劉靈輝 張迎新 傅鑫藝
摘要:“省直管縣”改革作為中央深化縣制體制改革的政府分權(quán)舉措,其對(duì)試點(diǎn)縣域經(jīng)濟(jì)增長的改革效應(yīng)以及影響機(jī)制需要得到科學(xué)的理論判斷與實(shí)證檢驗(yàn),這關(guān)乎政府分權(quán)理論的適用情境與縣域體制改革的深化方向。以政府分權(quán)理論為研究視角,構(gòu)建“省直管縣”改革影響縣域經(jīng)濟(jì)增長的理論框架,探討改革對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在影響機(jī)制,基于河南省103個(gè)縣域2000—2020年的面板數(shù)據(jù),應(yīng)用雙重差分法(DID)對(duì)所提出的理論判斷進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn):第一,靜態(tài)DID結(jié)果顯示,改革顯著促進(jìn)了試點(diǎn)縣域的經(jīng)濟(jì)增長,對(duì)試點(diǎn)縣域經(jīng)濟(jì)增長的平均年回報(bào)率為7.2%;第二,動(dòng)態(tài)DID結(jié)果顯示,由于改革的漸進(jìn)性,改革的經(jīng)濟(jì)增長回報(bào)率呈現(xiàn)出明顯的階段性特征,“常規(guī)省直管”模式并未產(chǎn)生改革效應(yīng),而2014年“全面省直管”模式實(shí)施后縣域發(fā)展自主權(quán)的全面強(qiáng)化,正是改革效應(yīng)開始凸顯并保持強(qiáng)勢(shì)增長態(tài)勢(shì)的根本原因;第三,影響機(jī)制檢驗(yàn)表明,縣域發(fā)展自主權(quán)的提升通過弱化吸納效應(yīng)而非強(qiáng)化激勵(lì)效應(yīng)實(shí)現(xiàn)了對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效應(yīng),主要表現(xiàn)為財(cái)政與招商引資方面的資源獲取水平。
關(guān)鍵詞:政府分權(quán);“省直管縣”改革;經(jīng)濟(jì)增長;縣域經(jīng)濟(jì);發(fā)展自主權(quán);激勵(lì)效應(yīng);吸納效應(yīng)
文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A文章編號(hào):1002-2848-2023(02)-0058-15
一、問題提出
改革開放后,中國行政管理體制基本采用五級(jí)政府結(jié)構(gòu),即中央—?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市)—地(市)—縣(市)—鄉(xiāng)(鎮(zhèn)),各級(jí)政府在行政和財(cái)政上都隸屬于上一級(jí)政府直接管轄,并且上下級(jí)政府之間采取的是任務(wù)層層下達(dá)、考核指標(biāo)層層分解落實(shí)的行政發(fā)包制的工作模式。在國家治理體系中,縣級(jí)政府連接城鄉(xiāng)、溝通條塊,承上啟下,是央地關(guān)系的關(guān)鍵。當(dāng)前的“市管縣”體制始于1982年,旨在發(fā)揮地級(jí)市對(duì)縣域的引領(lǐng)作用。然而,中國傳統(tǒng)社會(huì)“差序格局”的特點(diǎn),在地方政府之間同樣適用,地級(jí)市政府更加關(guān)注市轄區(qū)或者主城區(qū)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展,而基于行政層級(jí)所形成的決策權(quán)力使得地級(jí)市在競(jìng)爭(zhēng)發(fā)展資源上具有天然的優(yōu)勢(shì)。因此,“市管縣”體制不僅成為縣級(jí)財(cái)政的“抽水機(jī)”與“吸血蟲”,而且對(duì)新興產(chǎn)業(yè)、高層次人才、高新技術(shù)等高端要素也產(chǎn)生“虹吸”效應(yīng)。對(duì)于“市壓縣、市刮縣、市吃縣、市卡縣”等突出問題,一些學(xué)者將其歸咎于“市管縣”體制所存在的城鄉(xiāng)悖論、財(cái)政悖論、效率悖論?!笆泄芸h”行政體制并未展現(xiàn)出預(yù)期作用,反而成為限制縣級(jí)政府自主性和創(chuàng)新性、阻礙縣域社會(huì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量快速發(fā)展的重要制度性因素。因此,中央政府圍繞縣級(jí)政府不斷開展行政管理體制改革,重要舉措之一就是“省直管縣”。2010年,中央機(jī)構(gòu)編制委員會(huì)辦公室(以下簡稱“中央編辦”)在河南、河北、江蘇、湖北、云南、安徽、黑龍江、寧夏等8個(gè)省份選取了30個(gè)縣(市)進(jìn)行“省直管縣”體制改革試點(diǎn)。2013年11月,中共十八屆三中全會(huì)通過的《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》指出,“優(yōu)化行政區(qū)劃設(shè)置,有條件的地方探索推進(jìn)省直接管理縣(市)體制改革”?!笆≈惫芸h”改革在縱向上減少了政府的行政管理層級(jí),行政事務(wù)繞過市級(jí)政府直接由省政府審批和管理,轉(zhuǎn)移支付補(bǔ)助資金可以由省級(jí)財(cái)政賬戶直接下達(dá)縣級(jí),這有助于提高行政審批和資源下?lián)艿男?,同時(shí)擴(kuò)大了縣級(jí)政府的經(jīng)濟(jì)社會(huì)管理權(quán)限,有助于縣域社會(huì)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量快速發(fā)展。
目前,關(guān)于“省直管縣”改革對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)增長的影響,學(xué)界已經(jīng)進(jìn)行了較為深入的探討,積累了豐富的研究成果,但是在學(xué)術(shù)觀點(diǎn)上仍然存在爭(zhēng)議。一方面,諸多學(xué)者對(duì)“省直管縣”的改革效應(yīng)持肯定態(tài)度。如趙建吉等[1]采用DEA模型,發(fā)現(xiàn)對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的縣域,“省直管縣”改革所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)增長的回報(bào)率更高,“全面省直管”模式顯著促進(jìn)了縣域經(jīng)濟(jì)增長。李榮華[2]以河南省為例,發(fā)現(xiàn)“省直管縣”改革尤其是“全面省直管”模式促進(jìn)了縣域經(jīng)濟(jì)增長,貢獻(xiàn)為1.111%。韋東明等[3]基于全國縣域的面板數(shù)據(jù),驗(yàn)證了“省直管縣”改革通過強(qiáng)化基層財(cái)政保障、提升公共偏向水平和促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)等途徑促進(jìn)了縣域經(jīng)濟(jì)包容性增長。王文龍[4]發(fā)現(xiàn),“省直管縣”縣域比“市管縣”縣域的經(jīng)濟(jì)績效更好。另一方面,也有一些學(xué)者認(rèn)為“省直管縣”的改革效應(yīng)有待商榷。如鄭新業(yè)等[5]認(rèn)為,?“省直管縣”改革雖然促進(jìn)了試點(diǎn)縣域的經(jīng)濟(jì)增長,但增長的源泉在于對(duì)周圍縣市經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的吸納,并不具有可持續(xù)性。王婧等[6]從多個(gè)維度衡量了“省直管縣”改革的經(jīng)濟(jì)影響,發(fā)現(xiàn)試點(diǎn)縣域的經(jīng)濟(jì)活力雖然有所增強(qiáng),但是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用并不顯著。丁肇啟等[7]研究了河南省的“全面省直管”模式,發(fā)現(xiàn)改革加劇了試點(diǎn)縣域的財(cái)政負(fù)擔(dān),導(dǎo)致其對(duì)試點(diǎn)縣域的經(jīng)濟(jì)增長并未產(chǎn)生正向影響。宋美喆等[8]發(fā)現(xiàn),“省直管縣”改革不同形式的分權(quán)產(chǎn)生了異質(zhì)性影響,財(cái)政分權(quán)促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的提高,而經(jīng)濟(jì)分權(quán)則起了反向作用。
