從分權(quán)看發(fā)展：“省直管縣”改革如何促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)增長？

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，探討改革對縣域經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在影響機(jī)制，基于河南省103個縣域2000—2020年的面板數(shù)據(jù)，應(yīng)用雙重差分法（DID）對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)勢增長態(tài)勢的根本原因；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)化激勵效應(yīng)實(shí)現(xiàn)了對經(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)；激勵效應(yīng)；吸納效應(yīng)

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：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)），各級政府在行政和財(cái)政上都隸屬于上一級政府直接管轄，并且上下級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)揮地級市對縣域的引領(lǐng)作用。然而，中國傳統(tǒng)社會“差序格局”的特點(diǎn)，在地方政府之間同樣適用，地級市政府更加關(guān)注市轄區(qū)或者主城區(qū)的社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而基于行政層級所形成的決策權(quán)力使得地級市在競爭發(fā)展資源上具有天然的優(yōu)勢。因此，“市管縣”體制不僅成為縣級財(cái)政的“抽水機(jī)”與“吸血蟲”，而且對新興產(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。“市管縣”行政體制并未展現(xiàn)出預(yù)期作用，反而成為限制縣級政府自主性和創(chuàng)新性、阻礙縣域社會經(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個省份選取了30個縣（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，行政事務(wù)繞過市級政府直接由省政府審批和管理，轉(zhuǎn)移支付補(bǔ)助資金可以由省級財(cái)政賬戶直接下達(dá)縣級，這有助于提高行政審批和資源下?lián)艿男?，同時擴(kuò)大了縣級政府的經(jīng)濟(jì)社會管理權(quán)限，有助于縣域社會經(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)上仍然存在爭議。一方面，諸多學(xué)者對“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周圍縣市經(jīng)濟(jì)活動的吸納，并不具有可持續(xù)性。王婧等［6］從多個維度衡量了“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個縣域作為“省直管縣”改革試點(diǎn)的時間已超過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)。基于此，本文選擇中央“省直管縣”改革的試點(diǎn)大省——河南省作為研究對象，重點(diǎn)圍繞改革對河南省10個試點(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期改革，應(yīng)用雙重差分法（DID）對改革的經(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估結(jié)果的真實(shí)可信；第五，對于長期以來有關(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），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），決定從2014年1月1日起對鞏義市等10個縣域?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，還對管理體制進(jìn)行了大范圍調(diào)整，基本與原屬地級市管理體系完全分開，完全由省級對口機(jī)構(gòu)管理，徹底成為省級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)下競爭機(jī)制與激勵機(jī)制對經(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，那么同級地方政府之間的相互競爭，以及上級政府對下級政府的多元激勵形式，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，在信息不對稱的環(huán)境下，地方政府具有信息優(yōu)勢，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云渌貐^(qū)政府的表現(xiàn)作為本地區(qū)政府績效的評估依據(jù)，從而產(chǎn)生標(biāo)尺效應(yīng)［11］，因此，在競爭壓力下，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)動中央與地方兩個積極性，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)兩個維度，前者主要是指下放社會經(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)部上下級政府間的權(quán)力劃分，使得下級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)稅動機(jī)決定了不同分權(quán)時序下經(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。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市政府的權(quán)力下放給縣級政府，弱化了地級市政府的干預(yù)權(quán)，強(qiáng)化了縣級政府的自主權(quán)?？h級政府發(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］。這可能會通過弱化吸納效應(yīng)、強(qiáng)化激勵效應(yīng)這兩種機(jī)制對試點(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］。“省直管縣”改革正是為了解決當(dāng)前存在的市縣發(fā)展矛盾，弱化地級市對縣級政府的吸納效應(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，切斷縣級政府與原屬地級市政府的上下級行政級別關(guān)系，擴(kuò)展了縣級政府的自主決策權(quán)限［20］，這減少了地級市對縣域社會經(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，改變了此前地級市對縣域財(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爭［22］，并使得其在與其他縣域乃至地級市競爭發(fā)展資源時具備更多的優(yōu)勢。

