省直管县财政体制改革能否提高人民公共服务水平_基本公共服务均等化论文

省直管县财政体制改革能否改善民生性公共服务，本文主要内容关键词为：体制改革论文,公共服务论文,民生论文,财政论文,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。

       一、引言

       在中国式财政分权的制度环境下，地方经济的良性循环发展离不开合理的地方政府治理结构。由于财政是国家治理的基础和重要支柱，因而财政体制对于构建科学的地方政府治理结构至关重要。二十世纪八十年代以来，我国省以下地方政府逐渐形成“省—市—县”的纵向政府管理体制。虽然市管县体制在推动城乡一体化初期发挥了关键作用，但随着经济社会发展，该体制的弊端也逐渐显现，主要体现为地市级政府集中财政资源发展市辖区，导致县级政府财力不足，县域经济发展受到严重制约。为了加快县域经济发展，安徽等一些省份自2004年开始以财政体制为突破口，实行省直管县改革。2009年财政部也提出：2012年底前，力争全国除民族自治地区外全面推进省直接管理县财政改革。①近十年来，我国省以下的纵向财政层级经历着“省—市—县”向“省—县”的重大转变：市管县的财政关系被逐渐取消，省与县建立起直接的财政联系。

       省直管县财政体制改革的主要目标是通过精简纵向财政层级结构，理顺财政分配关系，缓解县级财政困难，加快县域经济发展。改革至今，省直管县财政体制在激发县域经济活力上发挥了一定的积极作用，改革县的经济增长速度相比于未改革县得到显著提高。[1][2][3]但这不足以说明改革很好地实现了“加快县域经济发展”的目标，因为县域经济全面发展不仅包括GDP增长率的提高，还应包括人民生活质量的提升。在中国特有的财政分权和政治集权体制下，地方官员受到财政收入分成和政治晋升双重激励的影响，为了刺激经济快速增长容易产生“重建设轻民生”的行为偏差，即热衷于基础设施建设的投入而忽视民生性公共物品的提供。[4][5]这种经济增长方式忽视了社会居民福利的提升，不能算作真正意义上的经济发展。十七大以来，中央政府已经深刻意识到民生的重要性，明确提出加快推进以改善民生为重点的社会建设，十八届三中全会更进一步提出：紧紧围绕更好保障和改善民生，推进基本公共服务均等化。

       然而，目前从民生性公共服务视角关注省直管县改革效应的文献并不多见。大多数学者从管理效率角度定性地分析改革的利弊，一方面基于委托代理理论，认为改革缩减了财政层级，从而减少资金调度时间和项目审批程序，使财政工作效率得以提高，另一方面指出改革会带来省级监管工作量加大、市扶持县激励减弱以及“两个婆婆”②等诸多问题。[6][7][8]还有一些学者定量地分析改革对经济增长和财政收支产生的影响，才国伟和黄亮雄使用2000-2007年全国县级数据，运用系统GMM估计方法发现，省直管县财政体制改革显著提高了地方财政支出和经济增长速度。[1]毛捷和赵静利用中国2000-2007年县级数据经过实证分析发现，“省直管县”财政改革有利于县级地区经济增长和财力增长。[2]王等人(Wang et al.)、陈思霞和卢盛峰是为数不多从民生性公共服务视角实证研究改革效应的学者。[9][10]王等人基于河南省108个县1999-2008年的数据，采用双差分方法表明改革对公共教育支出产生了负面效应。[9]陈思霞和卢盛峰基于2002-2007年全国县级数据，发现省直管县改革显著降低了教育医疗等民生性服务支出占比。[10]但是这两篇文献均没有校正实施改革潜在的选择性偏差(selection bias)问题，可能会降低结论的可靠性。

       为解决这一问题，本文基于全国县级面板数据，以医疗和教育两类民生性公共服务为研究对象，运用基于倾向得分匹配的双重差分法(difference-in-difference propensity score matching，PSMDID)校正选择性偏差，更科学地估计省直管县财政体制改革对民生性公共服务产生的影响。另外，本文将进一步考察省直管县财政体制改革在不同省份、不同年份产生的影响，以研究改革的省份异质性效应和年度趋势效应。

