省直管縣改革、財(cái)政自給率與縣級政府財(cái)政支持能力提升

省直管縣改革、財(cái)政自給率與縣級政府財(cái)政支持能力提升

1.為縣級政府財(cái)政緩解財(cái)政困難金融能力是政府建設(shè)的重要組成部分，也是政府績效提升的重要因素，對地方政府具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。財(cái)政能力是決定政府治理能力的核心變量,而財(cái)政自給能力是衡量財(cái)政能力的主要標(biāo)準(zhǔn)。財(cái)政自給率是衡量財(cái)政自給能力的核心指標(biāo),反映了政府財(cái)政一般預(yù)算的自收自支水平?？h是中國迄今延續(xù)時間最長的行政建制之一,也是政府管理承上啟下的重要樞紐,對于整個中國的治理與繁榮至關(guān)重要。有資料顯示,1990—2009年中國各級政府財(cái)政自給率發(fā)生了顯著變化,特別是在1994年分稅制改革以后,中央政府的財(cái)政自給率一躍而起,達(dá)到1.66,近幾年則在2.4的高位徘徊。然而,與之形成鮮明對比的是,地方政府的財(cái)政自給率一落千丈,從分稅制改革前的1.0左右跌落為近些年的0.6左右。其中財(cái)政自給率最低的是縣級政府,近幾年一直維持在0.4~0.5。由此可以看出,在五級政府序列中,縣級政府財(cái)政自給能力最差,已經(jīng)到了不得不改的迫切境地。縣級財(cái)政自給能力低下使得地方政府公共財(cái)政支出捉襟見肘,許多地方政府淪為“吃飯財(cái)政”,財(cái)政收入僅能滿足政府機(jī)關(guān)辦公支出,對于區(qū)域發(fā)展和公共物品供給等有心無力,嚴(yán)重影響了地方經(jīng)濟(jì)社會綜合發(fā)展?？h鄉(xiāng)財(cái)政困難已成為經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中比較突出的問題,不僅影響城鄉(xiāng)和區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展,而且影響基層政權(quán)穩(wěn)定。如何為縣級政府財(cái)政解困,成為近年來學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)問題。許多學(xué)者指出分稅制是導(dǎo)致縣級財(cái)政自給能力弱化的主要原因,由此產(chǎn)生縣級財(cái)政困境。而如何實(shí)現(xiàn)縣級財(cái)政解困就成為提升政府財(cái)政能力和治理能力的重要課題。盡管縣級政府財(cái)政困難的成因是多樣的,但財(cái)政體制創(chuàng)新一般被認(rèn)為是縣鄉(xiāng)財(cái)政解困的重要手段。在所有財(cái)政體制創(chuàng)新的選擇中,省直管縣的政策目標(biāo)之一即是提高縣級政府的財(cái)政自給能力。因此,省直管縣改革被認(rèn)為是縣級財(cái)政解困的重要手段。省直管縣改革最初始于地方政府的自發(fā)性創(chuàng)新。1992年浙江省出臺《關(guān)于擴(kuò)大十三個縣市部分經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限的通知》(浙政發(fā)169號),由此拉開我國省直管縣改革的序幕。其后浙江省又進(jìn)行了四次改革試點(diǎn),省直管縣改革使浙江省一躍成為中國縣域經(jīng)濟(jì)最發(fā)達(dá)的省份。浙江省改革取得的顯著成效促使財(cái)政部從2002年開始在全國范圍內(nèi)推行省直管縣財(cái)政體制改革的試點(diǎn)工作(1),旨在通過對省、市、縣財(cái)政關(guān)系的重新調(diào)整,擴(kuò)大縣級財(cái)政的自主權(quán)并增強(qiáng)縣級財(cái)政的可支配收入,切實(shí)推進(jìn)縣級財(cái)政解困。2003年以來,江西、吉林、山東、安徽等省份陸續(xù)進(jìn)行省直管縣改革試點(diǎn),全國各地的試點(diǎn)工作也漸次展開。2005年初,財(cái)政部印發(fā)《關(guān)于切實(shí)緩解縣鄉(xiāng)財(cái)政困難的意見》(財(cái)預(yù)5號)的通知,明確提出“各省(自治區(qū)、直轄市)要積極推行省對縣財(cái)政管理方式改革試點(diǎn)”。同年6月,溫家寶總理在全國農(nóng)村稅費(fèi)改革試點(diǎn)工作會議上強(qiáng)調(diào)“改革縣鄉(xiāng)財(cái)政管理方式,具備條件的地方,可以推進(jìn)‘省直管縣’的改革試點(diǎn)”。2006年初《中華人民共和國國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展第十一個五年規(guī)劃綱要》中再次指出,“理順省級以下財(cái)政管理體制,有條件的地方可實(shí)行省級直接對縣的管理體制”。2006年9月,溫家寶總理在國務(wù)院召開全國農(nóng)村綜合改革工作會議上再次強(qiáng)調(diào),要“繼續(xù)推進(jìn)省直管縣財(cái)政管理體制改革試點(diǎn),努力改善縣鄉(xiāng)財(cái)政困難狀況”。短短兩年間,中央高層就省直管縣改革發(fā)表如此密集的講話,表明中央政府推行省直管縣改革的決心。在此期間,越來越多的省份開始省直管縣改革。截至2009年5月底,全國22個省份(不包括臺灣省)中除貴州外的21個省均已開展省直管縣改革。2008年10月,黨的十七屆三中全會通過《中共中央關(guān)于推進(jìn)農(nóng)村改革發(fā)展若干重大問題的決定》,其中明確提出“推進(jìn)省直接管理縣(市)財(cái)政體制改革,優(yōu)先將農(nóng)業(yè)大縣納入改革范圍。