財政“省直管縣”改革與縣域間財政差距

王 瑋 劉建波

(武漢大學，湖北 武漢 430072)

一、引言與文獻綜述

1994年的分稅制財政體制改革對中國的政府間財政關系進行了重大調整，改革主要針對的是中央-省財政關系；改革后的相當長一段時期內，省際財政差距一度呈現出擴大趨勢。1996年財政部《關于完善省以下分稅制財政管理體制意見的通知》(財地字〔1996〕24號)雖然要求將分稅制改革進一步向市縣延伸，但在分稅制財政體制改革啟動后的10多年間，省以下財政體制改革基本上處于停滯狀態。2002年，《國務院批轉財政部關于完善省以下財政管理體制有關問題意見的通知》(國發〔2002〕26號)，對省以下財政體制改革提出了指導性意見，在官方層面提出要在改革中“逐步縮小轄區內地區間財力差距”。2009年，財政部發布《關于推進省直接管理縣財政改革的意見》，明確提出要在除民族自治地區外全面推進省直接管理縣財政改革的總體目標。據此，“省直管縣”財政體制改革迅速鋪開，到2011年年底，有27個省份的1080個縣(市)實行了“省直管縣”財政體制改革，約占縣(市)總數的54%(1)數據來源：中華人民共和國財政部，《中國財政基本情況(2011)》，經濟科學出版社，2012年版，第24頁。。但在此后的10余年間，財政“省直管縣”改革出現了一些波折，有的省份縮小了財政“省直管縣”改革的試點范圍，有的省份在部分已經實行多年的“省直管縣”財政體制改革的地區又恢復了原有的“市管縣”財政體制，也有省份仍在不斷擴大“省直管縣”財政體制改革的實施范圍。2022年，《國務院辦公廳關于進一步推進省以下財政體制改革工作的指導意見》(國辦法〔2022〕20號)，再次將省以下財政體制推到改革的風口浪尖，只是未再像以前那樣強制性地將“省直管縣”設定為改革的目標。那么財政“省直管縣”改革推行10多年來，到底有沒有縮小轄區內地區間財政差距？這是亟待回答的一個問題，因為它是決定中國省以下財政體制改革下一步走向的重要考量因素。

現有對財政體制與地區間財政差距關系的研究，主要集中于分稅制改革之后。Knight et al.(1999)認為分稅制改革加劇了省級政府間財政差距，而稅收收入是首要影響因素(童錦治 等，2014)。Martinez-Vazquez et al.(2006)、李凌等(2007)、歐陽華生(2007)、郭玲等(2019)等研究了政府間財政轉移支付在解決政府間財政不平衡方面的作用，認為轉移支付對均衡省級政府間財政差距有一定效果，但對不同省份之間財力分配的調節作用有限。張明喜(2006)認為轉移支付總體上沒有達到縮小地區間財力差距的效果，而劉溶滄等(2002)、張光(2013)、Huang et al.(2012)等甚至認為財政轉移支付會加重省際財力不平衡。對于省以下財政體制改革與地區間財政差距的研究，張光(2013)、任超然等(2016)、馬海濤等(2017)等運用不平等指數進行測算，發現轉移支付制度在縣級層面可以緩解財力差距。財政“省直管縣”改革是中國省以下財政體制的一項重大變革，具有一定的財政分權性質，可以帶來政府競爭(Buchanan，1995)，影響地方經濟發展，從而影響地方政府的財政能力。才國偉等(2010)、鄭新業等(2011)、毛捷等(2012)、劉沖等(2014)等認為，財政“省直管縣”改革不僅促進了縣域經濟的發展，也有利于財政能力的增長，但是袁淵等(2011)認為改革與縣域經濟增長沒有顯著正向作用，Li et al.(2016)、賈俊雪等(2011)則認為改革非但沒有改善縣級財政狀況，甚至還加劇財政困難。