       二、改革背景与内容介绍

       新中国成立以来，我国先后实行“中央—大区—省—县”和“中央—省—县”政府层级结构，地区行政公署仅仅作为省的派出机构而非一级政权机构。1982年，中央为了发挥中心城市带动周边县发展的辐射作用，逐渐开展“市管县”体制改革，将地区行政公署转变为一级政权机构。至1994年年底，我国大部分省份都已经实行“市管县”管理体制。不过随着经济社会的发展，“市管县”体制逐渐显露出难以克服的弊端：市级政府重区轻县，阻碍城乡资源合理配置；政府层级过多导致交易成本增加，造成行政管理效率低下；市截留和挪用拨给县的转移支付补助，导致县级政府普遍陷入财政困境，公共服务供给严重不足。[8][11]为了使县域经济摆脱发展困境，一些省份开始自发地寻求制度变革，首先表现为财政体制上的省直管县改革。之所以选择财政制度作为改革突破口，一方面由于行政体制改革关系重大，需要中央统筹安排，而财政体制改革的阻力相对较小；另一方面在于浙江省省管县财政体制的良好示范作用，该体制一直被认为是浙江省县域经济发展在全国领先的重要原因。③安徽和湖北最早于2004年实施省直管县财政体制改革，随后河南、江西、山西、陕西等省份先后展开改革试点。由图1可知，2004年至2007年，省直管县财政体制改革的省份个数从3个增加至10个，改革县个数从114个增加至332个，改革县占全国所有县级行政单位(不包括市辖区)的比重从5.67％增长至16.58％。④

      

       图1 2004-2007年实施改革省份及改革县的数目变化图

       由于各省自发实施省直管县财政体制改革，中央政府并未进行统一布局指导，因此不同省份依据本省县市的特点采取了不同的改革路径。一种是在全省范围内(除少数特殊县外)一次性全面实施改革的路径，安徽省、湖北省、吉林省和江苏省采取了这种“一次性”改革路径。⑤另一种是先选择部分县进行试点然后逐步推广的“渐进式”改革路径，河南省、江西省、山西省、陕西省、青海省和甘肃省选择了这一路径。⑥尽管各省的改革措施不尽相同但基本内容较为一致，主要包括以下几个方面：(1)国税和地税收入指标由省级财政直接分解下达到县，县将收入直接上解给省级财政；(2)财政转移支付和其他补助资金由省级财政直接划拨给县；(3)各项上解和补助的基数由省级财政直接对县核准，年终直接与县进行资金结算；(4)县举借的国际贷款、国债转贷资金和中央财政有偿资金等，直接向省级政府承诺偿还。

       三、计量策略

       本文关心的是省直管县财政体制改革对民生性公共服务的因果处置效应(causal effect)。由于现实中只能观测到一个县处于改革或者未改革某一种状态的结果，因此需要借助非改革县构造反事实结果来识别改革效应。但是，由于省直管县改革是一个由一系列因素决定的内生选择过程，因而简单地将改革县与非改革县进行对比又会带来选择性偏差问题。⑦鉴于此，本文采取基于倾向得分匹配的双重差分法(PSM-DID)，估计省直管县财政体制改革对民生性公共服务的影响。该方法的优势在于结合了双重差分法(DID)和倾向得分匹配法(PSM)两者的优点。传统DID方法通过双重差分可以控制住不可观测的共同冲击因素(如中央政府改善民生的政策)和个体间不可观测的差异(如地势地貌、历史文化)，但是它无法克服选择性偏差问题。PSM方法虽然基于倾向得分为处置组找到特征近似的控制组与之匹配，确保改革的随机性从而消除选择性偏差，但是它无法控制住个体间不随时间变化的不可观测差异。PSM-DID方法有效地将二者进行优势互补，既解决了选择性偏差问题，也消除了个体间的不可观测差异。基于这一方法的基本原理，省直管县财政改革对民生性公共服务因果处置效应的估计表达式为：[12][13]

      

       其中，

表示评价因果处置效应的一种指标，即处置组平均处理效应(average treatment effect on the treated，ATT)。⑧PGC为省直管县财政体制改革哑变量，实行省直管县财政改革的县该变量赋值为1，否则赋值为0。

分别表示改革县(处置组)和非改革县(对照组)的民生性公共服务水平。

为事前时点，

为事后时点，本文选取2002年和2007年分别作为事前和事后时点。⑨P(X)表示倾向得分即改革实施概率，需要通过Probit模型估算得到。S表示倾向得分的共同支撑域(common support)，意味着式(1)必须在共同支撑域内对

进行估算。赫克曼等人(Heckman et al)和莱希纳(Lechner)指出，如果违反了共同支撑条件(common support condition)，意味着落在共同支撑域外的样本较多，基于共同支撑域S估算出的平均处理效应

