丁建福，宗曉華，葉 萌

(1.浙江財經(jīng)大學財政稅務學院，浙江 杭州 310018；2.南京大學教育研究院,江蘇 南京 210093)

“省直管縣”財政改革的初衷在于釋放縣域經(jīng)濟活力，增加縣級政府的可支配財力，從而提升縣級政府對公共產(chǎn)品與服務的供給能力。自2000年以來，全國絕大部分省份已不同程度推進了“省直管縣”財政改革試點工作，2010年湖南省頒布《關于完善財政體制推行“省直管縣”改革的通知》，正式啟動這一改革，詳細列舉省、市、縣的固定收入、共享收入的范圍與比例，界定了省、市、縣財政支出范圍，與其他省份相比，其改革特點在于：改革啟動時間相對較晚，但不論在推進程度還是改革內(nèi)容方面都較為徹底。

通過前期對“省直管縣”財政改革主要模式的整理，按照省以下財政收支劃分的格局變動程度可以將“省直管縣”財政改革分為穩(wěn)健型、漸進型和激進型三類[1]，湖南省屬激進型改革范疇。需要關注的是，由于經(jīng)濟條件、財政收入、教育水平等方面的優(yōu)勢，激進型改革多集中于東部省份，以浙江、河北、遼寧等省份為代表；而中部省份基于縣多面廣、省縣級財力有限、改革存在一定困難的考慮，多采取穩(wěn)健或漸進改革方式。湖南省作為采取激進型改革的中部省份，具有一定的代表性和特殊性，同時湘西土家族苗族自治州屬于國家“西部大開發(fā)”區(qū)域，省情較為復雜，在這種情況下，“省直管縣”財政改革對增加縣級財政教育支出比例、提升縣域教育經(jīng)費供給水平產(chǎn)生怎樣的影響,值得進一步的實證分析和檢驗。

一、財政改革與公共產(chǎn)品供給

從改革性質(zhì)上來說，“省直管縣”財政改革本質(zhì)上是一項財政分權改革，保持地方財政的相對獨立性，增強縣級政府的財政自主權，分權特征明顯。目前的財政分權理論可分為兩代，第一代財政分權理論關注公共產(chǎn)品供給，Tiebout(1956)在《地方支出的純理論》中提出地方公共產(chǎn)品競爭的一般均衡模型，形成居民的偏好與轄區(qū)地方性公共產(chǎn)品的特性與結構之間的有效匹配[2]。Musgrave(1960)認為中央與地方利用稅種分配來實現(xiàn)財政分權，通過給予地方政府稅收的權力，賦予地方政府獨立的特權和自由，即“財政聯(lián)邦主義”[3]。隨后，Oates(1972)提出了著名的“分權定理”，指出公共產(chǎn)品由下級政府提供效率會更高[4]。在后來的應用中，該定理引申為：政府轄區(qū)邊界應該與公共產(chǎn)品的空間外溢范圍相一致，沒有外部性的政府結構是最有效率的政府結構。而第二代分權理論提出了“中國式的市場維護型聯(lián)邦主義”，更加關注地方政府行為與經(jīng)濟增長。錢穎一(1997)認為中國經(jīng)濟高速增長的制度基礎在于，改革開放以來中央向地方的行政性分權和以財政包干制為特征的財政分權[5]。與第二代財政聯(lián)邦主義理論不同，周黎安等學者更強調(diào)政府間的集權垂直管理的一面。Tsui and Wang(2004)認為，20世紀80年代以來的中國財政體制改革在財政分權的同時，通過目標責任制建立起了一套垂直化的官僚控制體系。由于晉升錦標賽模式的存在，地方官員只關注那些能夠被考核的指標,而對那些考核范圍之外或不易測度的領域不予重視，進而忽視了教育、醫(yī)療衛(wèi)生等公共服務支出[6]。