總的來看，現有關于財政體制改革與地區間財政差距的研究大多基于省級層面，較少涉及省以下財政體制改革對縣域財政差距的影響，而現有財政“省直管縣”改革方面的研究更多地集中在改革在促進縣域經濟增長和基層財政解困等方面的影響上(賈康 等，2002；劉佳，2011；高軍 等，2012；賈俊雪 等，2013)，少有直接對縣域間財政差距影響的研究。不僅如此，已有有關財政體制改革對地區間財政差距研究大多借助不平等指數進行測算，并未證實財政體制改革與地區間財政差距的因果關系。

基于已有研究，本文利用財政“省直管縣”改革這一準自然實驗探究省以下財政體制改革對地區間財政差距的因果效應，力求為健全省以下財政體制和建立一個“財力協調、區域均衡”的省以下財政關系提供一定的經驗證據。與已有文獻相比，本文的邊際貢獻主要體現在：其一，從實證角度對省以下財政體制改革與地區間財政差距的因果效應進行探討；其二，與已有文獻對財政“省直管縣”改革的研究多以單個省份且多從縣級層面展開研究不同的是，本文以13個省份的地級市為樣本，采用多期雙重差分法研究其在地級市層面的改革效應；其三，為省以下財政體制的建設提供新的經驗證據。

二、機理分析與假說提出

在“市管縣”財政體制下，地級市級政府普遍采取“財力上收、支出職責下移”措施，直接導致縣級政府出現較大的財政缺口；在現實中，上級撥付給縣的資金在經過市級財政進行轉撥時還常常出現被截留、擠占、挪用等現象，這或是加劇了縣級政府財政困難，或是使得縣級政府在可支配財力的獲取上存在較大的滯后性和不確定性。這些影響疊加在一起，無疑會使得縣域經濟發展受到很大的限制。財政“省直管縣”改革正是在這一背景下推出的。不同省份財政“省直管縣”改革的具體制度安排各具特色，但基本做法大體一致：一是實行“省直管縣”財政體制，主要是改變省管市、市管縣的財政管理模式，并未大幅度調整財政收支范圍。二是省對下各項財政轉移支付直接分配到縣(市)，專項補助資金也由省財政部門會同其它職能部門直接分配到縣(市)。三是年終財政結算項目、結算數額，由省財政部門直接結算到縣(市)。四是各市、各縣(市)國庫直接對中央、省報解財政庫款，同時省財政部門直接確定各自的資金留解比例；預算執行中的資金調度，由省財政部門直接撥付到縣(市)(謝旭人，2008)。這一系列舉措不僅提高了縣級政府的可支配財力，也保證了縣級政府獲取財力的及時性和可靠性，從而在相當大程度上促進了縣域經濟的發展(鄭新業 等，2011；毛捷 等，2012)。由于貧困縣在政治經濟方面的話語權相對要弱一些，上級政府撥付的款項被地級市政府截留、擠占、挪用等現象發生得更為頻繁，而各地財政“省直管縣”改革也較多地選擇強市弱縣、財力弱縣作為改革的試點(茹玉，2017)。在這種情形下，財政“省直管縣”改革資金直達舉措促進縣域經濟發展的作用，在貧困縣可能體現得更明顯，從而推動縣域間財政的均衡。

“擴權強縣”是各地省以下財政體制改革過程中普遍推行的舉措，部分或者全部地級市的權利賦予了縣或縣級市。部分經濟管理、項目審批權限的下放，使得縣級政府對本地區經濟發展有了更大的自主權，極大地調動了其發展經濟的積極性，可以使其更加合理地配置自有資源、促進縣域經濟的持續穩健發展。雖然“擴權強縣”有利于縣域經濟增長(才國偉 等，2010)，但對經濟強縣而言，其經濟發展由于趨近于穩態因而上升空間相對有限；對經濟弱縣來說，其發展空間較大，“擴權強縣”可以助力其更好發展，再加上還握有一定的“后發優勢”(2)根據經濟增長趨同理論，發展較為落后的地區，除改革賦予的各項利好政策外，在資源利用、產業布局、資本配置等方面可以借鑒經濟發達地區的經驗，并利用新的生產技術、生產方式等，使得落后地區在經濟發展的合理性和持續性方面較發達地區有一定的比較優勢。，有助其不斷縮小與經濟較強縣域的發展差距，最終使得區域內縣際財政差距縮小(郭艷嬌 等，2018)。