其次，強(qiáng)化激勵效應(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)致地方官員對促進(jìn)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長具有強(qiáng)烈的個人意愿和內(nèi)在動力，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，擁有較大的行動空間，才能真正對地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展承擔(dān)行政責(zé)任，這是激勵效應(yīng)產(chǎn)生的前提［24］?！笆≈惫芸h”改革為縣級地方官員的晉升激勵提供了制度支撐。一方面，高配縣域黨委書記的行政級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，其主政縣域在爭取政策優(yōu)惠與資金支持方面也就具備了競爭優(yōu)勢［25］；另一方面，提升縣級政府的發(fā)展自主權(quán)可以使其突破地級市資源鉗制，根據(jù)自身的社會經(jīng)濟(jì)狀況獨(dú)立自

主地決定社會經(jīng)濟(jì)事務(wù)的管理方式，

“為增長而競爭”的積極性得以提高，從而保障縣域發(fā)展的動力與能力［26］。

據(jù)此，本文提出理論判斷：“省直管縣”改革對行政與財(cái)政等政府權(quán)力的下放強(qiáng)化了縣級政府的發(fā)展自主權(quán)，進(jìn)而通過對吸納效應(yīng)的弱化以及激勵效應(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作為評估改革對河南省10個試點(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)，改革對河南省10個試點(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)特征與時間趨勢對經(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”改革的作用對象是河南省下轄的縣與縣級市，因此在實(shí)證分析時，所選樣本為河南省除安陽縣以外的103個縣域

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個試點(diǎn)縣域，剩余93個縣域作為控制組進(jìn)行對照?？紤]變量數(shù)據(jù)的完善性、全面性以及改革在時間上的演進(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、勞動量以及技術(shù)知識等生產(chǎn)要素對經(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；社會消

費(fèi)，以社會消費(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。本文選用事件研究vb?r?法進(jìn)行考察，如果滿足平行趨勢假設(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。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，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)行對比分析。其中第（2）（3）列的系數(shù)都不顯著，可能是未對固定效應(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)特征與時間趨勢后，應(yīng)用DID對“省直管縣”改革凈效應(yīng)的評估結(jié)果為0.072。

改革凈效應(yīng)0.072意味著與93個未試點(diǎn)縣域相比，10個試點(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10個試點(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，縣域社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量和效率得到了有效提高［28］。對試點(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水平的提高，從而釋放出新的制度紅利［2］。

（三）動態(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，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)行動態(tài)DID檢驗(yàn)，在式（1）的基礎(chǔ)上建立動態(tài)DID：

Yit=δ0+∑k=2020k=2011δkdiditk+∑γZ+ui+λt+εit（3）

將改革時間虛擬變量分解到改革之后10個年份，若縣域i實(shí)行改革后的時間位于k年則diditk取值為1，否則取值為0。δk表示改革在2011—2020各年份對試點(diǎn)縣域經(jīng)濟(jì)增長的邊際貢獻(xiàn)。

動態(tài)DID回歸結(jié)果見表3，“省直管縣”改革對10個試點(diǎn)縣域經(jīng)濟(jì)增長的邊際貢獻(xiàn)在時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)施時期（2011—2013年），改革效應(yīng)并未顯現(xiàn)?！叭媸≈惫堋蹦Ｊ綄?shí)施時期（2014年之后），改革效應(yīng)呈現(xiàn)出節(jié)節(jié)攀升的態(tài)勢，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10個試點(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”模式旨在弱化地級市政府對縣級政府的社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的干涉和影響，擴(kuò)大縣級政府的經(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，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，地級市對試點(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)展資源尤其是對經(jīng)濟(jì)增長有貢獻(xiàn)的資源的機(jī)會。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（縣域全社會固定資產(chǎn)投資/市域全社會固定資產(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，因此本文采取絕對值測量，這也可以從絕對水平的角度實(shí)現(xiàn)對以上三個相對水平的測量變量的補(bǔ)充。此外，由于宜陽縣與光山縣某些年份的數(shù)據(jù)缺失，因此該變量的觀測值為2?153。（縣域規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)單位數(shù)/個，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間發(fā)展趨勢（見圖3和圖4）可以發(fā)現(xiàn)，對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間發(fā)展趨勢（同時增長與降低），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)水平的時間發(fā)展趨勢