有條件的地方可依法探索省直接管理縣(市)的體制”。這是中央第一次在全國層面倡導(dǎo)省管縣改革。2009年6月,財(cái)政部頒布了《關(guān)于推進(jìn)省直接管理縣財(cái)政改革的意見》(財(cái)預(yù)78號),明確要求“2012年底前,力爭全國除民族自治地區(qū)外全面推進(jìn)省直接管理縣財(cái)政改革”。由此看來,省直管縣改革儼然已經(jīng)成為促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一項(xiàng)重要戰(zhàn)略選擇。然而,我國實(shí)施多年的省直管縣改革是否真正促進(jìn)了縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展并緩解了縣級財(cái)政困難?這項(xiàng)改革對縣級財(cái)政解困的影響是短期的還是長期的?哪些因素制約了改革的財(cái)政解困效果?這些問題是實(shí)施和進(jìn)一步推進(jìn)省直管縣財(cái)政改革需要回答的核心問題。對于省直管縣改革能否有效解決縣級財(cái)政困難,學(xué)者們的看法并沒有達(dá)成一致。支持者認(rèn)為省直管縣改革縮短地方財(cái)政鏈條,減少地方財(cái)政管理層級,將“五級政府”變?yōu)椤叭壵?提高了縣級財(cái)政地位,加大了省級財(cái)政對縣級財(cái)政的支持力度,充分調(diào)動縣級發(fā)展經(jīng)濟(jì)的積極性,有效地促進(jìn)了縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。持審慎觀點(diǎn)的學(xué)者認(rèn)為,縣級財(cái)政困難并不能歸咎于“市管縣”的財(cái)政體制,其根本原因是分稅制改革造成縣級政府事權(quán)和財(cái)權(quán)不對等,而省直管縣改革并沒有從根本上動搖這一分配格局,因此并不能解決縣級財(cái)政困難。還有學(xué)者從政府層級設(shè)置和管理幅度的角度提出質(zhì)疑,認(rèn)為省直管縣改革后省級政府管理幅度太大,會超出其管理能力并帶來巨大的成本和潛在的風(fēng)險(xiǎn),因此應(yīng)在劃小省區(qū)的前提下進(jìn)行省直管縣改革?，F(xiàn)有關(guān)于省直管縣改革效果的研究主要來自于案例研究和調(diào)查報(bào)告,較少實(shí)證研究,尤其缺乏基于大樣本的系統(tǒng)實(shí)證分析。在研究內(nèi)容上,學(xué)者們較多關(guān)注于省直管縣改革對于財(cái)政支出的影響,而較少關(guān)注其對縣級財(cái)政困難的影響。目前僅有賈俊雪等運(yùn)用2000—2005年縣級政府面板數(shù)據(jù),從財(cái)政自給能力的角度分析了省直管縣體制改革對于縣級財(cái)政困難程度的影響。他們發(fā)現(xiàn)省直管縣體制創(chuàng)新不利于縣級財(cái)政自給能力的增強(qiáng),并不能有效地緩解縣級政府的財(cái)政困難。然而該研究只討論了省直管縣改革對于縣級財(cái)政困難的整體效應(yīng),并沒有深入探討改革效應(yīng)在時間上的變化趨勢。而且省直管縣改革在2005年前后只是局部試點(diǎn),試點(diǎn)縣的數(shù)量有限且改革才剛剛開始,改革效果的發(fā)揮可能因?yàn)闀r間的滯后性而并不顯著。本研究利用省直管縣改革分地區(qū)、分時段逐步推進(jìn)的特點(diǎn),采用倍差法模型估計(jì),選取中國6個省458個縣和縣級市2004—2009年的相關(guān)社會經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù),建立面板數(shù)據(jù)并實(shí)證分析省直管縣改革對縣級財(cái)政困難的整體效應(yīng)及其在時間上的變化趨勢。研究發(fā)現(xiàn)省直管縣改革的財(cái)政政策效應(yīng)明顯,顯著提高縣級政府的財(cái)政自給率,但其政策效應(yīng)呈現(xiàn)出邊際效益遞減的趨勢。研究還發(fā)現(xiàn)省直管縣改革對縣級市、富?？h和規(guī)模較大的縣的政策效應(yīng)最明顯。上述研究發(fā)現(xiàn)對于理解和推進(jìn)省直管縣改革并解決縣級政府財(cái)政困難具有重要啟示。本文以下章節(jié)的結(jié)構(gòu)安排如下。首先,對省直管縣改革的基本情況及其預(yù)期影響進(jìn)行總結(jié),并據(jù)此提出本文的研究假設(shè)。其次,對本文的樣本、數(shù)據(jù)、變量測量和分析方法等進(jìn)行介紹,并報(bào)告我們的數(shù)據(jù)分析結(jié)果。最后,對本文的研究發(fā)現(xiàn)進(jìn)行討論,并得出本文的結(jié)論和政策啟示。2理論解釋和假設(shè)2.1增強(qiáng)縣級政府財(cái)政凝聚力許多學(xué)者從財(cái)政分權(quán)的理論視角考察地方政府之間的競爭問題,發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)不可避免地增加了上下級政府之間在資源和資金分配方面的爭奪。財(cái)政分權(quán)加強(qiáng)了地方政府的利益主體地位,使地方政府的行為表現(xiàn)出強(qiáng)烈的利己特征。各級政府都想方設(shè)法擴(kuò)大自身的財(cái)力資源,而其結(jié)果是導(dǎo)致上下級政府之間的財(cái)政資源爭奪戰(zhàn)。張晏建立基于財(cái)政分權(quán)和政府競爭的增長模型,驗(yàn)證了分稅制后在地方政府之間存在嚴(yán)重的稅收競爭。中國單一制的政治體制賦予上級政府管轄下級政府的強(qiáng)大權(quán)力,上級政府通常面臨嚴(yán)重的“逆向軟預(yù)算約束”,即可以通過向下級政府層層索取而不斷擴(kuò)大預(yù)算外收入以滿足自身發(fā)展需要。