綜上所述,中央編辦在全國選擇30個(gè)縣域作為“省直管縣”改革試點(diǎn)的時(shí)間已超過10年,這項(xiàng)改革與縣域經(jīng)濟(jì)增長之間的內(nèi)在因果關(guān)系亟須得到一個(gè)科學(xué)的理論判斷與實(shí)證檢驗(yàn),以作為后續(xù)深化縣制體制改革的參考依據(jù)?;诖耍疚倪x擇中央“省直管縣”改革的試點(diǎn)大省——河南省作為研究對(duì)象,重點(diǎn)圍繞改革對(duì)河南省10個(gè)試點(diǎn)縣域經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析。相較以往研究,本文主要有以下貢獻(xiàn):第一,基于中央指示河南省所開展的較長時(shí)期改革,應(yīng)用雙重差分法(DID)對(duì)改革的經(jīng)濟(jì)增長回報(bào)率進(jìn)行了靜態(tài)維度的估計(jì);第二,應(yīng)用動(dòng)態(tài)DID驗(yàn)證了試點(diǎn)縣域經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的根本原因,明晰了從“常規(guī)省直管”到“全面省直管”這一政策變遷對(duì)試點(diǎn)縣域經(jīng)濟(jì)增長的邊際貢獻(xiàn);第三,依據(jù)政府分權(quán)理論構(gòu)建了改革促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)增長的理論框架,并為影響機(jī)制提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)支持;第四,進(jìn)行了多方面的穩(wěn)健性檢驗(yàn)以排除干擾因素,在更大程度上確保了改革評(píng)估結(jié)果的真實(shí)可信;第五,對(duì)于長期以來有關(guān)政府分權(quán)能否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的爭(zhēng)論,明晰了促進(jìn)效應(yīng)得以產(chǎn)生的重要條件,即分權(quán)的內(nèi)容與程度。
二、制度背景與理論框架
(一)制度背景
“省直管縣”改革是當(dāng)前在中國實(shí)施的一項(xiàng)涉及地區(qū)范圍廣、觸及利益面大的行政體制改革。2011年河南省發(fā)展和改革委員會(huì)發(fā)布《關(guān)于推進(jìn)省直管縣體制改革試點(diǎn)的工作意見》(豫發(fā)改體改〔2011〕742號(hào)),宣布自2011年6月1日起,鞏義市、蘭考縣、鹿邑縣、永城市、固始縣、滑縣、鄧州市、長垣縣、汝州市、新蔡縣等10個(gè)縣域運(yùn)行“省直管縣”體制。此階段的改革聚焦政府管理權(quán)限的下放與財(cái)政收支權(quán)利的獨(dú)立,在本質(zhì)上仍然是以往“擴(kuò)權(quán)強(qiáng)縣”與“財(cái)政直管”改革的延續(xù),可以稱為“常規(guī)省直管”模式。雖然在2012年試點(diǎn)縣域的主要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)好于其他縣域,但也暴露出了多頭管理、監(jiān)督不順、指揮不暢等過渡體制障礙。鑒于此,改革的后續(xù)措施便是繼續(xù)深化并完善配套政策,從而使得試點(diǎn)縣域徹底脫離所屬地級(jí)市,理順財(cái)權(quán)與事權(quán)[7]。2013年,河南省發(fā)布了《河南省深化省直管縣體制改革實(shí)施意見》(豫發(fā)〔2013〕12號(hào)),決定從2014年1月1日起對(duì)鞏義市等10個(gè)縣域?qū)嵭腥嬗墒≈苯庸芾砜h的體制,這也標(biāo)志著河南省“省直管縣”改革從“常規(guī)省直管”進(jìn)入“全面省直管”階段。在“全面省直管”模式下,10個(gè)試點(diǎn)縣域進(jìn)一步破除了“市管縣”的體制框架限制,不僅擴(kuò)大了管理權(quán)限,還對(duì)管理體制進(jìn)行了大范圍調(diào)整,基本與原屬地級(jí)市管理體系完全分開,完全由省級(jí)對(duì)口機(jī)構(gòu)管理,徹底成為省級(jí)政府直接管轄的地區(qū)[7]。
(二)理論框架
1.政府分權(quán)理論
作為制度變遷的重要形式,政府分權(quán)改革在過去的50年里愈演愈烈,成為各國提升治理效能、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的重要舉措。由于財(cái)政分權(quán)是20世紀(jì)70年代之后世界各國政府改革的主要方向,不僅發(fā)展中國家傾向于將財(cái)政收支權(quán)力轉(zhuǎn)移給下級(jí)地方政府,發(fā)達(dá)國家更是將財(cái)政聯(lián)邦主義奉為圭臬,且相較于發(fā)展中國家,發(fā)達(dá)國家的分權(quán)程度更高[9]。因此,有關(guān)分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究多聚焦探究財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn),先后兩代財(cái)政分權(quán)理論都指出了財(cái)政分權(quán)下競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制與激勵(lì)機(jī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的積極作用,即如果地方政府獲得了更多資源配置的權(quán)力,那么同級(jí)地方政府之間的相互競(jìng)爭(zhēng),以及上級(jí)政府對(duì)下級(jí)政府的多元激勵(lì)形式,可以促進(jìn)地方政府的決策更好反映轄區(qū)居民的偏好。聚焦政府間治理權(quán)威重新組合與劃分,政府分權(quán)的主要目的是善治。一方面,在信息不對(duì)稱的環(huán)境下,地方政府具有信息優(yōu)勢(shì),更了解當(dāng)?shù)氐膶?shí)際狀況,也更能代表當(dāng)?shù)鼐用竦睦妫?0],因此能夠制定出更切合實(shí)際的、更具針對(duì)性的政策措施;另一方面,由于信息外溢性的存在,當(dāng)?shù)鼐用裢鶗?huì)以其他地區(qū)政府的表現(xiàn)作為本地區(qū)政府績效的評(píng)估依據(jù),從而產(chǎn)生標(biāo)尺效應(yīng)[11],因此,在競(jìng)爭(zhēng)壓力下,地方政府的運(yùn)作效率將得到顯著提高,權(quán)力的濫用也將得到有效遏制。