作為一項中國特色的財政分權改革，“省直管縣”財政改革與縣級教育財政支出之間究竟存在著何種關聯(lián)，一些學者就此展開了實證研究。宗曉華、丁建福(2013)基于1998～2009全國省級面板數(shù)據(jù)，分析得出具有分權特征的“省直管縣”財政改革對縮小城鄉(xiāng)義務教育投入差距有著顯著作用[7]。陳思霞、盧盛峰(2014)通過一項自然實驗發(fā)現(xiàn)，深化“省直管縣”分權改革并給予基層政府更大的自主決策權，將顯著提高基建支出比重，降低教育等民生性服務支出占比，引致“重基建、輕民生性公共服務”的支出傾向[8]。不論是在改革內(nèi)容還是推進程度方面，不同省份都存在一定差距，改革效應也存在差異，部分學者以此為切入點，展開了更為微觀的基于縣級數(shù)據(jù)的研究，如游銳(2013)運用江蘇省2002～2011年49縣(市)的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)“省直管縣”財政改革對縣級義務教育供給產(chǎn)生負向影響，而這很可能與我國以GDP為導向的政績觀以及地方官員晉升的“錦標賽”機制有關[9]。呂凱波(2014)基于河南省的案例，研究省直管縣式財政分權改革對公共教育供給的影響，發(fā)現(xiàn)這一改革雖然沒有直接促進公共教育的提供，但卻可能通過縣域經(jīng)濟的發(fā)展這一中介要素對公共教育支出產(chǎn)生影響[10]。在具體省份的案例分析中，已有學者采用了雙重差分方法(DID)分析改革效應，吳彥、張曉玲(2014)運用DID方法和固定效應模型對1998～2007年間黑龍江和江西兩省共144個縣(市)的財政收支和經(jīng)濟社會數(shù)據(jù)進行分析，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟強縣獲得更多經(jīng)濟管理決策權后，會顯著壓縮地方一般預算中教育支出的比重；經(jīng)濟弱縣獲得更多財政管理自主權后，反而可能會促進地方教育支出的比重增加或減緩下降的速度[11]。

需要審慎對待的是，由于可能存在選擇偏差，我們很難簡單區(qū)分究竟是“省直管縣”財政體制改革造成了這些差異還是這些差異決定了改革的實施，或者說很難分辨這些差異中有多少是由改革所致的，因此，傾向得分匹配—雙重差分法(DID-PSM)應運而生，有助于有效校正選擇偏差。利用2002年和2007年全國縣級面板數(shù)據(jù)以及DID-PSM法，賈俊雪、寧靜(2015)得出“省直管縣”財政體制具有較強的職能扭曲效應，強化了縣級政府以經(jīng)濟增長為導向的支出行為偏差[12]。同樣基于這一數(shù)據(jù)，喬俊峰、齊興輝(2016)采用DID-PSM法進行實證研究，發(fā)現(xiàn)“省直管縣”財政改革強化了縣級政府財政支出的內(nèi)在城市偏向激勵，進而擴大了城鄉(xiāng)收入差距[13]。丁肇啟、蕭鳴政(2017)利用雙重差分法和雙重差分傾向匹配得分法研究發(fā)現(xiàn)，河南省“全面直管”改革對試點地區(qū)的經(jīng)濟增長和民生狀況均無積極影響[14]。但從嚴格意義上來說，上述研究并未針對教育財政領域，有關研究尚需進一步展開。

由此可見，關于“省直管縣”財政改革對縣級教育財政支出的影響的研究結論并不一致，特別是在不同省份省情存在一定差異的情況下，“省直管縣”財政改革效應仍需系統(tǒng)的檢驗和分析。目前Ashenfelter和Card創(chuàng)立的雙重差分方法(DID)[15]以及傾向得分匹配—雙重差分法(DID-PSM)尚未廣泛應用于教育財政領域，而這兩種計量方法將受政策影響的地區(qū)作為處理組，沒有受到影響的地區(qū)設定為控制組，比較分析政策的實施效果，并有效糾正選擇偏差，將更有助于較為準確地評估“省直管縣”財政這一分權取向改革對縣級教育財政支出產(chǎn)生的效應。

