地方财政治理_授人以鱼还是授人以_省略__基于省直管县财政体制改革的研究_刘勇政.pdf

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1、地方财政治理：授人以鱼还是授人以渔 基于省直管县财政体制改革的研究刘勇政贾俊雪丁思莹摘要：构建权责清晰的政府间财政关系、完善地方财政治理，是国家治理体系和治理能力现代化的根本要求。提高地方税收自主权和增加转移支付规模作为两种地方财政治理方式存在各自的优势与不足。以我国省直管县财政体制改革为契机，在一个相对统一的分析框架内剖析了这两种地方财政治理方式对地方政府收支行为进而财政自给能力的影响。研究表明：改革提高了地方税收自主权和转移支付规模，即同时践行了这两种治理方式；作为一种 “ 授人以渔”的财政治理方式，地方税收自主权的提高可遏制地方政府的道德风险和成本转嫁行为，提高地方自有财力水平、遏制地方

2、支出扩张，故显著增强了地方财政自给能力；作为一种 “ 授人以鱼”的财政治理方式，转移支付规模增加则具有相反影响 这一负向激励效应起到主导作用，导致省直管县改革显著削弱了地方财政自给能力，不利于地方财政治理改善。这对于当前央地财政关系的优化调整具有良好启示。关键词：地方财政治理财政自给能力税收自主权转移支付省直管县财政体制改革作者刘勇政，中国人民大学财政金融学院、中国财政金融政策研究中心副教授；贾俊雪，中国人民大学财政金融学院、中国财政金融政策研究中心教授；丁思莹，中国人民大学财政金融学院博士生。（ 北京 ）引言在一个多级政府框架下完善政府治理体系以有效规范各级政府行为，对于一国本文为国 家 自

3、 然 科 学 基 金 面 上 项 目 “ 税 收 分 成、地 方 政 府 竞 争 与 地 区 差 距 研 究”（ ） 、“ 基于中国实践的财政分权理论” （ ） ，国家自然科学基金重点项目“ 地区差距测度与均等化转移支付制度研究” （ ）和国家社会科学基金重大项目“ 推动中国经济中高速可持续增长的突破性改革：地方政府治理体系改革” （ ）阶段性成果。治理体系和治理能力的现代化至关重要；而作为政府治理体系的基础和重要组成，地方财政治理的优化完善始终备受关注，这对于中国这样一个地域辽阔、国情复杂的单一制国家而言尤为关键。党的十九大报告提出，要加快建立现代财政制度，建立权责清晰的中央与地方财政关系，

4、推进国家治理体系和治理能力的现代化。但我国现行财税体制已经不完全适应完善国家治理的客观要求，突出表现在：中央与地方以及各级地方政府间的事权与支出责任划分不够清晰，政府间收入划分不尽科学合理，财力与事权相匹配的财政体制尚未完全建立。这使得地方政府尤其县乡基层政府的财政自给能力低下，履行事权时严重缺少与之匹配的财力，长期陷于财政困境；由于县乡基层政府承担着大量基础教育、医疗卫生和社会保障等基本公共服务的提供职责，故能否保证其合理的财力水平直接关系到基层民生保障和经济社会能否协调发展，直接影响到我国国家治理水平的高低和治理目标能否顺利实现。特别是，为深化供给侧结构性改革、有效激发市场活力，中央在 年

5、全面实施了“ 营改增”改革后，进一步推行了新一轮更大规模的 “ 减税降费”政策。这意味着地方政府在失去主体税种的同时，中央政府也面临着财政收入增速下降的巨大压力。因此，如何重构央地财政关系，以优化完善地方财政治理，增强地方财政自给能力，更好地发挥地方主体能动性，成为我国政府和学术界亟待解决的一个重大问题。地方财政治理的核心在于：有效缓解地方道德风险问题、增强地方政府的财政自给能力和主体能动性，更好地满足辖区居民对公共服务的需求。实现这一点的关键在于实现财力与支出责任 （ 或事权）在各级政府间的合理划分与匹配。对此，（ 就收入层面而言）学术界主要强调两种策略：（）保持现有政府间支出责任划分不变的

6、情况下，适当提高地方政府的税收自主权，提升地方自有财力水平，实现财力与支出责任相匹配；（）在合理测算地方自有财力和支出责任的基础上，增加转移支付以弥补地方财力缺口。这两种策略存在各自的优势与不足，蕴含着不同的地方财政治理逻辑和政府间财政关系理论内涵 理论上讲，它们可能产生不同的激励效应，对地方政府的收支行为进而财政自给能力产生不同影响 （ 详见第三节分析） 。特别地，作为一种 “ 授人以渔”的财政治理方式，税收自主权的提高有利于强化地中国社会科学 年第期参见习近平： 习近平谈治国理政第卷，北京：外文出版社， 年，第 页。贾康、白景明： 县乡财政解困与财政体制创新 ， 经济研究 年第期；乔宝云、