財政“省直管縣”改革中的“資金直達”“擴權強縣”等措施增強了縣級政府采取競爭性舉措的財政能力，再加上省管縣之間的晉升考核，縣級政府間的財政競爭會進一步加劇(王小龍 等，2015；賈俊雪 等，2015)。與市場競爭一樣，政府間競爭也是一把“雙刃劍”，適度的政府間競爭是有利于推動區域經濟和財政走向均衡發展的(羅富政，2016)。

在實行財政“省直管縣”改革之前，地級市政府也常常會采取措施去平衡和協調縣與縣之間的財政利益關系(楊德強，2010)。在實行改革后，部分縣尤其是相對貧困的縣由省級財政來負責其利益關系的協調，需要地級市政府來協調財政利益關系的縣的數量減少，地級市政府在轄區內的財政協調能力相對增強，協調效應會更顯著，市管縣之間的財政利益關系將更為均衡，而被納入“省直管縣”的落后縣，由于省級財政的介入，縮小與市域內經濟強縣之間的財政差距也就成為可能。省、市級政府對相關縣市利益關系進行協調需要有一定的財力支撐，而這是以政府間財力與支出職責劃分過程中一定的財力與事權不匹配為前提的。

基于以上分析，本文提出：

假說1：財政“省直管縣”改革有利于縮小縣域間財政差距，且改革縣比例越高越有利于縮小縣域間財政差距。

假說2：在經濟較強的地級市，財政“省直管縣”改革更有利于縮小縣域間財政差距。

假說3：財力與事權的匹配與地區間財政差距呈非線性(U形)關系，適度的財力與事權不匹配有利于縮小縣域間財政差距。

三、研究設計

本文將各省份自2003年開始實行的財政“省直管縣”改革試點視為一項準自然實驗，并運用準自然實驗方法分析其對縣域間財政差距的因果效應。根據這一目標，對研究涉及的樣本、模型、統計指標和數據進行說明。

(一)樣本選擇

浙江、海南、寧夏三省份較早開始推行財政“省直管縣”改革，其余省份都是在2003年后才逐步開始推行此項改革?？紤]到2002年所得稅分享改革對地方政府財政能力的影響和2009年中央發文確立財政“省直管縣”改革目標的影響，為了更好地識別財政“省直管縣”改革對縣域間財政差距的影響，本文選擇2003—2009年為樣本期。在選定的樣本期內，一共有24個省份進行了財政“省直管縣”改革，其中，浙江和寧夏自20世紀80年代以來就一直在實行“省管縣”財政體制，北京、天津、上海、重慶等4個直轄市和海南省全部縣，河南的濟源市，湖北的天門市、仙桃市與潛江市，新疆的石河子市，實施的也是“省直管縣”財政體制。由于這些縣(市)實行“省直管縣”體制的時間較長，與自2003年開始大范圍實施該項改革的縣缺乏可比性，因而將上述縣市從樣本中剔除。廣東、四川、江西、陜西、甘肅、河南、廣西、貴州、山西等9省份采取的是漸進式改革方式，可能對實證結果產生影響，造成“改革錯覺”，因而也從樣本中剔除(才國偉 等，2010；賈俊雪 等，2015)?；谏鲜隹紤]，本文選擇吉林、黑龍江、遼寧、湖北、福建、江蘇、湖南、云南、內蒙古、青海、河北、安徽和山東等13個省份作為樣本。