二、湖南財政省直管縣：激進特征與激勵機制

湖南省是長江中游地區(qū)的中部大省，省情較為復雜，下轄13個地級市和1個自治州，16個縣級市、64個縣、7個自治縣，與其他中部省份相比，湖南省啟動“省直管縣”財政改革時間較晚。2010年，中共湖南省委、湖南省人民政府頒布《關于完善財政體制推行“省直管縣”改革的通知》(湘發(fā)〔2010〕3號)，選取全省79個縣(市)進行財政上省直管縣改革，詳細列舉省、市、縣固定收入和共享收入及其比例，界定了省與市、縣財政支出范圍。其改革內(nèi)容主要有：收入劃分上，確定省、市、縣稅收分享比例，實行分稅種考核，同時省級直接下達收入任務，保障縣級財力，激勵地方政府發(fā)展地區(qū)經(jīng)濟；支出劃分上，兩級財政的支出項目完全同構，分別承擔本級教育、科技、醫(yī)療衛(wèi)生等各項支出，體現(xiàn)了事務分配上非常明顯的屬地原則；轉(zhuǎn)移支付上，一般性轉(zhuǎn)移支付和專項轉(zhuǎn)移支付均由省直接分配下達，減少“財政漏斗”效應，提高財政資金的使用效率；資金調(diào)度上，省財政直接確定地方的資金留解比例和資金調(diào)度，充分保證縣級財政自主權，體現(xiàn)了省級財政的宏觀調(diào)控能力；結算管理上，各類財政結算事項一律通過省財政與各市州、縣市統(tǒng)一辦理，增強基層財政保障能力，提高縣級財政安全。

同時，湖南省在改革中還出臺配套政策，一方面，加大對困難地區(qū)的支持力度，省財政因調(diào)整財政體制集中的收入增量，全部用于對財政困難縣市的轉(zhuǎn)移支付補助，體現(xiàn)轉(zhuǎn)移支付的“兜底”功能；另一方面，對于稅收收入增長較快、財政貢獻較大的優(yōu)勢地區(qū)，省財政根據(jù)其貢獻大小給予掛鉤獎勵，形成激勵型轉(zhuǎn)移支付制度。

從省以下財政收支劃分的格局變動程度來看，湖南省“省直管縣”財政體制改革較為徹底，體現(xiàn)了典型的激進特征，這一特征在中部省份改革中并不常見。通過對不同省份改革模式的梳理發(fā)現(xiàn)，激進型改革一般集中于東部地區(qū)，而中西部地區(qū)基于財力有限、監(jiān)管范圍廣的省情，更多地采用穩(wěn)健型或漸進型改革模式，這充分體現(xiàn)了湖南省“省直管縣”財政改革的特殊性。從改革的具體內(nèi)容上看，湖南省在實施改革過程中，確定了省對縣的激勵型轉(zhuǎn)移支付制度和分稅種考核機制，旨在激發(fā)縣級政府擺脫財政困境、發(fā)展縣域經(jīng)濟的內(nèi)在動力，這一激勵機制設計也是湖南省改革的特殊和亮點所在。原則上，“省直管縣”財政改革對于增強縣級財力、保障公共服務供給水平具有重要的政策意義，然而湖南省不論是在激進型改革模式上，還是激勵機制設計上，都帶有本省特色，關于這一特殊的“省直管縣”財政改革對縣級財政教育支出的實際效應，值得深入研究和探討。

結合已有的研究文獻和對湖南省省直管縣改革特征的梳理，我們提出一個省直管縣改革可能影響縣級政府教育支出的待檢驗假設。在中國，影響縣級政府官員考核、晉升的決定權在上級政府，縣級政府官員將主要對上顯示政績。由于存在信息不對稱，上級政府官員難以度量地方政府在教育投入上的努力程度，因而，縣級政府官員會把更多的資源投入到更易被量化的經(jīng)濟發(fā)展項目上，從而減少對教育的投入。省直管縣改革加劇了省內(nèi)縣際財政競爭，從而將進一步強化縣級政府的生產(chǎn)性支出偏向。此外，湖南省將轉(zhuǎn)移支付與地方稅收貢獻掛鉤，這種激勵性的制度設計會進一步增強縣級政府發(fā)展經(jīng)濟的動力。因此，湖南省的省直管縣改革將可能降低縣級政府的教育投入努力程度。

