“省直管县”是否改善了县域经济绩效：一个自然实验证据，本文主要内容关键词为：绩效论文,县域经济论文,证据论文,自然论文,省直管论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F812.2；F062.6 文献标识码：A 文章编号：1001-6260(2013)04-0091-09
为了消除“市管县”体制的种种弊端，从2003年开始，中国许多省份开始根据本省的具体情况实行财政体制上的“省直管县”试点，一些省份还同时将一部分经济管理权与社会管理权下放到县级。到2009年6月，已有24个省份对818个县陆续进行了财政体制省直管县的改革试点。但“省直管县”这一行政管理体制和财政体制创新是否能够激发中国县域经济的发展活力，从而有效促进城乡经济发展差距的逐步弥合，仍需要深入研究，特别是需要坚实的实证检验以支持对这一政策创新的推广。事实上，2003年以来，各省“省直管县”试点经验为实证分析提供了难得的样本数据，特别是提供了实施“自然实验”或“准实验”的基本条件。
一、文献综述
“省直管县”体制包含两层含义：一是财政意义上的，在财政预算编制上，由省直接对县编制预算；二是政府管理体制上的，在人事、财政以及其他社会管理方面实现市县平级，也称为“扩权强县”。本文认为，不论是财政体制上的“省直管县”，还是政府管理体制上的“扩权强县”，均属于“省直管县”体制的范畴。“省直管县”体制的改革是否可以避免“市管县”的各种弊端，有效促进县级经济增长并弥合城乡发展差距，从而进一步推进我国的经济发展呢?针对这一问题，已有许多文献从理论层面作出了分析。例如：“省直管县”有助于缓解县乡财政困难(庞明礼等，2009)；或是可以降低政府管理层级，促进政府行政效率提升，提高政府层级之间的信息传递质量，激励县级经济发展，规范省、市、县(市)之间的财政分配关系等(薄贵利，2006)。但同时也有文献提出了相反的观点。傅光明(2006)认为，“省直管县”会带来省级管辖幅度过宽，地级市存在利益流出与人员精简的压力，区域性公共物品供给不足等问题。此外，“省直管县”短期内无法实现降低行政成本的目的(汤伶俐，2009)，权力下放还可能引发腐败(杨茂林，2010)。
为进一步确定“省直管县”体制对于经济绩效的影响到底是利大于弊还是弊大于利，需要对该体制产生的效应进行实证检验。才国伟和黄亮雄(2010)利用中国500个县(市)2000—2007年的数据，运用虚拟变量回归的方法检验了“省直管县”与“扩权强县”政策对县级经济绩效的影响。需要指出的是，其检验结果只说明了两种政策实施前后县级经济绩效的差异，但这种差异既可能来自于政策本身，也可能来自于其他与变量时间趋势相关的因素，而并没有将“省直管县”体制的净效应从中真正分离出来。
为克服上述困难，可以通过构造“自然实验”或“准实验”的方法，利用双差分模型(difference-in-differences，DID)加以解决(Meyer，1995)。目前，国内学术界对这种方法在研究政策净效应方面的应用越来越重视。例如：徐现祥等(2007)利用双差分模型分析了官员交流对经济增长的影响；周黎安和陈烨(2005)分析了中国农村税费改革的政策效果；史宇鹏和周黎安(2007)则分析了计划单列市的放权政策对经济效率的影响。但利用双差分模型检验“省直管县”体制的研究并不多，目前仅见袁渊和左翔(2011)，但其主要关心“扩权强县”对经济增长的作用，并非关于更广视角的“省直管县”体制。此外，其研究的关注点是微观企业产出，而不是宏观经济绩效。同时，在双差分模型的使用上也有所不同。具体来说，通常“自然实验”中对照组与实验组的政策实施前后以时间划分，而袁渊和左翔(2011)则以地理位置进行划分，将样本是否属于实施扩权强县政策的省份作为双差分模型中政策实施先后顺序的虚拟变量。这一做法事实上暗含了如下假设：两个个体具有完全相同的属性。这一假设显得过于严格和“不自然”。综上可知，虽然针对“省直管县”体制经济绩效效应的理论分析较多，但实证检验的研究却相对较少，而且，现有研究的实证检验大多没有充分分离政策影响的净效应，或至少是净效应的分离不够有效。因此，本文尝试通过实施“自然实验”的方法分离“省直管县”体制的净效应。