(二)方法選擇、模型設定與變量說明

本文采用雙重差分法(Difference-in-Difference，DID)來研究財政“省直管縣”改革與縣域間財政差距的因果關系，這一方法有助于解決遺漏變量和樣本選擇等內生性問題。由于各省份改革的時間各不相同，不能采用傳統的雙重差分法，因而選擇多時點沖擊DID進行實證分析。研究樣本中，若某地級市管轄的縣中有改革縣，作為實驗組，沒有改革縣的則作為對照組，并將各省份開始實施改革的年份視為實施政策時間點。

基準模型如下：

(1)

1.核心解釋變量

借鑒Li et al.(2016)、李廣眾等(2020)對財政“省直管縣”改革研究中的設定，在地級市層面設置財政“省直管縣”改革(reform)和時間(time)兩個虛擬變量，若該地級市至少有一個改革縣，則reform取值為1，否則取值為0；若該年份早于或與該地級市所在省份實行改革的年份相同，則time取值為1(3)若實行改革月份在改革當年6月份之前，則改革當年time取1；若改革月份在改革當年6月份之后，則改革當年time取0。，否則取值為0。虛擬變量財政“省直管縣”改革(reform)與時間(time)的交互項(did)為本文的核心解釋變量，當reform和time兩者同時取1時，核心解釋變量(did)取值為1表示該地級市至少有一個縣在該年已經實施了財政“省直管縣”改革，其他情況取值為0。

2.被解釋變量

變異系數(CV)、基尼系數(GINI)和泰爾指數(GE)是度量不平等和異質性的三種常用指標(Hofman et al.，2004；Rodriguez-Pose et al.，2010；Tsui，2005)?；嵯禂档挠嬎闶腔诖罅咳丝谝约爸С?收入)與不同人口群體之間的關聯，但本文所關注的一個地級市內縣(市)的數量往往有限，因而不宜采用基尼系數來度量縣域間的財政差距。泰爾指數的優勢在于劃分組內差距和組間差距，這與本文要研究的地級市內部的縣域間財政差距不吻合，因而也不是最好的選擇。變異系數能較好地反映各縣(市)政府財政能力在平均值附近的分散程度，是比較均值相差很大的數據集的一個很好的衡量方法，而且它與財政能力的取值單位無關。正因為如此，本文選擇變異系數作為衡量縣域間財政差距的指標。

財政收入、財政支出和財政自給率是衡量地方政府財政能力三個常見的變量。財政收入是財政支出的基礎，與地方經濟發展等聯系緊密，也在很大程度上決定著財政自給率，再加上一般公共預算是財政體制改革的“主戰場”，因此本文選擇一般公共預算收入作為衡量地方政府財政能力的指標。

綜上，本文的被解釋變量為一般公共預算收入變異系數(“財政差距”)。同時，在實證研究中還分別采用一般公共預算支出變異系數、財政自給率變異系數、一般公共預算收入基尼系數、一般公共預算收入泰爾指數來進行穩健性檢驗。

(三)數據來源與描述

本文使用了13個省份2003—2009年的地級市和縣(市)的數據。其中，地級市經濟數據來自《中國區域經濟統計年鑒》，縣域經濟數據來自《中國縣域經濟統計年鑒》，財政相關數據來自《中國財政年鑒》。由于部分地級市只管轄一個縣，無法計算其財政差距，故將此類地級市樣本刪除，最終得到153個地級市觀測樣本，994個觀測值。主要變量的描述性統計見表1。

表1 主要變量描述性統計

表1中列(1)～(4)為實驗組，列(5)～(8)為對照組，可以看到，有改革縣的地級市縣域間財政差距比沒有改革縣的地級市低。具體來看，實驗組的財政差距平均值比對照組低25.5%，無論從經濟意義還是統計意義來看都是一個不容忽視的幅度。

四、實證分析

(一)基準回歸

對模型(1)進行估計，結果如表2所示。其中，列(1)為控制年份固定效應，列(2)為加入城市固定效應，列(3)為加入一系列控制變量?？梢钥吹?，財政“省直管縣”改革顯著縮小了縣域間財政差距，改革使得實驗組轄區內的財政差距比對照組平均縮小了0.046，并且在1%的水平上顯著。簡言之，相對于沒有改革縣的地級市，有改革縣的地級市通過加劇的政府間競爭和強化的協調效應使得轄區內各縣的財政能力進一步均衡，最終縮小了轄區內各縣之間的財政差距。因此，財政“省直管縣”改革有利于縮小縣域間財政差距，假說1前半部分得到驗證。