在這種情況下,上級政府顯然傾向于通過侵蝕下級政府的財(cái)政收入來擴(kuò)大自身的可支配財(cái)政收入。與此同時,不同層級政府之間的“職責(zé)同構(gòu)”使得上級政府傾向于將過多的事責(zé)攤派給下級政府,由此引發(fā)收入上的層層收權(quán)和支出上的層層下放,導(dǎo)致地方政府的財(cái)政自給能力急劇下降?？h與地級市之間存在較強(qiáng)的競爭關(guān)系,地級市對縣的管轄也因?yàn)檫@種競爭關(guān)系而難以調(diào)和,并使縣級政府財(cái)力與事責(zé)嚴(yán)重不對等,由此產(chǎn)生縣級政府財(cái)政困境。孫學(xué)玉等對江蘇省的調(diào)研發(fā)現(xiàn),分稅制后中心城市經(jīng)常利用行政優(yōu)勢,向上截留省級財(cái)政資源并向下侵蝕縣級財(cái)政資源,使縣級政府的財(cái)政狀況不斷惡化。省直管縣改革能夠賦予縣級政府極大的自治權(quán),使其可以結(jié)合本地實(shí)際情況謀劃發(fā)展,在一定程度上擺脫地級市對縣級政府經(jīng)濟(jì)活動的過分干預(yù),增強(qiáng)縣級政府的財(cái)政主動性并促進(jìn)縣級財(cái)政能力的提高,進(jìn)而緩解縣級財(cái)政困境。對河北省束鹿縣的研究發(fā)現(xiàn),1980年代以來建立并日趨成熟的“市管縣”體制嚴(yán)重制約了縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,而省級政府管轄對縣域發(fā)展具有巨大的推動作用,因此有必要推進(jìn)“省直管縣”體制的實(shí)行。才國偉等采用縣級政府面板數(shù)據(jù)進(jìn)行的實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn),財(cái)政省直管縣改革顯著提高了地方政府的財(cái)政支出和經(jīng)濟(jì)增長速度,而強(qiáng)權(quán)擴(kuò)縣改革對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用明顯強(qiáng)于財(cái)政省直管縣改革。來自江蘇省、安徽省、甘肅省以及浙江省、湖北省等地的案例研究也表明,省直管縣改革能夠在很大程度上緩解縣級政府財(cái)政困難,并提高縣級政府籌措資金以滿足本地發(fā)展需要的能力。上述理論分析和案例研究表明,省直管縣改革有利于縣級政府提高財(cái)政自給能力并緩解其財(cái)政困難。因此,本文提出如下研究假設(shè):H1:省直管縣改革與縣級政府財(cái)政自給能力正相關(guān)。2.2關(guān)于省直管縣改革與縣級財(cái)政之間的關(guān)系我國地域遼闊,縣級政府所處的地域環(huán)境和資源稟賦等條件都存在較大差異,地方政府的財(cái)政能力亦呈現(xiàn)地區(qū)非均衡發(fā)展?fàn)顟B(tài),在改革時應(yīng)適當(dāng)兼顧因地制宜的原則。吳金群的研究發(fā)現(xiàn),省直管縣改革依賴于一定的前提條件,如廣泛的改革共識、適當(dāng)?shù)墓芾矸?、必要的?jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、較好的技術(shù)保障、充分的試點(diǎn)經(jīng)驗(yàn)等。因此,像其他改革一樣,省直管縣改革的政策效應(yīng)也可能會受到地域環(huán)境等權(quán)變因素的影響?？h域經(jīng)濟(jì)是縣級政府經(jīng)濟(jì)發(fā)展和改革的基礎(chǔ),越是經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的地區(qū),政府支付改革成本的能力就越強(qiáng),社會承受改革震蕩的空間也越大。省直管縣改革的根本意圖是促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展,但經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)薄弱、財(cái)政困難程度嚴(yán)重的縣可能缺乏經(jīng)濟(jì)起飛所必需的資金和資源。因此,我們可以推論省直管縣改革對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的依賴性較強(qiáng),經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的縣可能實(shí)施省直管縣改革的效果更好。因此,我們提出如下假設(shè):H2:在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的縣,省直管縣改革對縣政府財(cái)政自給能力的影響較大。一個地區(qū)人口規(guī)模的大小體現(xiàn)了該地區(qū)的整體實(shí)力和政治地位,越是人口規(guī)模大的縣越能引起上級政府的重視,也更能體現(xiàn)改革的價值和示范作用。因此,人口規(guī)模越大,越有可能得到省級政府更多的關(guān)注和財(cái)政資金支持。而且人口規(guī)模增長會給縣級財(cái)政支出帶來顯著的規(guī)模效應(yīng),可以使省直管縣改革的平均分擔(dān)成本得到有效控制。此外,省直管縣改革后,人口規(guī)模增長也能帶來稅源增加,從而有助于提升縣級政府的財(cái)政自給能力。因此,我們可以推論人口規(guī)模對省直管縣改革的效果具有顯著影響,即省直管縣改革在人口大縣會更有利于提升縣級政府的財(cái)政自給能力?；诖?我們提出如下假設(shè):H3:在人口規(guī)模較大的縣,省直管縣改革對縣政府財(cái)政自給能力的影響較大。