二、模型设置
如前文所述，“省直管县”体制对经济绩效的影响可以看做是一个“自然实验”(natural experiment)或“准实验”。“自然实验”不同于在实验室中精心设计的实验——实验室中可以精心选择实验样本(随机选择)，可以严格控制实验环境(保持实验环境的一致)，因此实验结果可以直接反映待考察因素的净效应。然而，“自然实验”不是专门设计的，不能自由控制样本选择，也不能严格限制环境变化，因此“自然实验”的结果不能直接反映待考察因素的净效应(Campbell，1957、1969；Campbell and Stanley，1966；Cook，1979)。对于“省直管县”这个“自然实验”，如果只纵向比较改革地区(实验样本)在改革前后的差异，就忽略了环境因素对实验结果的影响。如果只比较改革地区与未改革地区(非实验样本)的差异，就忽略了二者原本所具有的个体差异，以及数据样本特征对实验结果的影响。对于这些问题，包含控制变量的“双差分”模型可以进行有效地处理。
三、数据选择
(一)实验组与对照组的选择
双差分模型的有效性依赖于实验组与对照组的选择。要想使得双差分模型能更为有效地排除不可观测的系统性因素，应尽量保证对照组与实验组具有更为接近的系统性政策背景。
就实验组而言，到2008年前后，全国实行财政“省直管县”的有18个省份，再加上4个直辖市，规模上已经超过了2/3。从形式上看，虽然许多地区都具有了“省直管县”的部分特征，但是不同地区“省直管县”的程度具有明显差别。有的是比较彻底的“省直管县”，有的则是名义上的“省直管县”。例如：某些地区虽然在转移支付的测算方面直接到县，但是体制、资金调度均没有直接到县，还需经过市一级来中转。其中，浙江省的“省直管县”体制是最为彻底的，不仅是财政上的，而且是行政管理体制以及其他各个部门的管理都由省直管，真正包含了该体制的两层含义。除浙江以外，安徽省的改革也比较彻底。但由于安徽省的改革时间较晚，且试点县仅有12个，使得可获得的数据样本相对有限，不利于实证分析。因此，相比之下，在实验组的选择上，浙江省作为实验样本更为合适。
由于浙江省属于东部沿海地区，因此对照组也应从具有相似政策背景的东部沿海地区进行选择。虽然2008年前后东部沿海各省都已陆续开始“省直管县”的改革，但是，许多地区的改革并不完善。在东部沿海各省中，福建省的政策背景、土地面积、文化传统等系统性背景因素与浙江最为相似，且福建省的“省直管县”体制改革也相对缓慢，因此适宜选择该省为对照组。
(二)数据来源
浙江省与福建省的具体数据主要来自于两省历年的统计年鉴。首先，年末总人口的增长率
利用各县的年末总人口进行核算。其次，实际GDP由两省统计年鉴中的名义GDP与该省的GDP平减指数核算①。实际固定资本存量核算相对复杂，通常使用的方法是永续盘存法。流量数据使用固定资本投资②。折旧率δ选择通常使用的10％，这一假设不会对结果产生显著影响，许多研究也都采用类似的假定(张军等，2004)。借鉴Goto和Suzuki(1989)以及Coe和Helpman(1995)对基年数据的估计方法，基年数据等于基年流量比上流量平均增长率与折旧率之和
。在计算平均增长率时，根据Hall和Jones(1999)在估计各国1960年的资本存量时的方法，使用几何平均数的方法计算固定资本投资的平均增长率。
(三)政策实施时间的选择
双差分模型的估计还需要确定该体制实施的时间点。由于本研究使用的是年度数据，因此需要确定“省直管县”的体制是在哪一年开始实施并在哪一年基本完成的。由于“省直管县”体制并不是一个简单的单一政策，而是一个包含了许多政策的一揽子改革方针，这一看似简单的问题其实并不容易。通常情况下，“省直管县”体制的一揽子改革方针不可能在一年内全部实施并完成。以浙江省为例，该省从1992年前后就开始尝试“省直管县”的体制，经过近10年的尝试与改革，直到2003年时才算是进入了比较成熟的阶段。就浙江省整体而言，1992—2003年都可看做是“省直管县”体制的实施过程，即不能完全说是政策实施前，亦不能完全说是政策实施后。针对这一问题，考虑到数据可获得性，以及浙江在2002年8月将313项本属于地级市的经济管理权限赋予了17个县(市)这一事实，我们有理由将2003年定为政策实施年，并设定2003年及以前为政策未实施阶段，2004年及以后为政策实施阶段。最后说明一点，由于宏观政策的作用通常具有一定的滞后性，因此，“省直管县”体制的改革难以产生立竿见影的效果，虽然在该体制逐步实施的过程中也可能会对经济绩效产生一定程度的影响，但其全部作用还是体现在改革基本完成之后，而这正是本研究要分析的重点。