仅为一个子集效应，不具有准确性和代表性。[12][14]

表示在不同匹配方法下为对照组选取的权重方程，本文采取的匹配方法包括k个最近邻域法、半径匹配法、核密度匹配法。值得一提的是，不管采取何种匹配方法，匹配后的处置组和对照组样本必须满足条件独立分布假设(conditional independence assumption，CIA)。⑩[15]

为处置组的样本数，E为期望算子。

       对于倾向得分P(X)的估算，本文构建了如下形式的Probit模型：(11)

      

       式(2)中，因变量为改革哑变量

为一组影响改革实施概率的特征变量。

的选取原则是：根据以往的理论实证文献与改革实施特点，同时影响

的变量必须归纳到倾向得分模型；

中至少含有一个特征变量对

产生影响但对

不产生影响。[16][17]依据这两项原则，笔者选取了以下特征变量：(1)实际人均GDP，以考虑县域经济发展水平对改革概率的影响；(12)(2)第一产业和第二产业增加值分别占GDP的比重，以控制县域产业结构带来的影响；(3)城镇化水平(城镇人口占总人口的比重)，以捕捉县域城镇化发展程度的影响；(4)2009年中央提出要将粮食生产大县纳入省直管县财政体制改革范围，因此本文选取了人均粮食产量(每万人的粮食产量)，以捕捉其对改革概率的影响；(13)(5)人口密度(总人口除以县域面积)，以控制公共物品提供的规模效应；(6)为了捕捉县级政府的财政特征，笔者选取了一系列财政变量——自有财政收入规模(县本级财政收入占GDP的比值)、财政收入分权、财政支出分权(14)[18]和财政供养人口规模(财政供养人口占总人口的比重)。为了确保这些变量不受改革影响，本文均采用2002年的事前时点值加以度量。[13][19]下文还将对样本匹配质量进行平衡性检验(balancing test)，以检验上述

变量的选取是否合理。

       四、数据描述

       本文使用的数据主要来源于《全国地市县财政统计资料》，该统计资料包含了我国2800多个县级行政单位(包括县、县级市和市辖区)最为全面的财政数据和一些重要的经济数据，例如财政总收入和总支出、各项财政明细支出、国内生产总值、财政供养人口等数据。另外，本文其他的社会经济数据来自于《中国县(市)社会经济统计年鉴》、《中国统计年鉴》和各省份统计年鉴，例如各县的地理面积、总人口、粮食产量等数据。省直管县财政体制改革的详细信息来自各级省政府颁布的改革实施文件。

       在估计改革效应之前，本文对原始样本进行了一些调整：(1)由于县级数据大量缺失，所以本文剔除了西藏自治区的所有样本；(2)市辖区在经济发展水平、财政自主权和获得市级扶持等方面与县和县级市有明显不同，因此本文剔除了市辖区样本；(3)笔者以2007年县级行政区划为基准，剔除了2000-2007间行政区划发生变化的县级样本；(4)为了确保所有样本在事前时点处于同一状态(在2002年实行的均是市管县财政体制)，本文剔除了北京、天津、上海、重庆四个直辖市和海南省下辖的所有县，以及河南的济源市、湖北的天门市、潜江市、仙桃市和新疆的石河子市，(15)而且还剔除了一直在财政体制上实行省管县的浙江省和宁夏回族自治区下辖所有县；(5)由于“渐进式”改革路径可能会产生“改革错觉”(即省级政府为了确保改革的顺利实施会给予试点县特殊的政策支持，或是地市级政府为了确保自身利益会加大对辖区内非试点县的攫取)或者带来“交互影响”(即试点县实施改革会对同一省份非改革县的政府行为产生影响)，(16)[20]所以本文亦剔除河南省、江西省、山西省、陕西省、青海省和甘肃省这6个“渐进式”改革省份的样本，在基准模型中仅把选取“一次性”改革路径的安徽省、湖北省、吉林省和江苏省作为改革省份进行估算。(17)经过上述处理，本文最终使用的样本是1330个县2002年和2007年的非平衡面板数据，其中193个样本为改革县即处置组(2002-2007年间进行了省直管县财政体制改革)，1137个样本为非改革县即对照组(2002-2007年一直实行市管县财政体制)。最后，笔者对所有变量剔除了小于1％和大于99％分位数的观测值，以消除异常值造成的影响。