省直管縣改革是指由省政府直接管轄縣級政府,其中包括縣和縣級市?？h級市與縣在環(huán)境資源、政府職能和職權(quán)關(guān)系等方面都有很大差別。與縣相比,縣級市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、城市化進(jìn)程和行政自由裁量權(quán)等都較高。假設(shè)二提出經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū),省直管縣改革的效果較好;由此可以推論,縣級市實(shí)施省直管縣改革的效果會優(yōu)于縣。才偉國等的研究發(fā)現(xiàn),一個地區(qū)的城市化水平越高,基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和行政管理能力越高,就越適合權(quán)力下放,發(fā)揮地方的靈活性和適應(yīng)性,因此越易于實(shí)施省直管縣改革?？h級市已經(jīng)具備了省直管縣改革的基礎(chǔ)條件,從改革前過渡到改革后的狀態(tài)較為自然順暢,有利于改革效應(yīng)的發(fā)揮。據(jù)此,我們提出如下研究假設(shè)。H4:與縣相比,省直管縣改革對縣級市政府財(cái)政自給能力的影響較大。3數(shù)據(jù)和方法3.1數(shù)據(jù)來源和樣本時段我們采用縣級數(shù)據(jù)進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn),為了擴(kuò)大樣本量進(jìn)行模型估計(jì),我們通過多種途徑收集各省份有關(guān)省直管縣改革的文件資料和統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)?；跀?shù)據(jù)的可獲得性并體現(xiàn)樣本的代表性,我們最終采集了江蘇、安徽、湖北、江西、甘肅、四川等6個省的全部縣和縣級市作為研究對象。江蘇省屬于東部地區(qū),湖北省、江西省、安徽省屬于中部地區(qū),甘肅省和四川省屬于西部地區(qū)。省直管縣改革的相關(guān)數(shù)據(jù)來自各省試點(diǎn)和推行該項(xiàng)政策的政府文件,通過手工編碼輸入。其他變量均來自各省各年份統(tǒng)計(jì)年鑒。在樣本省份中,安徽省和湖北省從2004年開始最早實(shí)施了省直管縣財(cái)政體制改革(皖政8號;鄂政發(fā)20號),因此我們選取2004年作為樣本時間段的起點(diǎn)。2009年是我們可以獲得數(shù)據(jù)的最晚年份,也是多數(shù)省份完成省直管縣改革推行的年份,因此我們將2009年選為樣本時間段的末點(diǎn)。需要說明的是,因?yàn)樾姓^(qū)劃調(diào)整,個別縣的行政區(qū)劃在樣本期內(nèi)發(fā)生變化。為此,我們剔除了在觀測期內(nèi)縣改區(qū)或撤并的縣。本研究的最終樣本集合為458個縣(市)(包括378個縣和80個縣級市)2004—2009年間共計(jì)6年的面板數(shù)據(jù),觀測點(diǎn)共2748個。3.2變量測量3.2.1以獲得數(shù)據(jù)為依托的預(yù)算支出縣(市)財(cái)政自給率指該縣(市)財(cái)政收入占該縣(市)財(cái)政支出的比重。財(cái)政收入和財(cái)政支出的結(jié)構(gòu)較為復(fù)雜,我們可以獲得的數(shù)據(jù)為縣級政府的預(yù)算收入和預(yù)算支出。因此,因變量財(cái)政自給率指當(dāng)年各縣財(cái)政預(yù)算收入占財(cái)政預(yù)算支出的比重,采用如下公式計(jì)算:式(1)中,Selfit指i縣在t年的財(cái)政自給率,Rit指i縣在t年的財(cái)政預(yù)算收入,Eit指i縣在t年的財(cái)政預(yù)算支出。鑒于政府預(yù)算外收入也是政府財(cái)政收入的重要部分,我們對財(cái)政自給率的估計(jì)可能偏低。3.2.2“改革年度”的設(shè)定本文的自變量為省直管縣改革的政策虛擬變量。為此,我們構(gòu)造如下用于反映省管縣改革進(jìn)程的虛擬變量。首先是反映特定省份推行省管縣改革的虛擬變量即“改革所有年”(PMCR),于該縣進(jìn)行改革的當(dāng)年及其以后的所有年份都取值1,在此以前的其他年份都取值為0。其次是衡量特定縣市參與省管縣改革當(dāng)年的虛擬變量“改革當(dāng)年”(PMCR1),即特定縣市參與省管縣改革的當(dāng)年取值為1,其他年份取值為0。因?yàn)楦母镆话闶窃谀瓿跣?而相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)發(fā)生于年末,因此我們可以認(rèn)為改革的效果在當(dāng)年就應(yīng)該能夠反映出來,改革第一年指的就是改革當(dāng)年。最后,為了估計(jì)省直管縣改革推行以后的持續(xù)效應(yīng)及其變化趨勢,我們還設(shè)置了另外5個虛擬變量,即“改革第i年”(PMCRi),分別當(dāng)該縣處于改革第i年時等于1,其他年份為0。由于樣本期為6年,因此設(shè)置了5個虛擬變量,從第2年(PMCR2)到第6年(PMCR6),依此類推。3.2.3反映縣級經(jīng)濟(jì)指標(biāo)基于已有研究,我們控制了如下可能對財(cái)政自給率產(chǎn)生影響的變量。首先,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的高低可能影響政府汲財(cái)能力,并對政府公共支出產(chǎn)生影響,因此我們控制了反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變量———人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP),采用當(dāng)年縣GDP總量除以其人口規(guī)模。