的利益嗎？［J］.經濟研究，2011（7）：65-77.

［22］ARIKAN?G?G.?Fiscal?decentralization：?a?remedy?for?corruption？［J］.?International?Tax?and?Public?Finance，?2004，?11（2）：?175-195.

［23］劉勇政，賈俊雪，丁思瑩.地方財政治理：授人以魚還是授人以漁：基于省直管縣財政體制改革的研究［J］.中國社會科學，2019（7）：43-63.

［24］周黎安.?中國地方官員的晉升錦標賽模式研究［J］.經濟研究，2007（7）：36-50.

［25］史育龍.市鎮建制變更與區劃調整的城鎮化效應研究［J］.宏觀經濟研究，2014（2）：3-9.

［26］葛晶，劉瑞明.中國的經濟增長、波動與地區差距：基于經濟轉型的解釋［J］.學術月刊，2022（2）：63-78.

［27］埃里森.固定效應回歸模型［M］.李丁，譯.北京：格致出版社，2018：28-29.

［28］中共河南省委辦公廳課題組.?關于推動河南省直管縣政策紅利充分釋放的調查與思考［J］.學習論壇，2015（1）：42-44.

［29］趙建吉，王艷華，王玨，等.省直管縣改革背景下地級市空間溢出效應對縣域產業結構的影響［J］.地理學報，2020（2）：286-301.

［30］賈俊雪，郭慶旺，寧靜.財政分權、政府治理結構與縣級財政解困［J］.管理世界，2011（1）：30-39.

［31］GUO?G.?Chinas?local?political?budget?cycles［J］.?American?Journal?of?Political?Science，?2009，?53（3）：?621-632.

［32］孫韡.干部年輕化弊端與干部選拔法制化［J］.學術論壇，2008（9）：64-68.

［33］羅黨論，佘國滿，陳杰.經濟增長業績與地方官員晉升的關聯性再審視：新理論和基于地級市數據的新證據［J］.經濟學（季刊），2015（3）：1145-1172.

［34］錢先航，曹廷求，李維安.晉升壓力、官員任期與城市商業銀行的貸款行為［J］.經濟研究，2011（12）：72-85.

［35］李聲宇，祁凡驊.督查何以發生：一個組織學的分析框架［J］.北京行政學院學報，2018（4）：53-62.

［36］HECKMAN?J?J，?ICHIMURA?H，?SMITH?J?A，?et?al.?Characterizing?selection?bias?using?experimental?data［J］.?Econometrica，?1998，66（5）：?1017-1098．

［37］謝申祥，范鵬飛，宛圓淵.傳統PSM-DID模型的改進與應用［J］.統計研究，2021（2）：146-160.

［38］ABADIE?A，?GARDEAZABAL?J.?The?economic?costs?of?conflict：?a?case?study?of?the?Basque?country［J］.?American?Economic?Review，?2003，?93（1）：?113-132.

［39］ABADIE?A，?DIAMOND?A，?HAINMUELLER?J.?Synthetic?control?methods?for?comparative?case?studies：estimating?the?effect?of?Californias?tobacco?control?program［J］.?Journal?of?the?American?Statistical?Association，?2010，?105（490）：?493-505.

編輯：李再揚，高原