       民生性公共服务是本文重点关注的变量。鉴于县级数据变量十分有限且较难获取，本文仅从医疗和教育方面，选取了人均医疗床位数、公共医疗支出占总支出比重、中小学生占总人口比值和公共教育支出占总支出比重这4个指标对民生性公共服务水平加以度量。(18)由表1可知，改革县与非改革县的民生性公共服务在改革前后呈现出不同的变化情况。在医疗方面，改革县人均医疗床位数2002-2007年的增幅为2.19个百分点，略大于非改革县的增幅(1.70个百分点)，而改革县的医疗支出比重上升了1.28个百分点，略小于非改革县的增幅(1.60个百分点)。另外，在教育方面，改革县的中小学生数比值和教育支出比重分别下降了3.02个百分点和3.94个百分点，下降幅度较非改革县更为突出(非改革县分别下降了2.13个和2.39个百分点)。需要注意的是，由于存在选择性偏差问题，通过简单对比改革县与非改革县来估计改革效应会导致结果偏差，因此需要采用PSM-DID方法以科学评估改革对民生性公共服务的影响。

      

       五、计量结果分析

       (一)Probit估算结果与平衡性检验

       首先，对式(2)Probit倾向得分模型进行估算。表2的第2列显示，城镇化水平、人均粮食产量、人口密度、财政收入分权和财政支出分权的回归系数以及卡方检验统计量均具有统计显著性，表明X[t[，0]][，i]整体上对省直管县财政体制改革实施概率有较强的解释力，证实了一个县是否进行改革并非外生随机的而是由一系列因素决定的内生过程：一个县的城镇化水平、人均粮食产量越高，人口密度、财政收入分权越大且财政支出分权越小，该县实施改革的概率越大。基于表2各变量的回归系数，可以预测出每个县的倾向得分。图2给出了改革县和非改革县的倾向得分密度分布图。此图显示，改革县与非改革县的倾向得分大多位于(0.0，0.6)区间内，二者分布区间范围几乎重合，共同支撑域条件得以满足。(19)

      

       图2 改革县与非改革县的倾向得分密度分布图

       进一步，笔者基于倾向得分对改革县和非改革县进行匹配。本文主要采用了3类匹配方法——K个最近邻域匹配、半径匹配和核密度匹配，并且对同一方法尝试不同的参数设定，从而确保改革效应估算结果的稳健性。(20)[13]本文在使用K个最近邻域匹配方法时，允许重复匹配并且尝试了K等于1和10，邻域为0.05和0.1的设定；使用半径匹配方法时，尝试了半径为0.01，0.05，0.1和0.15的设定；采用核密度匹配法时，尝试了Epanechnikov和Gaussian核函数以及带宽为0.03和0.06的设定。

       处置组与对照组匹配完成后，需要进行平衡性检验，以确认样本满足条件独立分布假设，从而保证改革的随机性。首先，笔者对各个特征变量在处置组和对照组的样本均值进行T检验。表2第5列显示T检验的P值都大于0.1，说明特征变量的均值在两组之间不存在显著差异，满足条件独立分布假设。其次，测算各变量的标准化差异(standardized bias)和相比于匹配前的降幅。(21)[21]表2第6列～第7列显示各变量的标准化差异绝对值在0.8～5.4之间，相比于匹配前大幅度下降，降幅最大值高达97.9％，最小值也达到77.3％，这表明匹配质量很高，处置组和对照组的差距大幅缩小。最后，对匹配后样本再次进行Probit回归，结果显示相比于匹配前的Probit回归，R[2]和卡方检验统计量都显著降低，说明处置组和对照组的特征变量总体上不再具有明显差异。[22]综上所述，平衡性检验表明模型设定和匹配方法都十分合理，选择性偏差得以有效校正。

      

       (二)省直管县财政体制改革的因果效应分析

       通过平衡性检验后，笔者依据式(1)估算省直管县财政体制改革对民生性公共服务的因果处置效应。表3给出了K个最近邻域匹配、半径匹配和核密度匹配在不同参数设定下的估计结果，这些结果差别甚微，说明改革效应具有较好的稳健性。表3第3列～第4列表明，在公共医疗服务方面，改革对人均医疗床位数不具有明显影响，但对医疗支出比重产生了显著的负面影响，这一负面效应的估计值处于-0.506～-0.578之间，均值为-0.544，说明改革使医疗支出比重下降了0.544个百分点。相比于在事前时点改革县医疗支出比重的均值4.66％(见表1)，改革导致医疗支出比重下降了11.67％。表3的第5列～第6列显示，在公共教育服务方面，改革对中小学生数占人口比重具有一定的负面影响虽然这一影响的显著性较弱，另外改革导致教育支出比重平均下降1.181个百分点，较改革之前下降了4.19％(在事前时点改革县教育支出比重的均值为28.17％)，略低于医疗支出比重的降幅。总体而言，省直管县财政体制改革对医疗和教育两类民生性公共服务都产生了明显的抑制作用。究其原因，在于改革后财政治理结构扁平化使县级政府的横向竞争对手激增，强化了横向竞争激励，从而加剧了县级政府为增长而竞争的支出行为偏差，即更热衷于推动经济快速增长的基础设施投资，却忽视了与社会民生紧密相关的医疗和教育公共服务。[23]