表2 財政“省直管縣”改革對縣域間財政差距影響的回歸結果

從回歸的其他結果來看，第二產業和第三產業的差異顯著拉大了縣域間財政差距。增值稅和營業稅是政府財政收入的重要組成部分，第二產業、第三產業分別是增值稅、營業稅的重要來源，而各縣之間由于自然資源、產業政策、地理位置等原因導致經濟發展水平不一，最終使得縣域間財政差距擴大。市域內縣的個數對縣域間財政差距產生積極影響，顯著降低了縣域間財政差距，而市域面積對財政差距無顯著影響，說明競爭主體增加導致政府間競爭更激烈，最終降低縣域間財政差距。

(二)穩健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

采用雙重差分法進行政策評估時的一個重要前提是實驗組與對照組在改革前應具有相似的特征，即具有平行趨勢。由于本文采用的是多時點DID，沒有一個確定的時間“斷點”，因此設置一個新的時間虛擬變量event，將各省份改革年份統一設置為event=0，改革的前4年和后4年分別賦值為-4、-3、-2、-1、1、2、3、4，回歸后得到改革的動態效應如圖1所示。

圖1 穩健性檢驗(平行趨勢檢驗)

可以看到，改革前，實驗組和對照組之間縣域間財政差距沒有顯著差異，而在推行改革后有顯著差異，平行趨勢假設得到驗證。此外，還可以看到，財政“省直管縣”改革對縣域間財政差距的縮小作用有一定的持續性，因果效應具有動態異質性，隨著時間的推移，影響程度總體上呈加大趨勢，即財政“省直管縣”改革對縣域間財政差距縮小的效應隨著時間推移而愈發明顯，但是，其邊際縮小效應大體上遞減。隨著改革的逐漸推進，落后縣域經濟不斷發展，逐步縮小與經濟強縣的差距，財政差距不斷縮小。但當落后縣域經濟發展到一定程度，改革舉措釋放的發展“紅利”將越來越小。

2.更換財政差距衡量指標

基尼系數和泰爾指數也是度量不平等的常用指標，因此分別選用各縣一般公共預算收入的基尼系數和泰爾指數作為被解釋變量，回歸結果如表3列(1)、(2)所示。列(1)中被解釋變量為縣際財政能力的基尼系數，列(2)中被解釋變量為縣際財政能力的泰爾指數，可以看到，回歸結果為負，并在1%水平下顯著，與基準回歸結果一致，說明財政“省直管縣”改革縮小縣域間財政差距的結論是穩健的。

表3 穩健性檢驗一

3.更換財政能力衡量指標

政府財政能力的度量，除了一般公共預算收入外，一般公共預算支出、財政自給率也是常用指標，因此分別選用縣域間一般公共預算支出變異系數、財政自給率變異系數作為被解釋變量，回歸結果如表3列(3)、(4)所示?？梢钥吹?，改革顯著降低了縣域間一般公共預算支出差異和財政自給率差距，說明財政“省直管縣”改革縮小縣域間財政差距的結論是穩健的。

4.進一步控制“擴權強縣”改革措施

在“省直管縣”財政體制改革中，部分縣還實施了“擴權強縣”改革措施，本文進一步控制“擴權強縣”改革進行檢驗。設置“擴權強縣”改革虛擬變量kdid，若某地級市在某一年或之后存在“擴權強縣”改革試點縣則kdid=1，否則kdid=0，將變量kdid加入模型(1)中進行回歸。