其次,人口規(guī)模會對政府各方面運(yùn)作產(chǎn)生影響,而財(cái)政自給能力顯然不在例外,為此我們控制了各縣的總?cè)丝凇ｈb于上述變量的值較大,我們對其均取對數(shù)。再次,縣和縣級市都推行了省直管縣改革,但實(shí)踐中縣級市已經(jīng)得到了省的協(xié)管,不同行政單位劃分的影響需要在檢驗(yàn)省直管縣改革的效應(yīng)中予以控制。為分析縣級市相當(dāng)于縣的改革效應(yīng),我們特別控制了縣級市的影響。即縣級市為1,縣為0。最后,我們還設(shè)置了用于估計(jì)固定效應(yīng)的省份虛擬變量和年份虛擬變量。省份虛擬變量以江蘇省為參照組,設(shè)置其他5個省份的虛擬變量。年份虛擬變量以2004年為參照組,設(shè)置其他5年的虛擬變量。我們采用通脹率進(jìn)行各年度經(jīng)濟(jì)和財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)的抹平,以消除通脹因素的干擾。3.3雙重差分模型估計(jì)政策評估研究一般采用倍差法模型估計(jì)或雙重差分法(Difference-in-Difference,DID),通過面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)分析,獲得政策變量對政策結(jié)果的實(shí)際影響。從實(shí)際情況來看,我國許多政策已經(jīng)得到了該方法的驗(yàn)證,表明了倍差法模型估計(jì)的可用性,如對稅費(fèi)改革政策效應(yīng)的實(shí)證分析、農(nóng)信社改革的支農(nóng)效果分析、以及義務(wù)教育“兩免一補(bǔ)”政策實(shí)施效果等。省直管縣改革作為一項(xiàng)公共政策,在本文458個樣本縣中是分層次推進(jìn)的,其中有109個縣在樣本期內(nèi)始終處于已經(jīng)改革的狀態(tài),有117個縣在樣本期內(nèi)始終未進(jìn)行改革。因此,我們可以利用政策分地區(qū)逐步推進(jìn)的特征,將其視為一場“自然實(shí)驗(yàn)”,借鑒雙重差分模型的方法對其效果進(jìn)行檢驗(yàn)。本文的估計(jì)模型如下:式(2)中,β0為截距,Reformit指i縣在t年推行省直管縣改革,β1是省直管縣改革的政策效應(yīng)。Xit為其他控制變量,β2是其對財(cái)政自給率的影響,εit為誤差項(xiàng)。從經(jīng)濟(jì)計(jì)量學(xué)的角度而言,倍差法模型估計(jì)需要注意自然實(shí)驗(yàn)的兩個基本條件。一個是自我選擇(Self-Selection)問題,即政策實(shí)施的對象具有一定的特點(diǎn),使其本身難以與對照組進(jìn)行比較。由于省直管縣改革的試點(diǎn)均選取典型縣市進(jìn)行,因此對縣的選取具有很強(qiáng)的代表性,即自我選擇問題并不嚴(yán)重。其次是內(nèi)生性(Endogeneity)問題,即將政策的預(yù)期結(jié)果作為選擇政策實(shí)施對象的條件。對省直管縣改革而言,由于改革試點(diǎn)的選取兼顧到各種類型的縣市,并沒有刻意選取財(cái)政自給能力較差的縣市,而且像江蘇省在2007年對所有縣市進(jìn)行省直管縣改革,因此這方面的威脅也可以忽略。4結(jié)果與討論4.1逐步擴(kuò)散的省份表1報(bào)告了6個省份2004—2009年間直管縣改革的政策文件分析結(jié)果。表中前六行報(bào)告了6個省份進(jìn)行省直管縣改革的縣的數(shù)量及其占所在省所有縣總數(shù)的比重,最后一行報(bào)告了6省份改革縣占所有樣本縣的比重。從表1中可以看出,2004-2009年間省直管縣改革經(jīng)歷了三次高潮,分別是2004、2007和2009年,可以推斷這可能與前文所述2003年、2006年和2008年中央頒布的相關(guān)重要政策文件密切相關(guān)。2007年以來,隨著省直管縣改革的不斷深入,6省份全部都開展了省直管縣改革的試點(diǎn)工作,且采取省直管縣財(cái)政改革的縣的數(shù)量和比例也大幅度增加。除此之外,我們還發(fā)現(xiàn)省直管縣改革在6個省份呈逐步擴(kuò)散狀態(tài),表現(xiàn)出中部先行并逐步向東西部地區(qū)擴(kuò)散的趨勢。其次,我們還可以發(fā)現(xiàn)不同省份采用了略微不同的方式進(jìn)行省直管縣改革。安徽、江蘇和湖北的省直管縣改革進(jìn)行得比較徹底,都是一次性將全省的大多數(shù)縣納入了改革范疇。其余三個省份則是采用循序漸進(jìn)、逐步滲透、分階段改革的方式。表2報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。分析顯示,樣本期前三年每年都有約10%的縣試點(diǎn)省直管縣改革,進(jìn)入第4、5、6年的改革縣的比例為5%左右。由表1和表2還可以看出,大多數(shù)進(jìn)行省直管縣改革的縣已經(jīng)進(jìn)入到改革的第三年,少部分縣的改革進(jìn)程已經(jīng)進(jìn)入到第五、六年。由此可以判斷,省直管縣財(cái)政體制改革的中長期實(shí)施效果已經(jīng)浮現(xiàn)。由表2還可以發(fā)現(xiàn),樣本期內(nèi)縣級政府的財(cái)政自給率為0.286,這說明縣級政府的財(cái)政自給能力較低,自身財(cái)政收入僅能維持不到30%的支出責(zé)任。這也表明在我國縣級政府普遍面臨財(cái)力和事權(quán)不對等的狀況,財(cái)政困難的問題十分突出。需要說明的是,樣本期內(nèi)縣級政府的財(cái)政自給率低于全國平均水平(0.4-0.5),究其原因,可能與樣本內(nèi)中西部省份偏多有關(guān)。