四、实证分析和稳健性检验
图1 1998—2008年浙江与福建实际GDP指数
(一)描述性分析
为了说明选择双差分方法的意义，本文以全省GDP指数的拆线图和区县GDP指数的核密度图做对比。如图1所示，2000—2005年间，虽然浙江省的GDP指数始终高于福建省，但二者基本呈现出同方向变动且变动幅度也基本相当。如果以2003年作为浙江省“省直管县”体制的实施完成年，那么与福建省对比来看，就很难发现浙江省的GDP指数在2003年以后出现加速增长的现象。相反，在2003年以前，浙江省的GDP增长速度看似略高于福建省，而浙江省2004年与2005年的GDP指数反而出现了增速放缓的现象。这有悖于理论的预期。当然，这一结果也可能是对“省直管县”体制作用的真实反映。然而，从县级GDP指数的核密度图可以看到不同的情况。如图2所示，2003年时浙江省各县的GDP指数主要集中在110％左右。2004年时，许多县的GDP指数均有所放大，主要集中在115％左右。引起GDP增长加速的原因，很可能来自于“省直管县”体制的实施，这符合前面的理论预期。从福建省各县的数据来看，2004年各县的GDP指数主要集中在113％左右，同样高于2003年时110％的水平。这虽然从县域角度考察经济绩效反映出“省直管县”体制的积极作用，但仍无法准确获得该体制的净效应，需要进一步通过双差分模型进行分析。
a.浙江各县GDP指数的核密度图b.福建各县GDP指数的核密度图
图2 浙江、福建两省2003年与2004年各县GDP指数的核密度图
(二)双差分模型估计结果
考虑到制度变迁对经济的影响作用通常不会在一年之内全部释放，一般可能维持3～5年的时间，为了捕捉这种持续性的影响，可以分别估计五个不同时间长度下的模型。然而，由于双差分模型的政策实施前后通常只有一期的观测值，故考虑不同的影响时长就需要对变量做相应的处理，其方法有很多。多数研究是将政策执行前的各年数据看做是未实施政策的样本扩充，将政策执行后的各年数据看作是已实施政策的样本扩充。这种方法虽然扩大了样本空间，但也造成同一个体多次使用的问题。为解决这个问题，我们使用算术平均值的方法进行处理：对于五年期的模型，取2003年到1999年数据的算术平均值作为该体制实施前的样本；取2004年到2008年数据的算术平均值作为该体制实施后的样本。依此类推直到一年期的模型，直接取2003年的数据作为该体制实施前的样本，取2004年数据作为“省直管县”体制实施后的样本③。
对上述五种时间长度下的模型分别进行估计，具体结果如表1所示。一年到五年的估计结果分别对应于表中的第1列到第5列。模型共包含228个样本。其中，实验组样本56个，对照组样本58个，包含浙江与福建所有县与县级市，但不包含计划单列市、自治县、地级市及地级市的市辖区。
为保证数据的一致性，本文删除了一些有区划变更的县与县级市。对于估计结果的推断，为了提高稳健性，本文采用了Bootstrap标准误进行推断，其抽样次数为2000次。从估计结果看，资本存量的估计系数在五个模型中均显著为正，符合一般的理论与实际预期。人口的估计系数有正有负，但均不显著，这一结果也说明人口或者劳动力并不是经济增长的主要因素。
在双差分模型中，最应该关心的是du×dt的估计系数。从表1的估计结果看，该参数估计的结果主要有以下特点：
第一，模型(1)到模型(3)的估计结果均为正，且都在1％的水平上显著。这说明“省直管县”体制对经济绩效存在着显著的正效应。就一年内的影响而言，“省直管县”体制的实施，使得浙江省各县的平均GDP指数增加了4.071个百分点。
第二，“省直管县”体制的积极效应在政策实施后的第一年就显著存在。这一点与大多数宏观政策的滞后性有所不同，说明经济绩效对“省直管县”体制的反应十分灵敏。当然，这也可能与浙江省在2003年以前就不断地尝试“省直管县”体制密切相关。