與世界各國相同,中國為了調(diào)動(dòng)中央與地方兩個(gè)積極性,也進(jìn)行了廣泛的政府分權(quán)改革,中國式的政府分權(quán)主要包含行政分權(quán)與財(cái)政分權(quán)兩個(gè)維度,前者主要是指下放社會(huì)經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限以提高公共事務(wù)的管理效率,后者主要是指獨(dú)立財(cái)政收支管理權(quán)限以理順政府間財(cái)政的分配關(guān)系[12],然而二者本質(zhì)上都是通過政府體制內(nèi)部上下級(jí)政府間的權(quán)力劃分,使得下級(jí)政府逐漸獲得部分自主權(quán)(事權(quán)與財(cái)權(quán)),從而激發(fā)地方政府治理地方社會(huì)經(jīng)濟(jì)的活力,擴(kuò)大地方發(fā)展空間進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長[13]。頗多學(xué)者認(rèn)為,中央威權(quán)主義下向地方政府分權(quán)的制度安排構(gòu)成了中國改革開放以來經(jīng)濟(jì)增長奇跡的重要制度基礎(chǔ)[14],然而,根據(jù)劉沖等[12]的研究,行政分權(quán)與財(cái)政分權(quán)雖然都促進(jìn)了縣域經(jīng)濟(jì)增長,但都是以粗放的投資為動(dòng)力,并沒有從本質(zhì)上提高地方的資源配置效率。李永友等[15]也發(fā)現(xiàn),地方政府的財(cái)稅動(dòng)機(jī)決定了不同分權(quán)時(shí)序下經(jīng)濟(jì)增長的異質(zhì)性表現(xiàn),分權(quán)的形式與內(nèi)容將給予地方政府不同的激勵(lì)。這意味著分權(quán)的形式、程度以及過程的復(fù)雜性都是分權(quán)增長效應(yīng)評(píng)估中不應(yīng)當(dāng)忽視的重要因素[16]。因此,有關(guān)分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長之間因果關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)出現(xiàn)分歧,應(yīng)當(dāng)是分權(quán)的形式以及其運(yùn)行的體制機(jī)制存在與現(xiàn)實(shí)環(huán)境不適配的問題,而非分權(quán)本身存在問題[17]。
2.理論判斷
從內(nèi)容上看,“省直管縣”改革的本質(zhì)就是政府分權(quán),將市級(jí)政府在財(cái)政收支、轉(zhuǎn)移支付、公共物品提供、治理外部性等方面的政府職能向試點(diǎn)縣域轉(zhuǎn)移[5]。改革將原來歸屬于地級(jí)市政府的權(quán)力下放給縣級(jí)政府,弱化了地級(jí)市政府的干預(yù)權(quán),強(qiáng)化了縣級(jí)政府的自主權(quán)??h級(jí)政府發(fā)展自主權(quán)的強(qiáng)化不僅體現(xiàn)為財(cái)政權(quán)力的獨(dú)立,而且更體現(xiàn)在行政權(quán)力的擴(kuò)大上[15]。這可能會(huì)通過弱化吸納效應(yīng)、強(qiáng)化激勵(lì)效應(yīng)這兩種機(jī)制對(duì)試點(diǎn)縣域的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響,如圖1所示。
圖1“省直管縣”改革影響縣域經(jīng)濟(jì)增長的理論框架
首先,弱化吸納效應(yīng)。由于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展中“增長極”現(xiàn)象的存在,大城市往往對(duì)外圍地區(qū)存在吸納效應(yīng),使得經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)的各種經(jīng)濟(jì)資源向大城市集中,導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展利于大城市而犧牲外圍地區(qū)的局面[18]。地級(jí)市相較于縣域而言經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平更高,具有一定的吸納效應(yīng),而“市管縣”體制更使得地級(jí)市可以名正言順地支配縣域的經(jīng)濟(jì)資源,加劇了“市卡縣”“市刮縣”等問題[19]?!笆≈惫芸h”改革正是為了解決當(dāng)前存在的市縣發(fā)展矛盾,弱化地級(jí)市對(duì)縣級(jí)政府的吸納效應(yīng),從而促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展。一方面,通過行政權(quán)力的下放,切斷縣級(jí)政府與原屬地級(jí)市政府的上下級(jí)行政級(jí)別關(guān)系,擴(kuò)展了縣級(jí)政府的自主決策權(quán)限[20],這減少了地級(jí)市對(duì)縣域社會(huì)經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限的干預(yù),利于縣域充分發(fā)揮自主性和創(chuàng)新性以提升發(fā)展資源的獲取水平;另一方面,通過財(cái)政權(quán)力的獨(dú)立,簡化地方財(cái)政層級(jí),改變了此前地級(jí)市對(duì)縣域財(cái)政的“盤剝”和“侵占”[21],使得縣域的財(cái)政困境得以緩解,財(cái)政自主性的提升將刺激地方政府的資源競(jìng)爭(zhēng)[22],并使得其在與其他縣域乃至地級(jí)市競(jìng)爭(zhēng)發(fā)展資源時(shí)具備更多的優(yōu)勢(shì)。
其次,強(qiáng)化激勵(lì)效應(yīng)。在中國當(dāng)前的“政治錦標(biāo)賽”模式下,地方官員的晉升機(jī)會(huì)直接與政府績效考核相掛鉤,而GDP增長率成為地方政府績效考核的核心指標(biāo)[23]。這就導(dǎo)致地方官員對(duì)促進(jìn)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長具有強(qiáng)烈的個(gè)人意愿和內(nèi)在動(dòng)力,并構(gòu)成了地方官員的核心利益[23]。而地方官員必須具備支配一定資源的經(jīng)濟(jì)決策權(quán)力,擁有較大的行動(dòng)空間,才能真正對(duì)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展承擔(dān)行政責(zé)任,這是激勵(lì)效應(yīng)產(chǎn)生的前提[24]?!笆≈惫芸h”改革為縣級(jí)地方官員的晉升激勵(lì)提供了制度支撐。一方面,高配縣域黨委書記的行政級(jí)別提升了他們的行政地位與決策權(quán)限,使得他們具有比其他同層級(jí)建制的縣域領(lǐng)導(dǎo)更大的話語權(quán)和工作協(xié)調(diào)力度,其主政縣域在爭(zhēng)取政策優(yōu)惠與資金支持方面也就具備了競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)[25];另一方面,提升縣級(jí)政府的發(fā)展自主權(quán)可以使其突破地級(jí)市資源鉗制,根據(jù)自身的社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況獨(dú)立自
主地決定社會(huì)經(jīng)濟(jì)事務(wù)的管理方式,
“為增長而競(jìng)爭(zhēng)”的積極性得以提高,從而保障縣域發(fā)展的動(dòng)力與能力[26]。
據(jù)此,本文提出理論判斷:“省直管縣”改革對(duì)行政與財(cái)政等政府權(quán)力的下放強(qiáng)化了縣級(jí)政府的發(fā)展自主權(quán),進(jìn)而通過對(duì)吸納效應(yīng)的弱化以及激勵(lì)效應(yīng)的強(qiáng)化,促進(jìn)了試點(diǎn)縣域的經(jīng)濟(jì)增長。