7、范剑勇、冯兴元： 中国的财政分权与小学义务教育 ， 中国社会科学 年第期。目前，存在两种政府间财政关系理论，这两种理论对提高地方税收自主权和增加转移支付 规 模 的 影 响 存 在 不 同 看 法。参 见 ， ： ， ， ， ， ， 方收入激励，促使地方政府提升税收努力以增加财政收入，亦会促使地方政府支出成本内部化 （ 需更多依靠自有收入为支出筹资） ，遏制地方政府的道德风险和成本转嫁行为，促使其提升税收努力、采取更为理性审慎的支出政策，故有利于增强地方政府的财政自给能力；但也可能会引发地方政府低税负竞争，对地方政府财政自给能力产生不利影响 这在地方税收自主权较大时会尤为明显。而作为一种 “

8、授人以鱼”的财政治理方式，转移支付规模增加则有利于遏制地方政府低税负竞争行为，增强地方政府财政自给能力；但也可能弱化地方政府的预算约束，不利于地方政府支出成本内部化，加剧地方政府的道德风险和成本转嫁行为，致使地方财政收入下降和支出膨胀，削弱地方政府财政自给能力 这在转移支付规模较大 （ 地方政府对转移支付依赖性较高）时会表现得更突出。目前，学术界对上述两种地方财政治理方式进行了大量研究，但还鲜有在一个相对统一的分析框架内就这两种治理方式的影响、逻辑机理及其蕴含的理论内涵进行深入系统的对比研究 一个重要原因在于现实中同时采取这两种方式的地方财政治理实践并不多见 （ 同时增加地方政府的税收自主权和

9、转移支付规模将给中央政府带来巨大财政压力） 。令人庆幸的是： 年以来，我国在各省区陆续推行的省直管县财政体制改革为我们深入研究上述问题提供了一个良好契机。这一改革通过简化财政层级，重新划分配置了省及以下地方政府的财权，改变了针对县级政府的转移支付政策及资金拨付方式，明显提升了县级政府的税收分成比例和转移支付规模，即同时践行了提高税收自主权和增加转移支付规模两种地方财政治理方式。本文以此为契机首先构建一个理论分析框架，深入阐释了这两种财政治理方式对地方政府收支行为进而财政自给能力的影响机理，紧密结合中国现实提出核心理论判断；进而以省直管县改革为外生政策冲击，利用 年间全国县级面板数据以及双重差分

10、模型和工具变量法，在一个相对统一的分析框架下识别出提高税收自主权和增加转移支付规模对县级政府的收支行为和财政自给能力的影响差异，以及地方财政治理：授人以鱼还是授人以渔目前，我国各税种的名义税基和税率几乎完全由中央政府决定，但地方政府在地方税的征管方面拥有较大的自由裁量权，也有较多手段影响中央地方共享税的征管政策。参见乔宝云、范剑勇、彭骥鸣： 政府间转移支付与地方财政努力 ， 管理世界 年第期；付文林、沈坤荣： 均等化转移支付与地方财政支出结构 ， 经济研究 年第期；李永友： 转移支付与地方政府间财政竞争 ， 中国社会科学 年第 期；田彬彬、范子英： 税收分成、税收努力与企业逃税 来自所得税分享

11、改革的证据 ， 管理世界 年第 期。正因如此，这一治理逻辑 （ 即提高地方税收自主权和增加地方转移支付二选一）贯穿于改革开放以来财政体制改革的始终 世纪 年代至 年代初实施的财政承包制改革赋予地方很大的收入自主权，故中央给予地方的转移支付规模非常有限； 年分税制改革采取收入集权的做法，故中央持续加大转移支付力度， 年所得税分享改革也采取类似做法。它们在决定省直管县改革成效中的作用，对本文的核心理论判断进行实证检验。需要指出的是，近年来，学术界对省直管县财政体制改革的影响进行了较广泛的研究，但主要集中于这一改革在缓解县乡财政困难和促进地区经济增长等方面的成效评估。本文的研究重点则在于省直管县改革

12、践行的两种地方财政治理方式的对比分析，这不仅有助于厘清这两种治理方式蕴含的深刻理论内涵，对于 （ 尤其基于中国实践的）政府间财政关系理论的完善具有良好意义，也有利于更好地回答地方财政治理应当是 “ 授人以鱼”还是 “ 授人以渔”这一重要问题，为优化完善地方财政治理提供良好的理论依据，为当前及今后央地财政关系的优化调整提供有益的改革思路。事实上，本文研究表明，税收自主权的增加显著提升了县级政府的自有财力水平，且在一定程度上遏制了县级政府支出扩张，从而有效增强了县级政府的财政自给能力。转移支付规模增加则具有相反影响，且这一相反的负向激励效应起到主导作用，最终导致省直管县改革显著削弱了县级政府的财政