此外,由最大值、最小值和標(biāo)準(zhǔn)差可以看出,樣本期內(nèi)縣級政府財(cái)政自給率最低的縣僅為0.7%,最高的縣則達(dá)到120%,財(cái)政自給率的標(biāo)準(zhǔn)差為20.8%,說明縣級政府財(cái)政自給能力存在顯著差異。相關(guān)分析顯示(如表3所示),人均GDP對數(shù)、人口對數(shù)和縣級市虛擬變量等均與財(cái)政自給率高度相關(guān),表明我們對上述變量進(jìn)行控制的必要性。各項(xiàng)省直管縣改革虛擬變量與財(cái)政自給率也存在一定的相關(guān)性,其中改革所有年虛擬變量的相關(guān)度達(dá)到0.13,初步說明省直管縣改革對財(cái)政自給率的正向影響。值得注意的是,改革前三年的相關(guān)系數(shù)均為正,改革4~6年的相關(guān)系數(shù)均為負(fù),且均逐年遞減,可能暗示省直管縣改革的政策效應(yīng)具有短期性,并呈現(xiàn)出邊際效益遞減的趨勢,說明有必要深入探討省直管縣改革對縣級財(cái)政困難的影響在時間上的變化趨勢。除此之外,人均GDP對數(shù)與縣級市虛擬變量高度相關(guān)(0.42),為此需要在回歸分析時避免出現(xiàn)可能的多重共線性問題。4.2積極效應(yīng)與政策效應(yīng)在上述初步分析的基礎(chǔ)上,我們首先對全樣本進(jìn)行回歸分析,采用倍差法模型估計(jì)對本文的研究假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)(如表4所示)。我們首先采用靜態(tài)模型分析省直管縣改革對財(cái)政自給率的整體影響,以及省直管縣改革當(dāng)年對財(cái)政自給率的影響。隨后采用動態(tài)模型分析省直管縣改革的長期影響及變化趨勢。對于面板數(shù)據(jù)來說,普通最小二乘法(OLS)估計(jì)會導(dǎo)致偏誤,因此首先需要通過Hausman檢驗(yàn)來判斷采取固定效應(yīng)模型或隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。Hausman檢驗(yàn)的原假設(shè)認(rèn)為固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果是系統(tǒng)一致的,如果檢驗(yàn)結(jié)果接受原假設(shè),那么就應(yīng)該采用隨機(jī)效應(yīng)估計(jì);反之,原假設(shè)被拒絕,則需要選擇固定效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)。我們對估計(jì)模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn),結(jié)果顯示前兩個模型的檢驗(yàn)值均在5%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著,因此拒絕原假設(shè),表明隨機(jī)效應(yīng)與固定效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果顯著不一致,說明應(yīng)該使用固定效應(yīng)進(jìn)行模型估計(jì)。第三個模型的檢驗(yàn)值無法滿足5%的水平上的統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn),因此接受原假設(shè),即隨機(jī)效應(yīng)與固定效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果顯著一致,應(yīng)該采用隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)。表4的模型1報(bào)告了省直管縣改革對縣級財(cái)政自給能力的整體影響。通過固定效應(yīng)模型的回歸估計(jì)結(jié)果可以看出,省直管縣改革所有年虛擬變量對縣級政府財(cái)政自給率產(chǎn)生了高度顯著的正向影響(β=0.013,p<0.01),假設(shè)1得到支持。研究還發(fā)現(xiàn),省直管縣改革對于財(cái)政自給率的貢獻(xiàn)約為1.3%,即縣級政府的財(cái)政自給率因省直管縣改革的實(shí)施每年約提高1.3個百分點(diǎn)。這表明在總體上省直管縣改革能夠有效地提升縣級政府的財(cái)政自給能力,從而緩解縣級政府的財(cái)政困難局面。這可能是因?yàn)閷?shí)行省直管縣改革后,減少了市級政府對于縣級政府財(cái)力上的層層“盤剝”,以及對縣級財(cái)政的“盤剝”。模型2報(bào)告了省直管縣改革實(shí)施當(dāng)年對于縣級財(cái)政自給能力的影響。通過固定效應(yīng)模型的回歸估計(jì)結(jié)果可以看出,省直管縣改革實(shí)施當(dāng)年即對財(cái)政自給率產(chǎn)生顯著的正向影響(β=0.015,p<0.001)。這也說明實(shí)施省直管縣財(cái)政管理體制當(dāng)年就能平均提高縣級政府1.5%的財(cái)政自給率。這與我們前述改革一般在年初推行而年末即可能看到影響的判斷一致,表明省直管縣改革對于縣級財(cái)政的影響可能并不需要太長時間。因此,省直管縣改革在各省之間傳播得如此之快,除了中央政策的導(dǎo)向之外,可能還因?yàn)椤笆≈惫芸h改革試點(diǎn)”的效果非常顯著,能在短期內(nèi)有效地緩解縣級政府的財(cái)政困難。上述兩個模型從靜態(tài)層面分析了省直管縣改革對縣級政府財(cái)政自給能力的影響,表明它對緩解縣級財(cái)政困難具有顯著的積極效應(yīng)。然而,省直管縣改革的積極效應(yīng)能否持續(xù)發(fā)揮?