三、變量選取和模型設計

湖南省2010年改革范圍包括全省79個縣(含洪江區(qū))，而長沙縣、望城縣以及湘西土家族苗族自治州所轄的8個縣沒有參與改革。本研究將前者設定為處理組，將后者視為控制組，構成一個準實驗研究，采取雙重差分方法(DID)來有效評估湖南省“省直管縣”財政改革影響的凈效果。

然而，準實驗方法面臨的主要問題是樣本選擇的隨機性問題，如果處理組不是隨機分配的，則雙重差分估計會存在一定的偏誤。由于長沙市和湘西土家族苗族自治州所轄縣情況較為特殊，因此湖南省未參與改革的縣并不是一個很理想的控制組，雖然在計量模型中盡可能地加入了經(jīng)濟、社會、財政、人口等控制變量，但是對于計量結果的解釋仍需要慎重。

具體的計量模型如下：

EXPit=α0+β·PMCi+δ·POSTt+γ·(PMCi·POSTt)+α1·Xit+εit

(1)

其中，EXPit是縣級財政支出中教育財政支出占比，衡量縣級財政的教育投入努力程度。PMCi是參與“省直管縣”財政改革(Province-Managing-County)的縣虛擬變量，參與改革的縣設定為1，沒有參與改革的縣設為0。POSTt是改革的時間節(jié)點虛擬變量，2010年之前年份設為0，2010年及之后年份設為1。PMCi·POSTt則為雙重差分因子(DID)，其系數(shù)即是要測度的“省直管縣”財政改革凈效應。Xit是其他影響財政教育支出占比的控制變量，具體包括：(1)人均GDP，反映縣域經(jīng)濟發(fā)展水平；(2)農(nóng)村人均純收入，反映農(nóng)村居民的經(jīng)濟情況；(3)農(nóng)村人口比重，反映城鄉(xiāng)人口結構；(4)在校生數(shù)占總?cè)丝诒戎?，反映教育相對?guī)模；(5)財政自給度，體現(xiàn)縣級財政的自給能力。

湖南省2006～2013年的縣級經(jīng)濟社會數(shù)據(jù)來源于《湖南省統(tǒng)計年鑒》(2007～2014年)，涵蓋了2010年“省直管縣”財政改革。所有經(jīng)濟、財政類數(shù)據(jù)均根據(jù)居民消費價格指數(shù)(CPI)統(tǒng)一折算為2010年價格。為了盡量減少異方差的影響，真實反映變量之間的變動關系，人均GDP、農(nóng)民人均純收入等非比例變量均進行了對數(shù)化處理。

四、實證結果與分析

(一)描述性統(tǒng)計結果與DID因子

由描述性統(tǒng)計分析的結果(表1)可知：第一，湖南省縣級財政支出中教育支出占比均值為19.74%，比例較低，其最小值為8.64%，最大值為32.66%，省內(nèi)各縣之間存在較大差距?？h域財政自給度均值僅為26.22%,明顯低于東部發(fā)達地區(qū)水平，表明縣級財政支出中接近3/4的部分依賴于上級政府的各項轉(zhuǎn)移支付，而縣級財政自給度的最大值為78.86%，表明不同縣的財政自給能力差異較大。第二，湖南省人均GDP均值為16724元，一般來說，縣域經(jīng)濟實力越強，財政收入越高，其教育財政支出占財政支出的比例越低，而經(jīng)濟薄弱的縣，教育財政支出的份額較高，從而壓力較大。以2013年為例，長沙縣的人均GDP(當年價格)為97249元，縣級財政教育支出占比僅為8.63%，而汝城縣的人均GDP僅為12569元，其財政教育支出占比高達28.73%。第三，湖南省縣域農(nóng)民人均純收入平均為5191元，農(nóng)村人口比重均值為65.93%，農(nóng)村人口規(guī)模較為龐大，城鎮(zhèn)化率較低。同時，在校生數(shù)占人口比重均值達到12.53%，但在各縣之間分布并不均衡。