如表4所示，列(1)為控制“擴權強縣”改革變量，可以看到，控制“擴權強縣”改革后回歸結果沒有明顯變化，依舊顯著為負，且“擴權強縣”改革對地區間財政差距無明顯作用，說明財政“省直管縣”改革縮小縣域間財政差距的結論是穩健的。列(2)為進一步考察地級市中同時存在“擴權強縣”改革和財政“省直管縣”改革即全面“省直管縣”改革對縣域間財政差距的影響，可以看到，全面“省直管縣”改革對縣域間財政差距的影響顯著，且效果更大。這可能是財政“省直管縣”改革下放的財政管理權限和“擴權強縣”改革下放的經濟管理權限對落后縣域經濟的發展和政府間競爭產生了進一步的激勵，最終導致地區財政進一步均衡。

表4 穩健性檢驗二

5.改變樣本量

由于貴州、山西、廣西三省份在選定的樣本期間內只開展了一次財政“省直管縣”改革試點，因而未納入樣本?，F將這三省個份加入樣本進行回歸，由表4列(3)、(4)可以看到，回歸結果依舊顯著為負，驗證了財政“省直管縣”改革縮小縣域間財政差距結論的穩健性。

考慮到省會城市的特殊性，將其從樣本中剔除并再次進行回歸，由表4列(5)可以看到，結果依舊穩健。

6.安慰劑檢驗

為進一步論證縣域間財政差距的縮小是由財政“省直管縣”改革帶來而非來源于不可觀測因素，借鑒 Lu et al.(2017) 的思路，進行安慰劑檢驗。由于各省份開始改革的年份不一致導致各地級市改革的年份不一，因此為各省份隨機選取2003—2009中某一年作為政策改革實施年，隨機重復500次，同時對模型進行反復估計，由此得到核心解釋變量的500個估計系數，核密度分布如圖2所示，基準回歸表2列(3)中實際估計的財政“省直管縣”改革效應系數-0.046在圖2中用虛線標出。由圖2可見，該估計值(-0.046)顯著異于安慰劑檢驗中得到的系數估計值，由此證實財政“省直管縣”改革導致縣域間財政差距縮小的效應并非來源于不可觀測因素。

(三)異質性分析

1.財政“省直管縣”推行比例異質性

不同地級市進行改革的縣數量差異很大，有試點一個縣的，有試點幾個縣的，還有全部縣都進行改革的?？紤]到不同改革比例影響可能不一，為此，引入各地級市改革縣占比變量mdid，將此變量代替模型中的財政“省直管縣”改革虛擬變量，考察不同推行比例的改革效應?；貧w結果如表5列(1)、(2)所示?？梢钥吹?，回歸結果顯著為負，且其系數的絕對值大于基準回歸中的系數的絕對值，說明財政“省直管縣”推行比例越高，則地區間財政差距縮小效果越明顯。改革推行比例高，一方面，由于地級市范圍有限，轄區內各縣之間資源稟賦差異不大，改革縣的增加將進一步加劇市域內的政府間競爭(賈俊雪 等，2015)；另一方面，改革縣越多，市級需協調的縣數越少，協調效應越強，最終將導致轄區內各縣發展進一步均衡，使得地區間的財政差距也隨之縮小。同時，改革推行比例高，更多相對落后縣納入改革，落后縣域經濟發展的趕超作用也更大，也將增強改革縮小財政差距的效果。假說1后半部分得到驗證。

表5 異質性分析

2.經濟強弱異質性

由于各地級市經濟發展水平不一，財政“省直管縣”改革在不同經濟發展水平的地區可能有不同的影響，對縣域財政差距的影響也可能有所不同?，F將地級市的GDP與改革虛擬變量的交互項加入模型進行回歸，回歸結果如表5列(3)所示，可以看到，回歸結果顯著為負，說明經濟發展水平越高的地級市改革的效應越強。進一步地，將地級市按基期2003年經濟水平強弱分為兩組，表5列(4)為經濟水平低于中位數的地級市，列(5)為經濟水平高于中位數的地級市?？梢钥吹?，改革縮小縣域間財政差距的效果是由經濟較強的地級市推動的。經濟發展水平較高的地級市其協調效應在改革后更強，并且經濟發展水平越高，各方面的要素條件等越成熟，其政府間的競爭程度相對越強；而經濟發展水平較低的地級市，由于各種條件的限制其對區域經濟發展的均衡性能動作用較為有限，政府間的競爭也不夠激烈。此外，落后縣要更好地發揮其“后發優勢”，也需要區域內經濟發展較好縣域的成功經驗。因此，財政“省直管縣”改革對地區財政差距的積極作用，需建立在一定的經濟發展水平上。假說2得到驗證。