為了考察省直管縣改革對縣級政府財(cái)政自給能力的影響在時間上的變化趨勢,模型3從動態(tài)層面對省直管縣改革后的若干年份進(jìn)行跨期分析,分別考察省直管縣當(dāng)年及改革后的每一年對財(cái)政自給率的影響。隨機(jī)效應(yīng)模型的回歸估計(jì)結(jié)果顯示,省直管縣改革的正向影響逐年遞減,僅改革當(dāng)年的回歸系數(shù)是正向的且未通過統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn),改革后的其他所有年份均與財(cái)政自給率負(fù)相關(guān)。上述結(jié)果說明,省直管縣改革的政策效應(yīng)主要表現(xiàn)在改革當(dāng)年,且改革整體效應(yīng)表現(xiàn)出較強(qiáng)的邊際效益遞減趨勢。更為重要的是,改革第3~6年的虛擬變量均與財(cái)政自給率顯著負(fù)相關(guān),且其回歸系數(shù)的絕對值逐年遞增,這說明省直管縣改革的正面影響效果可能僅能維持兩年。實(shí)施省直管縣改革第3年的啞變量與財(cái)政自給率的回歸系數(shù)為-0.012且具有統(tǒng)計(jì)上的顯著性,說明省直管縣改革實(shí)施三年后不僅不能有效地增強(qiáng)縣級政府的財(cái)政自給能力,反而會在一定程度上降低其財(cái)政自給能力,從而加劇縣級政府財(cái)政困難程度。而在實(shí)施省直管縣改革第6年后,縣級政府財(cái)政自給率降低4.6%,其負(fù)面影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于改革當(dāng)年的正面效果。上述發(fā)現(xiàn)與才國偉等對省直管縣財(cái)政管理體制和經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的研究結(jié)論具有高度的相似性,即省直管縣財(cái)政管理體制在短期具有積極的影響作用,但是長期而言卻可能會產(chǎn)生一定的消極影響。究其原因,很可能是因?yàn)槭≈惫芸h財(cái)政管理體制改革的初衷是希望通過減少財(cái)政管理的層級,避免地市級財(cái)政對縣級財(cái)政的盤剝,從而提高縣級政府的財(cái)政收入,有效緩解縣級政府的財(cái)政困難局面。然而,我國縣級財(cái)政困難的根本原因是分稅制改革造成的事權(quán)和財(cái)權(quán)不對等的分配格局,省直管縣改革并沒有改變這一局面,所以它解決財(cái)政困難的作用可能非常有限,從而導(dǎo)致其效果僅能維持兩年時間。此外,實(shí)施省直管縣改革之后,在省級政府管理幅度不變的情況下,省對縣的監(jiān)督和約束力度都被削弱,而縣級政府的權(quán)力卻得到增強(qiáng)。在沒有其他配套改革的情況下,縣級財(cái)政權(quán)限增強(qiáng)可能加劇其惡性橫向競爭,縣級政府可能為了追逐政績和爭奪上級財(cái)力支持而盲目擴(kuò)大投資、增加財(cái)政支出,從而導(dǎo)致縣級財(cái)政更加困難,使得省直管縣改革的長期效果出現(xiàn)逆轉(zhuǎn)。因此,我們需要辨證地看待省直管縣改革的正面效應(yīng)和負(fù)面效應(yīng),正如“鄉(xiāng)財(cái)縣管”制度改革一樣,不僅需要看到某項(xiàng)制度改革的正面效應(yīng),還需要認(rèn)識到其可能誘致的負(fù)面影響。4.3政府改革與人口自給率關(guān)系由前面的假設(shè)可以得知,省直管縣改革的實(shí)施效果在一定程度上依賴于改革實(shí)施之前該地區(qū)的初始條件。因此我們采用分組回歸分析法,對省直管縣改革與縣級政府財(cái)政自給率之間關(guān)系的依存條件進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn),并進(jìn)一步分析各縣改革之前的初始條件是如何影響省直管縣財(cái)政體制改革對縣級財(cái)政解困的影響。對于人均GDP和人口規(guī)模等連續(xù)變量,本研究以中位數(shù)將全樣本分為觀測點(diǎn)大致相同的子樣本;對于縣級市分類變量,我們以分類點(diǎn)將全樣本予以劃分(1)。本研究采用Chow檢驗(yàn)對分組回歸模型進(jìn)行比較,考察兩組模型的改革所有年虛擬變量的回歸系數(shù)在統(tǒng)計(jì)意義上是否相等,并將其作為假設(shè)是否得以支持的依據(jù)。分組回歸分析顯示(見表5),各縣(市)改革之前的初始條件對于省直管縣財(cái)政體制改革的效果具有顯著影響。從模型1和2的固定效應(yīng)模型回歸估計(jì)結(jié)果可以看出,在人均GDP對數(shù)大于中位數(shù)的組別中,省直管縣改革使縣級財(cái)政自給率提升了1.8個百分點(diǎn)(p<0.01)。而在人均GDP對數(shù)小于中位數(shù)的組別中,改革的效果并不明顯(p=0.954)。而且通過Chow檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),兩組模型的改革所有年虛擬變量的回歸系數(shù)在統(tǒng)計(jì)意義上不相等,因此假設(shè)2得以支持,即人均GDP對數(shù)大于中位數(shù)的組別的解釋力強(qiáng)于人均GDP對數(shù)小于中位數(shù)的組別。上述結(jié)果表明,在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的縣,實(shí)施省直管縣改革的政策效應(yīng)更為明顯,其實(shí)施更有利于改善縣級政府的財(cái)政困難。究其原因,可能是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的縣本身具有較好的基礎(chǔ)條件和發(fā)展環(huán)境,因此在省直管縣改革后能夠憑借自身優(yōu)勢,為省直管縣改革提供有力的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)保障。