第三，“省直管县”体制的积极效应不只存在于实施当年，通常会持续数年。从估计结果看，至少在3年以内都有显著的积极效应。这与大多数宏观政策的持续性是一致的。
第四，“省直管县”体制的积极作用会随着时间的推移而不断减小。在2年内的估计模型中，“省直管县”体制使得浙江省各县的平均GDP指数增加了5.197个百分点；在3年内的估计模型中，这种效应就下降到了3.323％；4年时这种效应已经不能在10％的水平上显著；在5年内的模型中已经变为消极影响，这一结果也不能在10％的水平上显著。这种积极作用不断衰减的现象，其产生的原因可能来自三个方面：
首先，积极作用的衰减真实地反映了该体制影响的部分特征。根据索洛模型的预测可知，经济增长总是收敛于平衡增长路径。而“省直管县”体制的实施就是提高了原来的平衡增长路径。此时，浙江省的经济增长将加速向新的平衡增长路径收敛。但是，收敛的速度会越来越慢。因此，初期的影响较大，随着向平衡增长路径的靠近，影响会越来越小。
其次，模型的处理方法降低了实际的衰减速度。由数据的处理方法可知，不同时间长度的估计结果反映的不是“省直管县”体制在当年产生的净影响，而是几年内影响的算术平均值。算术平均的处理方式(样本扩充处理方式具有类似的效果)会减缓实际效应的消失速度。比如，如果“省直管县”体制的实施在第一、二、三年的净效应分别为3个百分点、4个百分点和2个百分点，并从第四年开始对经济绩效无显著影响。那么，前4年的算术平均影响分别为3个百分点、3.5个百分点、3个百分点和2.25个百分点。可见，这会延缓该体制净效应的衰减速度，但最终还是会因收敛于平衡增长路径而不再具有显著影响(比如估计结果中的第四年与第五年)。
最后，福建省“省直管县”财政体制的逐渐实施可能加速浙江省该体制净效应的衰减速度。福建省进行“省直管县”财政体制的试点后，必然缩小其与浙江省的制度差异，因此会减弱该体制对浙江省的积极效应。福建省是在2004年前后开始试行“省直管县”的财政体制，如果该体制的影响具有一定的普遍性，那么，在对照组样本中包含部分的实验个体，就会显著地降低净效应的估计值。在4年影响模型中，政策实施后是2004—2007年的平均，此时福建省在“省直管县”方面的探索已经进行了2～3年。因此，可能正是因为该体制对福建省的积极作用，才加速了浙江省净效应的降低。如果这种原因存在，那么不仅可以解释该体制在浙江省的效应衰减，而且可以说明该体制的积极效应具有一定的普遍性。因此，有必要通过一定的方式进行检验。
(三)剔除福建省县级市的结果：一种猜测的检验
如果“省直管县”体制在福建省的试点同样具有促进经济绩效的作用，并因此削弱了模型中净效应的估计值，那么将进行试点的样本从对照组中剔除，应该可以显著地提高净效应的估计结果及其显著性水平。由于无法确切地找到2004年前后福建具体在哪几个县进行了“省直管县”的财政体制试点，因此，只能按照通常试点县的选择依据做出猜测。通常情况下，试点县都会选择一些经济实力比较强的县，而经济实力较强的县一般都是县级市。因此，首先将福建省中所有的县级市从对照组样本中剔除。其次，考虑到2003年浙江省的改革主要是针对17个县(市)进行了扩权，因此，不在这17个县(市)中的县级市要么在以前已经具有相应的权力，要么是一直没有相应的权力。不管属于哪种情况，这样的县级市都不算是合格的实验组样本。基于此，将其从实验组样本中剔除。经过如上调整后的样本空间，实验组共有48个样本，对照组共有44个样本，重新估计双差分模型，结果如表2所示。
从表2可以看到，剔除福建省中的县级市样本以后，du×dt的估计系数在时长为4年与5年的模型中发生了显著的变化。首先，在4年时长模型中，原来的估计系数为1.274但不显著，而新的估计结果放大为1.593，而且可以在10％的水平上显著。其次，在5年影响的模型中，原来的估计系数小于0但不显著，而在新的估计结果中，虽然同样不能在10％的水平上显著，但其系数已经变为正的1.395。实际上，在5年时长的估计结果中，du×dt的估计系数的p值已经由原来的0.88提高到了0.15左右。最后，从影响时长为1年、2年与3年的估计结果也可以发现类似的结论。这些结论都足以说明，如果可以准确地去除福建省的试点县，那么就可以有效地排除“省直管县”体制对福建省经济绩效的积极影响，从而可以进一步得到该体制对浙江省的净效应。同时，也从另一个角度说明，“省直管县”体制不仅对浙江的经济绩效具有积极影响，而且对福建省也具有类似的积极影响。因此，“省直管县”体制对经济绩效的促进作用不只是针对浙江省的特例，而是具有一定的普遍性。