      

       (三)改革对民生性公共服务的异质性效应和年度效应

       接下来本文将对省直管县财政体制改革的异质性效应和年度效应进行分析。首先，笔者将安徽省、湖北省、吉林省和江苏省分别单独作为处置组，以分析在不同省份改革对民生性公共服务效应的异质性。表4显示，安徽省的改革导致教育支出比重显著地下降了4.190个百分点，但对其他民生性公共服务指标未产生明显影响；在湖北省改革显著降低了人均医疗床位数和医疗支出比重；吉林省的改革增加了中小学生数占人口比重，但江苏省的改革导致中小学生数占人口比重降低了2.122个百分点。异质性分析结果说明，由于各个省份的社会经济特征差别较大，因此不同省份的省直管县财政体制改革对医疗和教育公共服务产生的效应不完全一样。这意味着在未来改革过程中，各省政府应该因地制宜地探索适应本地情况的改革措施，以扭转改革对民生性公共服务的抑制作用。

      

       其次，笔者以2004年已经实施改革的安徽省和湖北省作为处置组，以第t-1年为事前时点，第t年为事后时点，考察省直管县财政体制改革2004-2007年的年度效应。由表5可知，改革对医疗支出比重的影响起伏较大，但依旧未改变改革对医疗支出产生负面效应的趋势；中小学生数占人口比重在改革前两年未发生明显变化，但在改革后两年出现了明显的降幅；教育支出比重在改革当年有所增加，但在2005-2007年每年都有所下降。综上所述，省直管县财政体制改革对民生性公共服务的抑制效应具有一定的时滞性，在改革当年这一效应并不明显，而是在第二年及以后年份才逐渐显现。

      

       六、结论及政策建议

       省直管县财政体制改革是近十年来省级政府采取的理顺政府间财政关系，加快县域经济发展的重要举措。已有文献证实省直管县财政体制改革有利于激发县域经济活力从而提高经济增长速度，但是该项改革是否有利于改善民生性公共服务尚未引起学术界的普遍关注。鉴于民生性公共服务是关乎经济长期发展和社会长治久安的重要因素，本文基于全国县级数据，采用PSM-DID方法，以医疗和教育为研究对象，分析了省直管县财政体制改革对民生性公共服务的影响。实证结果表明，省直管县财政体制改革总体上对民生性公共服务产生了抑制效应。具体而言，在医疗服务方面，改革对人均医疗床位数影响不明显，但导致医疗支出比重下降了0.544个百分点，降幅达11.67％。在公共教育方面，改革对中小学生数占人口比重产生了一定的负面影响，而且导致教育支出比重平均下降了1.181个百分点，较改革之前下降了4.19％。此外，本文通过对改革效应进行异质性分析发现，在不同省份改革对民生性公共服务产生的影响具有差异性。而且年度效应分析表明改革效应具有时滞性，其对民生性公共服务的抑制效应在改革的第二年及以后年份才显现出来。

       上述研究结论对于在全国推广省直管县财政体制改革甚至行政体制改革具有借鉴意义。第一，省级政府在开展省直管县改革的同时，应构建包含民生在内的多目标考核体系来引导县的财政资金投向，激励县级政府将资金投往民生性公共服务领域。第二，由于各省的经济社会特征不同，所以在全国推广省直管县改革时不应该实行“一刀切”，应因地制宜地采取差异化的改革模式，以最大化省直管县改革对民生性公共服务乃至整个社会经济的正面效应。最后，改革对社会经济的影响具有时滞性，因此在省直管县改革试点后应该充分评估改革的长期效应，从而为未来优化改革方案提供可靠依据。