表1 湖南省縣級主要指標描述性統(tǒng)計

表2詳細報告了2006～2013年湖南省縣級財政教育支出占比的主要情況。從所有的縣級樣本來看，2010年改革之前，縣級財政教育支出占比平均為21.46%，2010年之后的均值為18.02%，下降了3.44個百分點。而參與改革的縣平均財政教育支出占比為20.14%，改革前的均值為21.86%，改革后的均值為18.41%，下降幅度較大，為3.45個百分點。未參與改革的縣平均財政教育支出占比為16.63%，在2010年之前均值為18.31%，2010年之后均值為14.94%，下降幅度低于參與改革縣。根據(jù)雙重差分的計算方法，得出改革前后改革組和控制組的差異，這一雙重差分因子為-0.08%，這說明參與2010年改革的縣財政教育支出占比的下降幅度大于未參與改革縣，但相差幅度非常有限，僅為0.08%。

表2 湖南省2010年改革中教育支出占比的DID因子

注：改革前的時間跨度為2006～2009年，改革后的時間跨度為2010～2013年；括號內(nèi)為標準差；改革組樣本量包含2010年參與改革的所有個縣，控制組為沒有參與本次改革的縣。

(二)DID回歸結果

為了更精確地估計“省直管縣”改革對于縣級財政教育支出的凈效應，本文基于湖南省2006～2013年縣級面板數(shù)據(jù)，根據(jù)雙重差分模型進行回歸分析。由于湖南省實施改革的時期與進度是該省根據(jù)經(jīng)濟、社會、人口等情況作出的決策，理論上應采取固定效應模型，同時豪斯曼檢驗結果在0.01水平上顯著，因此最終采用固定效應模型進行估計。

由表3的估計結果可以發(fā)現(xiàn)：第一，在控制了經(jīng)濟、收入、人口和財政等變量后(模型1)，湖南省的“省直管縣”財政改革降低了縣級財政的教育投入努力程度，但是DID變量的系數(shù)在統(tǒng)計上并不顯著。為了檢驗模型的穩(wěn)健性，在控制了反映縣級財力狀況的財政自給度之后(模型2)，“省直管縣”財政改革的DID效應仍呈現(xiàn)負向影響，并且影響力度有所減弱，但同樣在統(tǒng)計上不顯著，這也印證了描述性統(tǒng)計分析中的結果，即改革雖然降低了縣級財政教育支出占比，但是降低的幅度非常有限。湖南“省直管縣”財政改革狀況較為特殊，除了長沙市所轄的兩個縣和湘西土家族苗族自治州的轄縣外，其余的縣均一次性參與改革；同時，長沙所轄的兩個縣經(jīng)濟發(fā)展水平較高，而湘西自治州的轄縣按西部地區(qū)管理，縣域經(jīng)濟較為落后，在自然條件、經(jīng)濟發(fā)展水平和管理體制上都與參與改革縣之間存在諸多差異。以2010年為例，長沙兩縣人均GDP的均值為58538元，湘西八縣人均GDP為12544元，而參與改革縣的人均GDP均值為16834元。因此，模型中的控制組情況并不是很理想，對估計結果仍需謹慎對待。

第二，為進一步估計改革效果，接下來僅使用參與改革縣的樣本進行回歸分析(模型3和模型4)，為了對可能存在的時間趨勢進行控制，兩個模型中都加入了年度時間趨勢項，并分別在未控制財政自給度變量和控制財政自給度變量的情況下進行估計。結果顯示，模型中的年度時間趨勢項在統(tǒng)計上非常顯著，擬合度也有所提高，這說明即使在控制了其他因素之后，參與改革縣的財政教育支出仍存在一定的時間趨勢，而在控制了時間趨勢的影響之后，參與改革縣的財政教育支出比例出現(xiàn)了顯著的下降。

第三，對于控制變量來說，在全部縣的兩個模型中，農(nóng)村人均純收入對縣級財政教育支出占比呈現(xiàn)較為顯著的正向影響，這表明農(nóng)民收入的提高能夠增加縣域內(nèi)的教育需求，并且反映在縣級的教育財政支出方面。學生人口比重對縣級財政教育投入努力程度具有正向效應，但在統(tǒng)計上并不顯著，說明湖南省縣級財政支出中教育的比重會隨著學生人口比重的增加獲得一定的增量，從而保障教育的進一步發(fā)展。同時，人均GDP在全部縣模型中體現(xiàn)為正向效應，在參與改革縣則呈現(xiàn)出負向效應，但是在統(tǒng)計上均不顯著，財政自給度也呈現(xiàn)不顯著的正向影響。