三、研究設(shè)計(jì)
(一)模型設(shè)定
“省直管縣”作為一項(xiàng)中央深化縣制體制改革的政策舉措,使得相關(guān)縣域被分配到實(shí)驗(yàn)組或控制組之中,即試點(diǎn)縣域與非試點(diǎn)縣域,由此考慮選用DID作為評(píng)估改革對(duì)河南省10個(gè)試點(diǎn)縣域經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效應(yīng)的計(jì)量模型,通過DID估計(jì)量,即實(shí)驗(yàn)組的平均變化與控制組的平均變化之差,剔除掉實(shí)驗(yàn)組與控制組“實(shí)驗(yàn)開始前差異”的干擾。
本文采用雙向固定效應(yīng)模型對(duì)縣域與年份固定效應(yīng)進(jìn)行控制,以更接近傳統(tǒng)DID自然實(shí)驗(yàn)的模型形式?;鶞?zhǔn)(靜態(tài))DID公式如下:
Yit=α0+α1didit+∑γZ+ui+λt+εit(1)
其中,Yit表示被解釋變量經(jīng)濟(jì)規(guī)模,i表示縣域,t表示年份;did為實(shí)驗(yàn)組虛擬變量du(若i屬于實(shí)驗(yàn)組,則du=1,否則du=0)與改革時(shí)間虛擬變量dt(若t屬于改革后,則dt=1,否則dt=0)的交互項(xiàng),改革對(duì)河南省10個(gè)試點(diǎn)縣域經(jīng)濟(jì)增長的影響就由其系數(shù)α1反映;∑γZ為一系列控制變量,以剝離影響經(jīng)濟(jì)增長的主要干擾因素;ui與λt分別為縣域固定效應(yīng)與年份固定效應(yīng),以反映地區(qū)特征與時(shí)間趨勢(shì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的邊際貢獻(xiàn)。
(二)變量確定及數(shù)據(jù)選擇
由于“省直管縣”改革的作用對(duì)象是河南省下轄的縣與縣級(jí)市,因此在實(shí)證分析時(shí),所選樣本為河南省除安陽縣以外的103個(gè)縣域
2016年11月,安陽市進(jìn)行了市區(qū)管理范圍與管理體制的重大調(diào)整,調(diào)整后的安陽縣與示范區(qū)進(jìn)行套合,因此安陽縣出現(xiàn)了行政區(qū)劃調(diào)整,導(dǎo)致縣域社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況發(fā)生了重大變化,且統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)存在謬誤,因此剔除該縣。,其中實(shí)驗(yàn)組為10個(gè)試點(diǎn)縣域,剩余93個(gè)縣域作為控制組進(jìn)行對(duì)照??紤]變量數(shù)據(jù)的完善性、全面性以及改革在時(shí)間上的演進(jìn)性,通過Wind數(shù)據(jù)庫、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫與《河南省統(tǒng)計(jì)年鑒》采集了2000—2020年103個(gè)縣域21年的面板數(shù)據(jù),并以2011年為改革開啟元年。
鑒于國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)仍是地區(qū)經(jīng)濟(jì)規(guī)模的主要衡量標(biāo)準(zhǔn),本文選取GDP衡量被解釋變量經(jīng)濟(jì)規(guī)模,以2000年為基期,通過GDP指數(shù)計(jì)算得到所有年份的真實(shí)GDP,并進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理(lnGDP)。根據(jù)古典經(jīng)濟(jì)增長理論中物質(zhì)資本、人力資本、勞動(dòng)量以及技術(shù)知識(shí)等生產(chǎn)要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn),并結(jié)合相關(guān)研究結(jié)果,最終確定了影響經(jīng)濟(jì)增長的若干關(guān)鍵要素作為控制變量,以盡可能地將與改革有關(guān)且
對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有影響的干擾因素進(jìn)行控制,從而避免遺漏變量偏誤,估計(jì)出改革凈效應(yīng)。這些控制變量主要包含:投資水平,以全社會(huì)固定資產(chǎn)投資占GDP比重衡量;人力資本,以每百人口普通中學(xué)在校人數(shù)衡
量;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),以第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重衡量;政府干預(yù),以公共財(cái)政支出占GDP比重衡量;社會(huì)消
費(fèi),以社會(huì)消費(fèi)品零售總額占GDP比重衡量;人口密度,以每平方千米人口數(shù)量衡量;金融發(fā)展,以金融機(jī)構(gòu)存貸款余額占GDP比重衡量;公共服務(wù),以每十萬人口醫(yī)院衛(wèi)生床位數(shù)衡量;地理狀況,以地形起伏度(游珍等
參見:游珍,?封志明,?楊艷昭.中國地形起伏度公里網(wǎng)格數(shù)據(jù)集[EB/OL].(2018-03-16)[2022-01-05].?https://doi.org/10.3974/geodb.2018.03.16.V1.測(cè)算)衡量。由于固定效應(yīng)模型無法有效估計(jì)地理狀況這樣的非時(shí)變變量,本文參考Paul[27]的策略,將地理狀況與各年份虛擬變量的交互項(xiàng)(以2000年為基期)納入模型中進(jìn)行估計(jì)。主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。
四、實(shí)證分析
(一)平行趨勢(shì)檢驗(yàn)
DID得以合適應(yīng)用的潛在假設(shè)是實(shí)驗(yàn)組與控制組在改革前具有近似的發(fā)展特征,即兩組的GDP至少在河南省實(shí)施“省直管縣”改革之前的若干年份內(nèi)保持著接近平行的發(fā)展趨勢(shì)。本文選用事件研究vb?r?法進(jìn)行考察,如果滿足平行趨勢(shì)假設(shè),則兩組之間GDP的差異應(yīng)當(dāng)僅發(fā)生在改革之后,而在改革之前兩組的GDP不應(yīng)當(dāng)存在顯著差異。在式(1)的基礎(chǔ)上,建立平行趨勢(shì)檢驗(yàn)?zāi)P停?/p>
Yit=β0+∑j=9j=-11βjdu×yearj+∑γZ+ui+λt+εit(2)
其中,j表示距離改革試點(diǎn)前后的時(shí)間,yearj為年份虛擬變量,如果縣域處于第j年,則其取值為1,否則為0。構(gòu)建年份虛擬變量與實(shí)驗(yàn)組虛擬變量的交互項(xiàng)(du×yearj),其系數(shù)βj衡量的就是特定年份下
圖2實(shí)驗(yàn)組與控制組的平行趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果
實(shí)驗(yàn)組與控制組之間的GDP差異。為避免多重共線性,以改革開啟元年的前1年(2010年)作為估計(jì)結(jié)果的比較基期。
式(2)的回歸結(jié)果如圖2所示。在改革之前,交互項(xiàng)的系數(shù)變化并沒有明顯規(guī)律,且都在0附近波動(dòng)。其95%置信區(qū)間都包含0,表明在5%的水平上,兩組在改革前的GDP確實(shí)沒有出現(xiàn)過明顯差異,符合平行趨勢(shì)假設(shè)。而在改革后第二年,交互項(xiàng)系數(shù)在5%的水平上顯著為正,且存在增長趨勢(shì),意味著改革效應(yīng)可能