       感谢匿名评审人提出的修改建议，笔者已做了相应修改，本文文责自负。

       注释：

       ①参见《关于推进省直接管理县财政改革的意见》(财预[2009]78号)。

       ②“两个婆婆”问题是指县政府在财政方面接受省政府管理，但在经济发展、行政人事等方面依然服从市政府安排，省和市的政策难免不匹配，从而导致县级政府工作效率降低。

       ③浙江省自1982年以来，虽然在行政上变为“市管县”体制，但在财政上一直实行“省直管县”体制。2002年，浙江省有24个县入围全国百强县，2003年增加到27个，2004年和2005年增加到30个，连续4年百强县数目全国第一。

       ④根据《中国统计年鉴》，2004年全国除市辖区以外所有县级行政单位的数目为2010个，2007年这一数目为2003个。

       ⑤2004年1月，安徽省在全省57个县(除马鞍山市、铜陵市、淮南市和淮北市所辖4个县外，因为马鞍山市、铜陵市、淮南市和淮北市都只管辖一个县)全面实施了改革；同年4月，湖北省在全省52个县(除恩施自治州所辖8个县外)进行改革；2005年7月，吉林省在33个县(除延边自治州所辖8个县外)推行改革，江苏省也于2007年全面实施了改革。

       ⑥2004年5月，河南省在巩义市、项城市、永城市、邓州市和固始县5个县进行试点；江西省在2005年1月选取21个国家扶贫工作重点县进行试点，2007年又增加了38个试点县；山西省和陕西省于2006年底分别在35个和15个县进行试点，青海省和甘肃省在2007年选取了9个和16个试点县。

       ⑦通过研读政府文件发现，采取渐进式改革路径的省份是依据经济和财政状况选择试点县(例如江西省和山西省选取国家扶贫工作重点县进行试点)，而一次性改革路径的省份也是基于自身经济社会和财政状况等一系列因素而做出改革的决策。因此，省直管县财政改革并非具有外生随机性。

       ⑧除了ATT以外，评价政策因果处置效应的指标还包括ATU(average treatment effect on the untreated)和ATE(average treatment effect)，本文更加关注的是处置组改革效应，因此选用ATT指标。

       ⑨笔者之所以将2002年而非2003年作为事前时点，是因为省直管县财政体制改革自2004年开始实施的，这样处理可以减少改革预期效应造成的估算偏差。本文可获得数据的最新年份为2007年，因此以2007年作为事后时点以最大化改革县样本量。另外，笔者也尝试了将2000年和2001年作为事前时点，结果没有出现显著差异。

       ⑩条件独立分布假设是指，在给定倾向得分的条件下，民生性公共服务水平与是否实施改革之间是独立的。满足CIA意味着改革是条件外生的，选择性偏差得以校正。下文将对匹配后样本是否满足CIA假设进行平衡性检验。[15]

       (11)估算倾向得分时，本文也尝试采用了Logit模型，结果与Probit模型并无明显差异。

       (12)利用省份消费价格指数(1978年为基期)和县域人口由县域名义GDP折算得到实际人均GDP。

       (13)具体参见《中共中央国务院关于2009年促进农业稳定发展农民持续增收的若干意见》(中发[2009]1号)。

       (14)财政收入(支出)分权用人均县本级财政收入(支出)/(人均中央财政收入(支出)+人均省本级财政收入(支出)+人均地市本级财政收入(支出)+人均县本级财政收入(支出))加以度量。[18]

       (15)河南济源市、湖北天门市、潜江市、仙桃市和新疆石河子市在省直管县改革前就一直由省级政府直接管辖。

       (16)因本斯和伍尔德里奇(Imbens and Wooldridge)指出，处置组和对照组之间的交互影响会导致估算结果偏差。[20]笔者认为，相比于不同省份的县，同一省份内的县更容易彼此影响。

       (17)笔者也尝试在样本中包含采取渐进式改革路径的省份样本进行稳健性分析，其结果不改变本文的主要结论。

       (18)社会保障是民生的一个重要方面，但由于缺乏县级社会保障的相关数据，所以本文未对社会保障公共服务进行分析。

       (19)本文在运用半径匹配法并设定半径为0.01时有1个样本落在共同支撑域之外。除此以外，运用其它匹配方法时共同支撑域样本等于总样本数，意味着没有样本落在共同支撑域外。

       (20)卡利恩多和科派尼希(Caliendo and Kopeinig)指出，没有哪一种匹配方法或参数设定具有绝对优势或适用于所有情况，它们都面临着无偏性和有效性之间的权衡。[13]

       (21)本文依据的是罗森鲍姆和罗宾(Rosenbaum and Robin)提出的标准化差异计算公式：

。[21]

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