(四)機制分析

按照前文的機理分析，財政“省直管縣”改革在落后縣域對經濟促進的效果更好，進而使得縣際發展差距縮小。為驗證該渠道，將所有改革縣作為實驗組，未進行改革縣作為對照組，同時控制固定資產投資、社會零售總額、人口、政府支出等影響經濟發展的變量，利用雙重差分法探究改革對縣域經濟發展的作用，回歸結果如表6列(1)所示。然后，將進行改革的縣按照各自改革前一年在該地級市內經濟狀況分為弱縣和強縣，改革前一年的GDP小于該地級市的縣平均值為改革弱縣，大于則為改革強縣，分別以參與改革的強縣和弱縣為實驗組，不進行改革的縣為對照組，以經濟增速為被解釋變量，并控制上述相應變量，運用雙重差分法進行回歸，回歸結果如表6列(2)、(3)所示。同時，分別將包含改革強縣和包含改革弱縣的地級市作為實驗組，不包含改革縣的地級市作為對照組對基準模型(1)進行回歸，回歸結果如表6列(4)、(5)所示。

表6 機制分析——落后縣域經濟趕超作用

從表6列(1)可以看到，相較于未改革縣，改革縣的GDP平均顯著增加11.381億元，就是說，財政“省直管縣”改革在相當大程度上促進了縣域經濟的發展；列(2)回歸結果顯著為正，而列(3)結果不顯著，就是說，改革促進了經濟較為落后縣的經濟增長；列(4)回歸結果為負且顯著，而列(5)結果不顯著，就是說，包含落后改革縣的地級市在改革后顯著縮小了縣際財政差距，而包含改革強縣的地級市效果不顯著。以上回歸結果說明改革使得落后縣域經濟發展更好是改革縮小縣際財政差距的一個影響渠道。

前文機理分析也提到，財政“省直管縣”改革對縣域間財政差距的影響也可能通過縣級政府間競爭(Competition)和地級市政府協調(Coordination)兩個渠道。鑒于此，參照溫忠麟等(2015)，對包括中介變量的回歸模型設定如下：

(2)

(3)

通過回歸模型(2)、(3)來分別識別政府間競爭和地級市協調使得縣域間財政差距縮小的具體機制。本文采用兩兩競爭對應關系數量來衡量市域內的競爭程度，在改革推行后，同一市轄區內存在著省直管縣和市直管縣，由于省直管縣之間的晉升考核等，省直管縣與其他省直管縣競爭激烈程度進一步加劇(賈俊雪 等，2015)。也就是說，省直管縣之間的競爭比其他對應縣之間的競爭更加激烈，因此省直管縣之間競爭程度用雙倍競爭對應關系數來刻畫；而地級市的協調力度則用市直管縣的個數來衡量，市直管縣個數越少，其區域協調的力度或將越強。模型回歸結果如表7所示。

表7列(1)、(2)分別對應模型(2)進行回歸，給出了財政“省直管縣”改革如何影響政府間競爭程度，進而影響縣域間財政差距的結果。也就是說，改革顯著增加了市域內政府間競爭程度，進而對經濟發展、財政能力產生影響，改革中的“資金直達”和“擴權強縣”等措施增強了縣級政府采取競爭性舉措的財政能力，再加上省管縣之間的晉升考核，縣級政府間的財政競爭進一步加劇(賈俊雪等，2015)，最終縮小了縣域間的財政差距；列(3)、(4)分別對應模型(3)進行回歸，給出了財政“省直管縣”改革如何影響地級市協調力度，進而影響縣域間財政差距的結果，也就是說，改革使得需要地級市政府協調管理的縣減少，地級市政府的協調力相對加強，協調發展的效應得到進一步發揮，縣域間發展更趨均衡，財政差距縮小。