存在,但仍有待檢驗(yàn)。
(二)DID結(jié)果分析
基準(zhǔn)DID檢驗(yàn)的回歸結(jié)果見表2,分別納入了不同的固定效應(yīng)組合以進(jìn)行對(duì)比分析。其中第(2)(3)列的系數(shù)都不顯著,可能是未對(duì)固定效應(yīng)進(jìn)行完全控制所引起的遺漏變量偏誤所致。而第(4)列則是所采納的最終模型,其同時(shí)控制了縣域與年份固定效應(yīng),did的系數(shù)為0.072,且在10%的水平上顯著。在控制了影響經(jīng)濟(jì)增長的主要因素,并剔除掉地區(qū)特征與時(shí)間趨勢(shì)后,應(yīng)用DID對(duì)“省直管縣”改革凈效應(yīng)的評(píng)估結(jié)果為0.072。
改革凈效應(yīng)0.072意味著與93個(gè)未試點(diǎn)縣域相比,10個(gè)試點(diǎn)縣域的GDP平均而言每年多增長了7.2%,換言之,“省直管縣”改革對(duì)10個(gè)試點(diǎn)縣域GDP的平均年回報(bào)率為7.2%。中共河南省委辦公廳課題組全面走訪了河南省10個(gè)試點(diǎn)縣域,發(fā)現(xiàn)“省直管縣”改革整體運(yùn)行向好,取得了顯著成績,縣域社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量和效率得到了有效提高[28]。對(duì)試點(diǎn)縣域而言,雖然改革并沒有在短期內(nèi)促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步,但是體制創(chuàng)新促進(jìn)了資本積累以及勞動(dòng)水平的提高,從而釋放出新的制度紅利[2]。
(三)動(dòng)態(tài)DID檢驗(yàn)
“省直管縣”的改革效應(yīng)是否源自于政府權(quán)力下放從而引發(fā)的縣域發(fā)展自主權(quán)的強(qiáng)化呢?受每年的政策環(huán)境變化、經(jīng)濟(jì)周期影響、突發(fā)事件干擾以及地方政府主要領(lǐng)導(dǎo)更替等隨機(jī)因素的作用,改革效應(yīng)可能會(huì)在不同年份存在異質(zhì)性,呈現(xiàn)出圍繞平均效應(yīng)7.2%波動(dòng)的狀況。而2014年河南省“全面省直管”模式的試點(diǎn)更是將“省直管縣”改革推向了一個(gè)新的高潮,試點(diǎn)縣域經(jīng)歷了新一輪的分權(quán)化改革??梢酝茰y(cè),如果縣域經(jīng)濟(jì)增長的根本原因是其發(fā)展自主權(quán)的強(qiáng)化,那么“省直管縣”改革對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響應(yīng)當(dāng)呈現(xiàn)出顯著的階段性特征,即相較于“常規(guī)省直管”模式,“全面省直管”模式將進(jìn)一步促進(jìn)縣域的經(jīng)濟(jì)增長。為此,本文選用事件研究法進(jìn)行動(dòng)態(tài)DID檢驗(yàn),在式(1)的基礎(chǔ)上建立動(dòng)態(tài)DID:
Yit=δ0+∑k=2020k=2011δkdiditk+∑γZ+ui+λt+εit(3)
將改革時(shí)間虛擬變量分解到改革之后10個(gè)年份,若縣域i實(shí)行改革后的時(shí)間位于k年則diditk取值為1,否則取值為0。δk表示改革在2011—2020各年份對(duì)試點(diǎn)縣域經(jīng)濟(jì)增長的邊際貢獻(xiàn)。
動(dòng)態(tài)DID回歸結(jié)果見表3,“省直管縣”改革對(duì)10個(gè)試點(diǎn)縣域經(jīng)濟(jì)增長的邊際貢獻(xiàn)在時(shí)間上存在明顯的異質(zhì)性,并大致與改革的兩階段相吻合?!俺R?guī)省直管”模式實(shí)施時(shí)期(2011—2013年),改革效應(yīng)并未顯現(xiàn)?!叭媸≈惫堋蹦J綄?shí)施時(shí)期(2014年之后),改革效應(yīng)呈現(xiàn)出節(jié)節(jié)攀升的態(tài)勢(shì),并在2020年達(dá)到頂峰18.3%?!叭媸≈惫堋蹦J较驴h域發(fā)展自主權(quán)的強(qiáng)化,很可能便是“省直管縣”改革對(duì)10個(gè)試點(diǎn)縣域經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效應(yīng)從2015年開始顯現(xiàn)并逐漸攀升的根本原因。首先,在“常規(guī)省直管”模式下,單一的“擴(kuò)權(quán)強(qiáng)縣”與“財(cái)政直管”改革并不徹底,缺乏行政、財(cái)政、人事等權(quán)力在內(nèi)的全面下放,難以從根本上克服制約縣域經(jīng)濟(jì)增長的阻礙。其次,“全面省直管”模式使得試點(diǎn)縣域發(fā)展自主權(quán)得到空前的強(qiáng)化,縣域的黨委、紀(jì)委、政府、人大、政協(xié)及相關(guān)部門均直接與省級(jí)部門建立工作聯(lián)系,黨政正職也都由省委進(jìn)行直接管理。綜上,“全面省直管”模式旨在弱化地級(jí)市政府對(duì)縣級(jí)政府的社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的干涉和影響,擴(kuò)大縣級(jí)政府的經(jīng)濟(jì)和財(cái)政自主權(quán)、事務(wù)自主權(quán),以促進(jìn)縣域社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。
由此,“省直管縣”改革效應(yīng)產(chǎn)生的根本原因是“全面省直管”模式的實(shí)施得到了一定證實(shí)。趙建吉等[1]的研究也為此提供了一定支持,“全面省直管”模式作為“省直管縣”改革未來的發(fā)展方向,可以使得試點(diǎn)縣域充分發(fā)揮體制優(yōu)勢(shì),從而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的提質(zhì)增效[29]。
(四)影響機(jī)制檢驗(yàn)
1.弱化吸納效應(yīng)檢驗(yàn)
“省直管縣”改革后,隨著試點(diǎn)縣域發(fā)展自主權(quán)的強(qiáng)化,地級(jí)市對(duì)試點(diǎn)縣域的“盤剝”和“侵占”現(xiàn)象將得到一定的遏制,這意味著試點(diǎn)縣域的資源獲取水平將得到有效提升,即行政權(quán)力的擴(kuò)大與財(cái)政權(quán)力的獨(dú)立增加了試點(diǎn)縣域引進(jìn)、積累發(fā)展資源尤其是對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有貢獻(xiàn)的資源的機(jī)會(huì)。受賈俊雪等[30]的啟發(fā),結(jié)合數(shù)據(jù)的可獲得性,本文分別以財(cái)政收入分權(quán)水平(縣域人均公共財(cái)政收入/市域人均公共財(cái)政收入,R)、財(cái)政支出分權(quán)水平(縣域人均公共財(cái)政支出/市域人均公共財(cái)政支出,E)、投資獲取水平(縣域全社會(huì)固定資產(chǎn)投資/市域全社會(huì)固定資產(chǎn)投資,I)、企業(yè)獲取水平