表3 湖南省縣級財政教育支出占比的DID估計

注：括號內(nèi)為標準誤；*** 、** 和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平顯著，僅關于參與改革縣的兩個模型中(模型3、模型4)包含年度時間趨勢項。

(三)DID-PSM分析

在上述計量分析中，改革的DID效應呈現(xiàn)出不顯著的負向結果。Heckman(1998)[16]提出將傾向得分匹配法和雙重差分法相結合，一方面利用面板數(shù)據(jù)控制非觀測變量的影響，另一方面利用傾向來有效校正選擇偏差，從而進行更為可靠的因果效應估計。本文試圖采用這一方法來減輕可能存在的內(nèi)生性問題，使計量結果更為合理。從Logit回歸結果可以看出，農(nóng)民人均純收入、學生人口比重等控制變量均對“省直管縣”財政改革的縣虛擬變量產(chǎn)生顯著作用，這在一定程度上說明政府在選取改革縣(市)時存在選擇傾向性，而地區(qū)間的這些差異可能影響了“省直管縣”財政改革的實施。

表4 Logit回歸結果

注：*** 和** 分別表示在1%和5%的顯著性水平上顯著。

而DID-PSM法的估計結果顯示，R-square的值達到0.42，具有較好的擬合度。第一，從DID分析的不顯著結果到DID-PSM方法的顯著結果，說明在有效校正可觀測變量產(chǎn)生的選擇偏誤后，湖南省“省直管縣”財政改革的DID因子對縣級教育財政支出占比呈現(xiàn)出負向影響，并且達到了1%的顯著水平，可以說“省直管縣”改革顯著降低了縣級財政支出用于教育的份額。

第二，湖南作為中部大省，縣市數(shù)量眾多且省級財政供給有限，特別是在改革擴大了省級財政管轄范圍之后，省域范圍的縣級財政競爭加劇，省級監(jiān)管力不從心，具有生產(chǎn)性支出偏向的縣級政府，在以經(jīng)濟績效作為硬指標的干部考核和晉升機制驅(qū)使之下，很難將具有時滯性和外溢性的教育事業(yè)作為優(yōu)先事項考慮，在財政投入上必然會有所懈怠。

第三，具有湖南特色的激勵性轉(zhuǎn)移支付機制設計，根據(jù)地區(qū)稅收貢獻進行掛鉤獎勵，會更加強化縣級政府對經(jīng)濟發(fā)展和創(chuàng)收增收的積極性，進一步印證了湖南省改革的首要目標是促進縣域經(jīng)濟發(fā)展。這些也就解釋了為什么湖南省的“省直管縣”財政改革的實施會對縣級財政教育支出產(chǎn)生負向效應。

表5 DID-PSM估計結果

注：*** 、** 和*分別表示在1%、5%和10%水平上的顯著。下同。

需要注意的是，傾向得分匹配—雙重差分法要求在匹配之后，協(xié)變量在控制組和實驗組之間不存在顯著差異，為此本文對協(xié)變量進行了相關檢驗(表6)。結果表明，就人均GDP、農(nóng)村人均純收入、農(nóng)村人口比重、學生人口比重、財政自給度等所有變量而言，控制組和實驗組均值之間的差異均不顯著，這說明DID-PSM方法通過檢驗，本文利用這一方法得出的結論是合理可靠的。