同時,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的縣因?yàn)榫哂邪l(fā)展經(jīng)濟(jì)所需要的資本和條件,其通過改革擴(kuò)大縣域經(jīng)濟(jì)和提高財(cái)政能力的意愿可能較高,從而促進(jìn)其經(jīng)濟(jì)增長和財(cái)政自給能力提高。反之,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對較低的縣即使具有改革意愿,但為改革提供配套措施和基礎(chǔ)設(shè)施的能力較弱,改革效應(yīng)不如預(yù)期效果理想。模型3和模型4分析了人口規(guī)模對于省直管縣改革實(shí)施效果的影響。結(jié)果顯示,在人口對數(shù)大于中位數(shù)的組別中,省直管縣改革使縣級財(cái)政自給率提升3.1個百分點(diǎn)(p<0.001)。而在人口對數(shù)小于中位數(shù)的組別中,省直管縣改革對縣級財(cái)政自給率的影響并不顯著(p=0.052)。Chow檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)兩組模型的回歸系數(shù)在統(tǒng)計(jì)意義上不相等,因此假設(shè)3得以支持,即人口對數(shù)大于中位數(shù)的組別對財(cái)政自給率的解釋力強(qiáng)于人口對數(shù)小于中位數(shù)的組別。上述結(jié)果表明,人口大縣實(shí)施省直管縣改革更有利于改善縣級財(cái)政困難。這可能是因?yàn)榭h級政府的財(cái)政支出具有顯著的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng),因此規(guī)模越大,縣級政府越能有效降低省直管縣改革的成本。同時,人口大縣與省級政府討價還價的能力較高,因此可能會導(dǎo)致省級政府較多的財(cái)政關(guān)注和政策支持。此外,人口大縣從省直管縣改革中獲益并產(chǎn)生放大效應(yīng)的可能性也較大,從而促使財(cái)政自給能力提高并有效緩解縣級財(cái)政困境。模型5和模型6分析了縣級市對于省直管縣改革實(shí)施效果的影響。結(jié)果顯示,在縣級市組別中,省直管縣改革使縣級財(cái)政自給率提升了5.4個百分點(diǎn)(p<0.001)。而在縣級組別中,省直管縣改革僅使縣級財(cái)政自給率提升0.3個百分點(diǎn),且在統(tǒng)計(jì)上不顯著(p=0.406)。同時Chow檢驗(yàn)也支持該結(jié)果,因此假設(shè)4得以支持,即縣級市組的改革效應(yīng)顯著大于一般縣組。上述結(jié)果表明在縣級市實(shí)施省直管縣改革的效果要明顯優(yōu)于縣,在縣級市實(shí)施省直管縣改革更有利于提高縣級財(cái)政自給率并緩解縣級財(cái)政困難。與縣相比,縣級市的城市化水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和行政自由裁量權(quán)都較高,在省直管縣改革以前就已經(jīng)得到了省級政府的協(xié)管,其獨(dú)立于地級市的程度也較高。因此,縣級市已經(jīng)具備了省直管縣改革的基礎(chǔ)條件,從改革前過渡到改革后的狀態(tài)較為自然順暢,更有利于改革效應(yīng)的發(fā)揮。上述分析表明,省直管縣改革在人口規(guī)模較大的縣、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的縣以及縣級市的政策效應(yīng)較大。這一結(jié)果與我們的預(yù)期一致,說明省直管縣改革的效果依賴于改革實(shí)施之前該地區(qū)的初始條件,即省直管縣改革對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和縣域規(guī)模等條件的要求較高。龐明禮等發(fā)現(xiàn),省直管縣財(cái)政管理體制改革可以使“好的更好”,即對于財(cái)政困難程度本身不高的縣來說,可以起到促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展、緩解財(cái)政困難的作用;但對于自身比較困難的縣來說,作用并不顯著。本研究進(jìn)一步驗(yàn)證了上述發(fā)現(xiàn),表明人均GDP較高、人口規(guī)模較大的縣級市往往是財(cái)政困難程度不太高的地區(qū),這些地區(qū)因?yàn)楦母镏蹙途哂休^好的初始條件和絕對優(yōu)勢,使其在進(jìn)行省直管縣改革后能夠迅速營造良好的經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境,進(jìn)而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)快速增長和財(cái)政自給能力顯著提高,從而有效緩解縣級財(cái)政困境。5政策效應(yīng)需進(jìn)一步關(guān)注在全國各地普遍試點(diǎn)并推廣的省直管縣改革被認(rèn)為是實(shí)現(xiàn)縣域經(jīng)濟(jì)盤活和縣級政府財(cái)政解困的重要手段,但關(guān)于該方面的實(shí)證證據(jù)卻較為欠缺。本研究基于6省2004—2009年的面板數(shù)據(jù),采用基于自然實(shí)驗(yàn)的倍差法模型估計(jì),分別從靜態(tài)和動態(tài)兩個方面考察了省直管縣財(cái)政體制改革緩解縣級政府財(cái)政困境的作用。靜態(tài)模型發(fā)現(xiàn),省直管縣改革的整體財(cái)政政策效應(yīng)明顯,顯著提高了縣級政府的財(cái)政自給能力。省直管縣改革將更多