由于市域?qū)用娴囊?guī)模以上工業(yè)企業(yè)單位數(shù)無法獲得,因此本文采取絕對(duì)值測(cè)量,這也可以從絕對(duì)水平的角度實(shí)現(xiàn)對(duì)以上三個(gè)相對(duì)水平的測(cè)量變量的補(bǔ)充。此外,由于宜陽縣與光山縣某些年份的數(shù)據(jù)缺失,因此該變量的觀測(cè)值為2?153。(縣域規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)單位數(shù)/個(gè),C)衡量縣域在財(cái)政以及招商引資方面的資源獲取水平。通過觀察實(shí)驗(yàn)組與控制組資源獲取水平的時(shí)間發(fā)展趨勢(shì)(見圖3和圖4)可以發(fā)現(xiàn),對(duì)于這些資源的獲取水平,兩組在改革前基本都保持著極為相似的時(shí)間發(fā)展趨勢(shì)(同時(shí)增長與降低),且兩組的差距并未產(chǎn)生明顯的變化。但在改革后,兩組的資源獲取水平都發(fā)生了顯著的變化,集中表現(xiàn)為實(shí)驗(yàn)組的增速得到了較大提高,使得其資源獲取水平的上升幅度遠(yuǎn)大于控制組。以財(cái)政支出分權(quán)水平為例,在2011年實(shí)驗(yàn)組還遠(yuǎn)低于控制組,分別為0391與0415,但此后實(shí)驗(yàn)組發(fā)展迅速,在2014年成功實(shí)現(xiàn)反超,到2020年已經(jīng)分別達(dá)到了0477與0467。
圖3財(cái)政收支分權(quán)水平的時(shí)間發(fā)展趨勢(shì)
圖4投資獲取水平與企業(yè)獲取水平的時(shí)間發(fā)展趨勢(shì)
在此基礎(chǔ)上,本文采取中介效應(yīng)檢驗(yàn)
考慮到中介效應(yīng)檢驗(yàn)的弊端,本文也嘗試了構(gòu)建兩個(gè)單獨(dú)的模型分別檢驗(yàn)改革對(duì)資源獲取水平以及資源獲取水平對(duì)GDP的影響,結(jié)果基本一致。的思路。首先,將資源獲取水平作為被解釋變量,對(duì)改革進(jìn)行回歸估計(jì),再將資源獲取水平作為解釋變量納入到基準(zhǔn)DID中進(jìn)行估計(jì)。弱化吸納效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果見表5,did的系數(shù)在第(1)(3)(5)(7)列中都顯著為正,這表明改革確實(shí)促進(jìn)了試點(diǎn)縣域資源獲取水平的提升。其次,除第(2)列外,資源獲取水平都顯著促進(jìn)了縣域經(jīng)濟(jì)增長,即改革所導(dǎo)致的試點(diǎn)縣域財(cái)政支出分權(quán)水平、投資獲取水平以及企業(yè)獲取水平的提升,將進(jìn)一步促進(jìn)試點(diǎn)縣域的經(jīng)濟(jì)增長。由此,本文關(guān)于“省直管縣”改革通過弱化吸納效應(yīng)拉動(dòng)縣域經(jīng)濟(jì)增長這一影響機(jī)制得以證實(shí),即試點(diǎn)縣域的經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限、財(cái)政自主權(quán)、行政人事權(quán)的全面下放,不僅避免了地級(jí)市截留財(cái)政資金的“漏斗效應(yīng)”,還增強(qiáng)了縣域憑借自身優(yōu)勢(shì)開展招商引資的規(guī)模與水平,從而為試點(diǎn)縣域的經(jīng)濟(jì)增長提供了基礎(chǔ)物質(zhì)條件。
在“政治錦標(biāo)賽”模式下,由“省直管縣”改革所強(qiáng)化的縣域發(fā)展自主權(quán),將為刺激官員的晉升激勵(lì)提供制度支撐。試點(diǎn)縣域的黨委書記都被配以較高級(jí)別待遇,相較以往會(huì)獲得更多接觸省政府的機(jī)會(huì),從而產(chǎn)生一種“特殊經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)”,使得他們獲得“低職高配”的“政治激勵(lì)”[19],在官場(chǎng)晉升激勵(lì)機(jī)制下,這可以保證分權(quán)附帶的靈活性能更好被用來促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)增長。然而,實(shí)證檢驗(yàn)所面臨的一個(gè)核心問題便是如何衡量官員激勵(lì)水平。與資源獲取水平不同,官員的激勵(lì)更多體現(xiàn)的是微觀個(gè)體的主觀感知,而各試點(diǎn)縣域的主政官員都面臨著相似的政策激勵(lì)。因此,本文進(jìn)行了如下設(shè)計(jì):通過若干影響官員晉升機(jī)會(huì)的因素間接衡量官員激勵(lì)水平,如果“省直管縣”改革使得激勵(lì)效應(yīng)得以強(qiáng)化,進(jìn)而促進(jìn)了試點(diǎn)縣域的經(jīng)濟(jì)增長,那么可以預(yù)期在試點(diǎn)縣域中,官員激勵(lì)水平更強(qiáng)的縣域,改革效應(yīng)將更加突出。為驗(yàn)證此猜想,本文采取了調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)的思路。
首先,從微觀角度,年齡與任期作為影響官員晉升機(jī)會(huì)的重大微觀因素,年齡越大、任期越短,官員的晉升激勵(lì)水平越低[31]。因此,考慮到官員年齡超過45歲就難以再進(jìn)入市局廳級(jí)班子[32],以45歲作為分界點(diǎn),設(shè)定年齡限制虛擬變量(A),若改革后試點(diǎn)縣域當(dāng)年在任黨委書記的年齡不大于45歲,則賦值1,否則賦值0??紤]到地方官員頻繁調(diào)動(dòng)背景下,官員任期的第3~4年通常是其關(guān)鍵晉升機(jī)會(huì)[33],以任期的第3~4年為分界點(diǎn),設(shè)定任期限制虛擬變量(T),若改革后試點(diǎn)縣域當(dāng)年在任黨委書記的任期處于第3~4年,則賦值1,否則賦值0。將A與T這兩個(gè)虛擬變量分別與did相乘構(gòu)造交互項(xiàng),納入基準(zhǔn)DID中進(jìn)行估計(jì),以衡量試點(diǎn)縣域官員激勵(lì)水平的高低對(duì)改革效應(yīng)的影響。
其次,從宏觀角度,受錢先航等[34]的啟發(fā),構(gòu)造了縣域官員的晉升壓力指數(shù)以衡量官員激勵(lì)水平,考慮到上級(jí)政府對(duì)縣域官員的績效考核以經(jīng)濟(jì)、財(cái)政、民生為主,分別采取GDP增長率(P)、財(cái)政盈余(S),以及城鄉(xiāng)居民收入差距(G)這三個(gè)指標(biāo)來衡量官員晉升壓力。具體而言,第一,由于官員的相對(duì)績效評(píng)價(jià)方式與各縣域所面臨的資源稟賦差異,以歷年各縣域GDP與全縣域的GDP總量構(gòu)建權(quán)重,測(cè)算歷年各指標(biāo)的加權(quán)平均數(shù)作為比較的參照。第二,在2011年改革后,若試點(diǎn)縣域的指標(biāo)數(shù)值大于該年的加權(quán)平均數(shù),則賦值1,否則賦值0,1與0分別意味著官員激勵(lì)水平的高與低。第三,將這些指標(biāo)的得分加總,得到晉升壓力指數(shù)(D),其取值區(qū)間為[0,3],數(shù)值越大官員激勵(lì)水平越高。第四,將D與did相乘構(gòu)造交互項(xiàng),同時(shí)分別將各個(gè)指標(biāo)的虛擬變量與did構(gòu)造交互項(xiàng),并納入基準(zhǔn)DID中進(jìn)行估計(jì)。
強(qiáng)化激勵(lì)效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果見表6,除第(3)(5)列中交互項(xiàng)的系數(shù)分別顯著為正與負(fù)外,其余各列中交互項(xiàng)的系數(shù)都不顯著,這意味著改革雖然極大提升了對(duì)試點(diǎn)縣域的發(fā)展自主權(quán),但可能并未強(qiáng)化激勵(lì)效應(yīng),即使試點(diǎn)縣域黨委書記的官員激勵(lì)水平較高,改革效應(yīng)也并未得到強(qiáng)化。由此,本文關(guān)于“省直管縣”改革通過強(qiáng)化激勵(lì)效應(yīng)促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)增長的這一影響機(jī)制得以證偽