(四)稳健性检验
从上面的估计结果可以看到，“省直管县”的体制在3年内都是存在显著的积极效应，而且经过重新筛选后的样本更能够反映出“省直管县”体制对于浙江省经济绩效的净效应。基于此，使用经过重新筛选后的样本，对3年时长的模型进行稳健性检验。重新筛选后的样本空间，实验组共有样本48个，对照组共有样本44个，再加上实施前与实施后的两期观测共计184组数据。稳健性检验方式使用对实验组与对照组样本的随机抽样进行估计，通过比较前后估计结果的一致性来考察估计结果的稳健性。具体而言，从实验组随机抽取38个样本，从对照组随机抽取34个样本。如果模型的估计是稳健的，那么随机抽样的估计结果就不会有明显的波动，也不会与前面的估计结果有较大的差异。考虑到抽样的随机性，将这一操作重复进行4次。最终得到的4组估计结果如表3所示。
从表3中可以看到，4次随机抽样的估计结果与表2中第3列的估计结果十分接近。反映“省直管县”体制净效应的估计系数在原样本中的估计结果为3.857，而且在1％的水平上显著，4次随机抽样的估计结果则介于3.4773与3.8026之间，并且也都在1％的水平上显著。可以看出，随机抽样的估计结果与原样本的结果并无明显差异，因此，可以认为模型的估计结果是稳健的。
五、结论与未来的研究方向
本文通过构造“自然实验”，利用含有控制变量的双差分模型，以浙江省县级区划为实验组、福建省县级区划为对照组，深入检验了“省直管县”体制对县域经济绩效的净影响，并得出以下结论：
第一，“省直管县”体制对县域经济绩效具有显著的促进作用，而且在该体制实施后的第1年就十分明显。数据显示，实施“省直管县”后，浙江各县GDP指数平均增加约4.557个百分点。
第二，“省直管县”体制的积极效应具有一定的持续性，在政策实施后的3～4年内均有显著的积极效应。从算术平均的角度来看，“省直管县”体制在实施后的两年中，平均每年可使浙江省各县的GDP指数增加约5.813个百分点；在实施后的3年中，平均每年可使浙江省各县的GDP指数增加约3.857个百分点；在政策实施后的4年中，平均每年可使浙江省各县的GDP指数增加约1.593个百分点。且以上结果均是稳健的。
第三，剔除福建省试点县的估计结果表明，“省直管县”体制的净效应逐渐减弱，这可能反映了经济向新的更高水平的平衡增长路径收敛的过程，但并不一定说明该体制对经济不存在持续的影响，只是其持续影响并不体现于人均产出的增长率，而是体现于更高水平的人均产出水平。
第四，虽然对“省直管县”体制的检验是以浙江省为实验组的，但剔除福建省试点县以后的检验结论也从另一个侧面说明了该体制对于福建省县域经济绩效具有类似的促进作用。因此，基本可以认为“省直管县”体制对经济绩效的促进作用不是特例，而是具有普遍意义。
本文的研究结论也进一步支持了实施“省直管县”这一制度安排的合理性和有效性，为全面推进省直接管理县的财政改革提供了经验证据。
本文所涉及的内容仍有一些值得进一步思考与深化的地方。首先，当年的“市管县”体制实施前期也取得了非常明显的对经济发展的促进效果，只是到后面才出现问题，而“省直管县”体制是否会重复“市管县”体制曾出现过的错误，还有待进一步的对比研究；其次，本文主要是通过实证方法支持了“省直管县”的合理性，但并未提出如何优化这种体制来长期性地促进经济发展，这方面还有待提出科学可行的政策建议；最后，未来我们将更多关注相关领域改革的实践情况，做好改革效果的跟踪研究和评估。
注释：
①由于数据质量问题，不能使用区县GDP平减指数核算。
②核算存量数据的流量数据使用固定资本形成总额更为合适。但是，由于没有该指标的县级数据，因此使用全社会固定资本投资代替。
③为与其他文献对比，本文也从样本扩充角度使用混合OLS方法进行了估计，结果与算术平均值法结果基本一致。