表7 機制分析——政府間競爭與地級市政府協調

(五)進一步分析

“省直管縣”財政體制改革的一個重大關切問題是政府間財力與事權匹配問題(周波，2010)，財力與事權匹配也是近年來財政學界重點討論的問題?？紤]到上級政府對所轄下級政府間的協調效應，其掌握一定的多于其事權的財力是有必要的，為此，本文進一步探討上級政府財力與事權的匹配關系對轄區內財政差距的影響。

參照馮俊誠(2020)對財力與事權不匹配度的度量，設置變量Mismatch表示地級市政府的財力與事權不匹配度，計算公式如下：

將變量Mismatch代替模型(1)中的核心解釋變量，并采用雙向固定效應模型：

(4)

表8列(1)回歸結果顯著為負，說明地級市政府財力與事權不匹配將降低縣域間財政差距。這也進一步驗證了地級市政府的協調效應。列(2)加入財力與事權不匹配度的平方項，其系數顯著為正，說明地級市政府財力與事權不匹配度對縣域間財政差距的影響為非線性的，具體為U形關系，也就是說，一定程度的財力與事權不匹配度會顯著縮小縣域間財政差距，但是當財力與事權不匹配度上升到一定程度時，也會擴大縣域間財政差距。當上級政府集中過多的財政收入時，雖然其協調能力加強，但是轄區內各經濟主體將缺乏發展自身經濟的激勵，競爭能力較弱，從而使得經濟原本發展較好的縣發展更好，而經濟較落后的縣發展更差，最終擴大縣域間財政差距。因此，適度的財力與事權不匹配有利于縮小地區間財政差距，過大將導致更大的財政差距。假說3得以驗證。

表8 財力與事權不匹配影響

五、結論與政策建議

本文將各省份自2003年開始實行的財政“省直管縣”改革試點視為一項準自然實驗，以中國13個省份的地級市為樣本，采用多期雙重差分法，探究財政“省直管縣”改革對縣域間財政差距的因果效應。研究發現：

第一，財政“省直管縣”改革對縣域間財政差距的縮小產生了積極的影響。也就是說，相對于沒有進行改革縣的地級市，財政“省直管縣”改革顯著縮小了有改革縣的地級市縣域間財政差距。

第二，改革縣比例更高和經濟實力更強的地級市縣域間財政差距縮小的效果更明顯，激活了縣域尤其是較落后縣域的經濟發展活力。

第三，地級市適度的財力與事權不匹配縮小了縣域間財政差距。

由以上結論，得到如下政策啟示：

首先，繼續擴大“資金直達”的范圍，尤其是要將更多的財政弱縣納入“資金直達”的改革中來，同時規范上級政府對下級政府的資金撥付流程，增強透明度，確保資金能夠直達實際承擔事權支出的政府，為最終建立一個“區域均衡”的省以下財政關系奠定基礎。

其次，將合理劃分省、市、縣之間事權與支出職責的改革放在優先位置，而不是一味地強調和推進“強縣擴權”。同時，也應進一步關注因“強縣擴權”而加劇的政府間競爭對社會經濟產生的影響，尤其是要盡量避免惡性競爭帶來的負面影響。

最后，不應忽視政府間財力與事權一定程度不匹配的積極作用，適度的財力集中，有助于上級政府發揮其利益協調作用；為更好地實現協調效應，可以考慮將轄區內區域財政經濟協調發展納入一級政府的政績考核體系。

此外，為保障現有財政“省直管縣”改革成效并進一步縮小地區間財政差距，省級政府應出臺現有省管縣與所在地級市合作規范，強化省管縣與地級市之間的協調配合。