此處證偽意指根據(jù)本文的設(shè)計(jì),并未觀察到強(qiáng)化激勵(lì)效應(yīng)的現(xiàn)象,即現(xiàn)有證據(jù)并不充分,但并不意味著該效應(yīng)不存在,這有待進(jìn)一步的深入探究。
②混合匹配后,兩組之間所有協(xié)變量的差異全部處于10%的范圍之內(nèi),差異得到良好控制,表明樣本在兩組之間近似隨機(jī)分配。,即改革效應(yīng)的產(chǎn)生并非試點(diǎn)縣域官員晉升激勵(lì)水平的提升導(dǎo)致的結(jié)果。這可能是因?yàn)辄h的十八大后國家治理的重大變革促使“政治錦標(biāo)賽”激勵(lì)模式遭遇了困境[35]。
五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)
(一)PSM-DID檢驗(yàn)
“省直管縣”改革中試點(diǎn)縣域的選擇可能考慮到了經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、地理區(qū)位、財(cái)政狀況等諸多因素,而這些
因素還影響了縣域的經(jīng)濟(jì)增長,由此可能存在由于樣本選擇偏誤而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。因此,本文應(yīng)用
PSM-DID對(duì)改革效應(yīng)進(jìn)行估計(jì),這可以在控制非觀測(cè)因素的同時(shí)有效校正選擇偏差,從而準(zhǔn)確估計(jì)改革的平均處理效應(yīng)[36]。鑒于逐期匹配的效果較差,不僅損失樣本過多,而且嚴(yán)重違反平衡性假設(shè),故而選擇相對(duì)效果更好的混合匹配方式②。
PSM-DID檢驗(yàn)結(jié)果見表7。為增強(qiáng)研究結(jié)論的可靠性,本文采用如下4種主流匹配方法:k近鄰匹配(k=4);
卡尺匹配(卡尺=0.01);卡尺內(nèi)的k近鄰匹配(k=4,?卡尺=0.01);核匹配(默認(rèn)核函數(shù)與帶寬)。雖然匹配方法存在一定差異,但是did的系數(shù)仍然都顯著為正,而且與基準(zhǔn)DID結(jié)果相差不大,這表明對(duì)實(shí)驗(yàn)組與控制組內(nèi)的縣域進(jìn)行近似隨機(jī)配對(duì)以控制系統(tǒng)差異后,“省直管縣”的改革效應(yīng)近乎不變。
(二)SCM檢驗(yàn)
DID檢驗(yàn)可能存在“匹配困難”,即無論如何控制組總是會(huì)與實(shí)驗(yàn)組存在各種影響經(jīng)濟(jì)增長的差異,并且適用于截面數(shù)據(jù)的PSM應(yīng)用于面板數(shù)據(jù)也存在著一定問題[37]。本文應(yīng)用Abadie等[38]基于反事實(shí)框架提出的合成控制法(SCM)進(jìn)行檢驗(yàn),即根據(jù)未受政策沖擊區(qū)域的線性組合構(gòu)造出一個(gè)合適的控制組,而后通過“真實(shí)區(qū)域”與“合成區(qū)域”的對(duì)比得到政策沖擊的影響。Abadie等[39]證明了在一定的正則條件下,如果合成區(qū)域可以完全復(fù)制處理區(qū)域的預(yù)測(cè)變量與干預(yù)前的結(jié)果變量,那么當(dāng)干預(yù)前期數(shù)趨于無窮大時(shí),SCM的估計(jì)量便是漸進(jìn)無偏的。
為避免“內(nèi)插偏差”,本文以控制組的93個(gè)未試點(diǎn)縣域?yàn)閰⒄?,分別對(duì)實(shí)驗(yàn)組的10個(gè)試點(diǎn)縣域應(yīng)用SCM。
結(jié)果顯示,只有蘭考縣、汝州市、長垣縣的“合成縣域”能在“省直管縣”改革干預(yù)前的相當(dāng)一段時(shí)期內(nèi)很好地追蹤“真實(shí)縣域”的干預(yù)變量與結(jié)果變量,滿足SCM的可信度要求
SCM檢驗(yàn)中“合成縣域”干預(yù)變量的對(duì)照情況適配度良好。(見圖5~7)。
這三個(gè)縣域中,在2011年改革前,“合成縣域”與“真實(shí)縣域”的經(jīng)濟(jì)增長保持著近似的特征,而大約在改革時(shí)點(diǎn)前后,“合成縣域”與“真實(shí)縣域”的經(jīng)濟(jì)增長趨勢(shì)產(chǎn)生了偏離,在改革后尤其是“全面省直管”模式實(shí)施后,偏離幅度越來越大,意味著“真實(shí)縣域”因?yàn)槭艿礁母锏臎_擊經(jīng)濟(jì)增長速度加快,這證實(shí)了“省直管縣”改革存在經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)效應(yīng)。
(三)排除干擾性政策影響
首先,考慮國家重點(diǎn)生態(tài)功能區(qū)的影響。河南省多個(gè)區(qū)縣被納入國家重點(diǎn)生態(tài)功能區(qū)
商城縣、新縣于2014年被納入大別山水土保持生態(tài)功能區(qū),盧氏縣、西峽縣、內(nèi)鄉(xiāng)縣、淅川縣、桐柏縣、浉河區(qū)、羅山縣、光山縣于2016年被納入重點(diǎn)生態(tài)功能區(qū)。,這勢(shì)必會(huì)限制其經(jīng)濟(jì)增長潛力。因此,將全樣本中涉及的9個(gè)縣域予以剔除。其次,考慮國家中心城市鄭州市的影響。2016年12月鄭州市正式被確定為國家中心城市,鄭州市加快了“一核一副一帶多點(diǎn)”都市圈的建設(shè)步伐,這勢(shì)必會(huì)對(duì)周圍縣域產(chǎn)生一定的政策沖擊,尤其是本就隸屬于鄭州市的6個(gè)縣域
分別是中牟縣、鞏義市、滎陽市、新密市、新鄭市、登封市。。因此,將這6個(gè)縣域予以剔除。再次,考慮河南省重大區(qū)域政策的影響。2014年初河南省為加快中原崛起,將新鄭市、滎陽市、新密市等重要產(chǎn)業(yè)帶節(jié)點(diǎn)城市等分別設(shè)定為國家級(jí)與省級(jí)重點(diǎn)開發(fā)區(qū)域(國家級(jí)23個(gè),省級(jí)25個(gè)),這些區(qū)域受到了河南省的發(fā)展政策扶持。因此,針對(duì)全樣本中所涉及的27個(gè)縣域,構(gòu)建重大區(qū)域政策虛擬變量(若某縣域在2014年成為重點(diǎn)開發(fā)區(qū),則此后各年都賦值1,其余皆賦值0),并將其納入控制變量。最后,考慮全國大規(guī)模扶貧政策的影響。2014年全國832個(gè)國家級(jí)貧困縣名單公布,涉及河
南省蘭考縣、滑縣、新縣等38個(gè)縣域(本文涉及36個(gè)),這些縣域享受到了特殊的扶貧政策照顧。因此,
創(chuàng)建貧困縣域的虛擬變量(若某縣域在2014年被定為貧困縣域,則此后各年都賦值1,其余皆賦值0)
即使貧困縣已經(jīng)“摘帽”,出于鞏固脫貧攻堅(jiān)成果的目標(biāo),仍然會(huì)受到政策扶持,因此該虛擬變量包含“摘帽”后政策扶持的影響。,并將其納入控制變量
未剔除后兩項(xiàng)干擾性政策沖擊的樣本的原因是其涉及的縣域過多,且牽涉超過半數(shù)的試點(diǎn)縣域,全部剔除將對(duì)結(jié)果影響過大。。
排除干擾性政策影響的檢驗(yàn)結(jié)果見表8。各列中did的系數(shù)都顯著為正,除了第(2)列外都十分接近,且與基準(zhǔn)DID估計(jì)結(jié)果相差不大。因此,“省直管縣”改革效應(yīng)并沒有因?yàn)檫@些干擾性政策的沖擊而消失。
(四)安慰劑檢驗(yàn)
1.虛擬改革時(shí)間的安慰劑檢驗(yàn)