表6 DID-PSM檢驗結果

五、結論與啟示

作為省情復雜的中部大省，湖南直到2010年才頒布《關于完善財政體制推行“省直管縣”改革的通知》，啟動時間相對較晚，但推進程度、改革措施較為徹底，屬于激進型改革范疇。基于湖南省2006～2013年的縣級面板數(shù)據(jù)，本文運用雙重差分方法和傾向得分匹配—雙重差分方法，試圖探究“省直管縣”財政改革對縣級財政教育支出的影響。DID估計結果顯示，湖南省在施行“省直管縣”財政改革之后，降低了縣級財政中教育支出的比例，同時在統(tǒng)計上并不顯著。在僅使用參與改革縣樣本的回歸中，擬合度有所提高，新加入的年度時間趨勢項在統(tǒng)計上非常顯著，在控制了時間趨勢的影響之后，參與改革縣的教育支出比例出現(xiàn)了顯著的下降。

為了有效控制內(nèi)生性問題和選擇傾向性，本文繼續(xù)采用傾向得分匹配—雙重差分方法分析“省直管縣”財政改革對縣級財政教育努力程度的影響，DID-PSM回歸結果顯示，模型擬合度較DID分析結果有一定提升，同時“省直管縣”財政體制改革對縣級財政教育支出呈現(xiàn)出顯著的負向效應。

首先，從省級財政監(jiān)管幅度上看，在湖南省2010年改革中，有79個縣(市)一次性實行財政“省直管縣”改革，再加上原有的14個地級直接管理單位，“省直管縣”財政改革后，省級財政直接管理單位多達93個，監(jiān)管范圍廣，難度大，省對縣的監(jiān)管難免力不從心。

為避免“擠出效應”，須加強對縣級政府教育財政投入的監(jiān)管力度。中部地區(qū)省份必須完善政府官員晉升的指標體系，適當引入服務型公共品支出的標準；適時引入更多的監(jiān)督和制衡地方政府的力量，如人大、政協(xié)、媒體和民眾的監(jiān)督，尤其是司法體系對地方政府的制約；增加縣級財政支出信息透明度，健全政務公開制度，加強社會輿論監(jiān)督，避免“省直管縣”財政改革對縣域教育財政支出可能造成的負面效應，讓公共服務領域也能享受財政改革的成果。

其次，湖南省作為中部省份，省級財力有限，而縣級財力也捉襟見肘，2013年縣級財政自給度平均僅為26.53%。在湖南省的“省直管縣”財政改革中，省財政將改革所集中的收入增量，用于對財政困難縣市的轉(zhuǎn)移支付，政策設計突出公平取向和“兜底”功能，但同時其激勵型轉(zhuǎn)移支付機制的設計更加強化了縣級政府發(fā)展經(jīng)濟、財政創(chuàng)收的激勵，使得縣級政府在教育財政投入上必然會有所懈怠。未來改革在完善轉(zhuǎn)移支付制度方面可以做的是，一方面，具體轉(zhuǎn)移支付制度設計可根據(jù)設定的均等化目標，綜合考慮縣級財力、人口構成、學生比例以及財政努力程度等多方面因素，按照因素法精準分配資金，使轉(zhuǎn)移支付分配機制更為客觀具體，最大化資金效用。另一方面，結合補助和激勵兩種手段，在保障經(jīng)濟困難地區(qū)的縣域義務教育財政支出的同時，根據(jù)地方財政教育投入努力程度等公平產(chǎn)品要素進行掛鉤獎勵，實現(xiàn)縣級財政創(chuàng)收、經(jīng)濟增長、公共品供給三者均衡發(fā)展，盡量規(guī)避“擠出效應”所造成的政策效果折扣，保障縣級財政教育支出比例。

最后，未改革的湘西土家族苗族自治州屬于國家“西部大開發(fā)”的民族區(qū)域，仍維持著省管州、州管縣的垂直財政管理體制。民族地區(qū)在經(jīng)濟發(fā)展、政治環(huán)境、社會條件等方面與其他地區(qū)存在一定差異，未來省級政府在擴大改革試點范圍時，要保持謹慎態(tài)度，須根據(jù)具體縣情實施和完善改革措施。民族地區(qū)行政區(qū)劃的基本模式是自治區(qū)—自治州—自治縣，行政管理體制較為特殊，民族自治原則可能會與“省直管縣”財政改革存在矛盾，事權和財權可能會產(chǎn)生不匹配的狀況，改革應當在保證不損害民族地區(qū)原有利益格局的情況下進行。