圖4投資獲取水平與企業(yè)獲取水平的時間發(fā)展趨勢

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)建兩個單獨(dú)的模型分別檢驗(yàn)改革對資源獲取水平以及資源獲取水平對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提供制度支撐。試點(diǎn)縣域的黨委書記都被配以較高級別待遇，相較以往會獲得更多接觸省政府的機(jī)會，從而產(chǎn)生一種“特殊經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢”，使得他們獲得“低職高配”的“政治激勵”［19］，在官場晉升激勵機(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)所面臨的一個核心問題便是如何衡量官員激勵水平。與資源獲取水平不同，官員的激勵更多體現(xiàn)的是微觀個體的主觀感知，而各試點(diǎn)縣域的主政官員都面臨著相似的政策激勵。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)會的因素間接衡量官員激勵水平，如果“省直管縣”改革使得激勵效應(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)會的重大微觀因素，年齡越大、任期越短，官員的晉升激勵水平越低［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)動背景下，官員任期的第3～4年通常是其關(guān)鍵晉升機(jī)會［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)縣域官員激勵水平的高低對改革效應(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)以衡量官員激勵水平，考慮到上級政府對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，由于官員的相對績效評價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)值越大官員激勵水平越高。第四，將D與did相乘構(gòu)造交互項(xiàng)，同時分別將各個指標(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試點(diǎn)縣域的發(fā)展自主權(quán)，但可能并未強(qiáng)化激勵效應(yīng)，即使試點(diǎn)縣域黨委書記的官員激勵水平較高，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對改革效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)，這可以在控制非觀測因素的同時有效校正選擇偏差，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，這表明對實(shí)驗(yàn)組與控制組內(nèi)的縣域進(jìn)行近似隨機(jī)配對以控制系統(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)造出一個合適的控制組，而后通過“真實(shí)區(qū)域”與“合成區(qū)域”的對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，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個未試點(diǎn)縣域?yàn)閰⒄?，分別對實(shí)驗(yàn)組的10個試點(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)變量的對照情況適配度良好。（見圖5～7）。

這三個縣域中，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，而大約在改革時點(diǎn)前后，“合成縣域”與“真實(shí)縣域”的經(jīng)濟(jì)增長趨勢產(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)。，這勢必會限制其經(jīng)濟(jì)增長潛力。因此，將全樣本中涉及的9個縣域予以剔除。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，這勢必會對周圍縣域產(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)定為國家級與省級重點(diǎn)開發(fā)區(qū)域（國家級23個，省級25個），這些區(qū)域受到了河南省的發(fā)展政策扶持。因此，針對全樣本中所涉及的27個縣域，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個國家級貧困縣名單公布，涉及河

南省蘭考縣、滑縣、新縣等38個縣域（本文涉及36個），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)目沖擊且對試點(diǎn)縣域的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了一定影響，并對試點(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個河南省“省直管縣”改革的時點(diǎn)，相關(guān)估計(jì)結(jié)果見表9，除2010年外，在每個虛構(gòu)改革時間的模型估計(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個縣域中隨機(jī)抽取10個縣域作為虛構(gòu)實(shí)驗(yàn)組，并將剩余的93個縣域作為虛構(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?？梢钥闯觯母锏奶摌?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，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個縣域2000—2020年的面板數(shù)據(jù)，在驗(yàn)證平行趨勢假設(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個試點(diǎn)縣域的經(jīng)濟(jì)增長，靜態(tài)維度下，在對若干影響經(jīng)濟(jì)增長的主要因素進(jìn)行控制后，改革對試點(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，動態(tài)維度下，“省直管縣”改革對試點(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爭關(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，與地級市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展形成良性互補(bǔ)。第三，加強(qiáng)對改革的考核關(guān)注與績效評估，探索激勵效應(yīng)在試點(diǎn)縣域的實(shí)現(xiàn)可能。雖然強(qiáng)化激勵效應(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政府的掌舵者與決策者，對改革的成效起著至關(guān)重要的作用。因此，省級政府不僅要加強(qiáng)對改革試點(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，還要對試點(diǎn)縣域的經(jīng)濟(jì)增長績效進(jìn)行定期評估，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