本文將河南省貫徹落實(shí)“省直管縣”改革的年份分別統(tǒng)一提前至2004—2010年進(jìn)行DID估計(jì)。如果此時(shí)改革效應(yīng)did系數(shù)依然顯著為正,則存在如下可能:雖然改革在此年份并未實(shí)施,但此年份內(nèi)可能存在著其他項(xiàng)目沖擊且對(duì)試點(diǎn)縣域的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了一定影響,并對(duì)試點(diǎn)縣域的后續(xù)年份繼續(xù)發(fā)揮作用,那么上文所得到的改革效應(yīng)可能存在偏誤。
本文虛構(gòu)了2004—2010年7個(gè)河南省“省直管縣”改革的時(shí)點(diǎn),相關(guān)估計(jì)結(jié)果見表9,除2010年外,在每個(gè)虛構(gòu)改革時(shí)間的模型估計(jì)結(jié)果中did的系數(shù)都不顯著,且普遍低于7.2?%。而2010年顯著的原因可能是改革預(yù)期效應(yīng)的存在。因此,這證實(shí)了試點(diǎn)縣域的經(jīng)濟(jì)增長很可能源自于2011年的“省直管縣”改革,而不是受改革前其他各種因素的影響所致。
虛擬改革時(shí)間的安慰劑檢驗(yàn)僅僅排除了該改革真正試點(diǎn)年份之前其他政策存在干擾的可能性,但還可能存在改革之后同時(shí)期其他政策沖擊的可能性。因此,以反事實(shí)檢驗(yàn)的思路進(jìn)行虛擬實(shí)驗(yàn)組的安慰劑檢驗(yàn)。本文從全部樣本103個(gè)縣域中隨機(jī)抽取10個(gè)縣域作為虛構(gòu)實(shí)驗(yàn)組,并將剩余的93個(gè)縣域作為虛構(gòu)控制組,然后進(jìn)行DID估計(jì),從而得到“省直管縣”改革的虛構(gòu)效應(yīng)。若不存在改革之后同時(shí)期其他遺漏因素的干擾,則改革的虛構(gòu)效應(yīng)接近0,并且顯著的概率較小。
隨機(jī)抽取1?000次虛構(gòu)實(shí)驗(yàn)組對(duì)應(yīng)的交互項(xiàng)系數(shù)的概率密度與P值結(jié)果如圖8所示??梢钥闯?,改革的虛構(gòu)效應(yīng)明顯集中于0附近,且大多數(shù)估計(jì)值的P值都大于0.1,表明改革對(duì)虛構(gòu)實(shí)驗(yàn)組的經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效應(yīng)近似為0,即無顯著影響。同時(shí),基準(zhǔn)DID檢驗(yàn)中did的系數(shù)(0.072)也落在小概率區(qū)間,顯著異于實(shí)驗(yàn)組安慰劑檢驗(yàn)的系數(shù)分布,表明改革效應(yīng)應(yīng)當(dāng)并非是一種偶然事件。綜上可知,虛構(gòu)實(shí)驗(yàn)組的經(jīng)濟(jì)增長并未受到同時(shí)期其他政策干預(yù)的影響,也就沒有和控制組產(chǎn)生明顯的差異,從而反向驗(yàn)證了本文結(jié)論的可信度。
六、結(jié)論與對(duì)策
本文依據(jù)政府分權(quán)理論,構(gòu)建了“省直管縣”改革影響縣域經(jīng)濟(jì)增長的理論框架,探討了二者之間的內(nèi)在因果關(guān)系,從而提出理論判斷。而后基于河南省103個(gè)縣域2000—2020年的面板數(shù)據(jù),在驗(yàn)證平行趨勢(shì)假設(shè)后,將“省直管縣”改革視作一項(xiàng)自然實(shí)驗(yàn)并應(yīng)用評(píng)估外生性政策沖擊的DID進(jìn)行實(shí)證分析。研究發(fā)現(xiàn):第一,“省直管縣”改革促進(jìn)了河南省10個(gè)試點(diǎn)縣域的經(jīng)濟(jì)增長,靜態(tài)維度下,在對(duì)若干影響經(jīng)濟(jì)增長的主要因素進(jìn)行控制后,改革對(duì)試點(diǎn)縣域經(jīng)濟(jì)增長的平均年回報(bào)率為7.2%;第二,“全面省直管”模式下縣域發(fā)展自主權(quán)的強(qiáng)化正是“省直管縣”改革的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)產(chǎn)生的根本原因,動(dòng)態(tài)維度下,“省直管縣”改革對(duì)試點(diǎn)縣域經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效應(yīng)在不同年份存在著異質(zhì)性,呈現(xiàn)出明顯的階段性特征,“常規(guī)省直管”模式并未產(chǎn)生改革效應(yīng),而“全面省直管”模式則產(chǎn)生了節(jié)節(jié)攀升的改革效應(yīng),這是縣域發(fā)展自主權(quán)得到強(qiáng)化的結(jié)果;第三,縣域發(fā)展自主權(quán)的提升主要通過弱化吸納效應(yīng)而非強(qiáng)化激勵(lì)效應(yīng)促進(jìn)了縣域經(jīng)濟(jì)增長,這主要表現(xiàn)在“省直管縣”改革提升了試點(diǎn)縣域在財(cái)政與招商引資方面的資源獲取水平,進(jìn)而促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。
基于上述研究結(jié)論,本文提出以下政策建議。第一,整體推進(jìn)“全面省直管”模式,深化縣域體制改革。充分的權(quán)力下放是發(fā)展活力釋放的關(guān)鍵條件,“常規(guī)省直管”模式這種低水平的分權(quán)改革并不能滿足縣域經(jīng)濟(jì)增長的需求,而“全面省直管”模式則較好解決了此前階段的過渡體制障礙。因此,從經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展層面需要堅(jiān)持“全面省直管”模式的深化與完善,通過賦予縣級(jí)政府更大的發(fā)展自主權(quán),進(jìn)一步破除制約縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的制度因素。第二,構(gòu)建市縣合作共贏的新型府際關(guān)系,打破吸納效應(yīng)對(duì)試點(diǎn)縣域的發(fā)展桎梏。當(dāng)務(wù)之急是改變以往的無序競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系,構(gòu)建合作共贏關(guān)系,不僅要弱化吸納效應(yīng),更要增強(qiáng)協(xié)同效應(yīng)。試點(diǎn)縣域應(yīng)當(dāng)利用所享有的經(jīng)濟(jì)社會(huì)管理權(quán)限,根據(jù)自身資源條件、地理位置與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀等因素做好戰(zhàn)略定位、明確未來發(fā)展方向,與地級(jí)市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展形成良性互補(bǔ)。第三,加強(qiáng)對(duì)改革的考核關(guān)注與績效評(píng)估,探索激勵(lì)效應(yīng)在試點(diǎn)縣域的實(shí)現(xiàn)可能。雖然強(qiáng)化激勵(lì)效應(yīng)的影響機(jī)制并未獲得經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持,但縣域主政官員尤其是黨委書記作為縣級(jí)政府的掌舵者與決策者,對(duì)改革的成效起著至關(guān)重要的作用。因此,省級(jí)政府不僅要加強(qiáng)對(duì)改革試點(diǎn)落實(shí)效率的監(jiān)督,跟進(jìn)改革內(nèi)容的執(zhí)行進(jìn)度,還要對(duì)試點(diǎn)縣域的經(jīng)濟(jì)增長績效進(jìn)行定期評(píng)估,以作為官員考核與晉升的重要參考。
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編輯:李再揚(yáng),高原