13、自给能力，不利于地方财政治理的改善。一、制度背景与理论框架（ 一）制度背景目前，我国实行的是中央管省、省管地级市、地级市管县、县管乡镇的多层级行政管理体制 每级政府在行政和财政上都归属于更高一级政府直接管辖。 年分税制改革较明确地界定了中央与省之间的收支责任划分，同时赋予省级政府制定省以下各级政府间收支责任安排的自由裁量权。从实践来看，省以下财政分配关系的一个突出特点是财权上移、支出责任下放，造成县乡基层政府财政自给能力低下。特别地，地级市政府往往充当着县级政府的 “ 攫取之手” 其往往会降低县级政府的税收分成比例以集中财力，也会截留本应拨付给县级政府的转移支付资金。与此同时，地级市政府还时常

14、会向县级政府摊派本应属于自身的支出责任。这极大削弱了县乡基层政府的财政自给能力，恶化了县乡财政状况，损害了地方财政治理效率。为解决这一问题，我国自 年以来在一些省份陆续推行了省直管县财政体制改革。其核心特点是将县级政府的收支责任划分、转移支付分配和预算资金调度，交由省级财政直接负责，实现了省级政府与县级政府在财政上的直接联系，减少了一个中国社会科学 年第期参见郑新业、王晗、赵益卓：“ 省直管县”能促进经济增长吗？ 双重差分方法 ， 管理世界 年第期；贾俊雪、宁静： 纵向财政治理结构与地方政府职能优化 基于省直管县财政体制改革的拟自然实验分析 ， 管理世界 年第期； ， ， ？ ， ， ， ，

15、财政层级 （ 地级市政府） 。确切来讲，这一改革发轫于安徽、河南和福建等省，此后逐步推向其他省份 截至 年底，全国已有 的县 （ 个省份的 个县）实行了改革。在改革模式上，各省采取的做法不尽相同：福建、黑龙江和江苏省选择一次性推行改革；其他省份则采取了逐步推进的模式，但这些省份改革试点县的选择标准有所不同 如河北省将产粮大县作为改革县，山西省优先把扶贫开发县作为改革县。虽然各省实施改革的时间、模式和改革县的选择标准不尽相同，但核心政策均涉及收入的合理划分和转移支付的重新核定等。首先，在收入划分方面，地级市政府不再参与县级政府的税收收入分成。从各省改革文件来看，很多省份都明确提出增加县级政府的税

16、收分成比例，以提高其自有财力水平。也有一些省份虽未明确提及改变税收分成，但提出要合理划分地级市和县的收入范围；由于改革后地级市政府不再参与县级政府的税收分成，财政体制改革客观上使得这些省份改革县的税收分成比例也很可能有所提高 我们的数据表明， 年实施省直管县改革后，改革县的税收分成比例较非改革县而言多提升了 。其次，转移支付由省直接核定并补助到地级市和县，地级市政府不再参与县级政府转移支付等资金的划拨，使得地级市政府无法截留县级政府资金。而且，一些省份还明确提出增加对县级政府的转移支付力度。因此，大部分改革县的转移支付都出现明显增长 我们的数据表明， 年省直管县改革后，改革县的转移支付规模较非

17、改革县而言多增加了 。由此可见，省直管县财政体制改革或是主动所为或是客观上 （ 因简化财政层级）践行了增加县级政府的税收分成比例和转移支付规模两种地方财政治理方式。这为我们深入对比分析这两种财政治理方式对地方政府收支行为进而财政自给能力的影响提供了一个良好契机。（ 二）理论框架基于省直管县财政体制改革实践，本节以已有政府间财政关系理论为基础，从地方财政治理视角出发，结合我国地方政府行为动机构建一个理论分析框架，剖析省直管县改革践行的税收自主权和转移支付增加这两种地方财政治理方式，对地方政府收支行为进而财政自给能力的影响及其逻辑机理 （ 见下页图） 。理论上看，提升地方税收自主权和增加转移支付规

18、模这两种地方财政治理方式具有各自的优势与不足。特别地，地方税收分成比例的提高主要通过三种机制对地方政府收支行为产生影响。首先，税收分成比例提高意味着地方收入索取权的增加，这会强化地方收入激励，促使地方政府提升税收努力进而自有财政收入水平，故有地方财政治理：授人以鱼还是授人以渔限于数据，本文采用增值税分成比例 （ 即县级政府留存的增值税收入与其辖区内征收的增值税总收入的比值）来刻画改革前后县级税收分成比例的变化。增值税是主要的共享税且为县级政府的主要税收收入来源，故其分成比例的改变可在很大程度上反映县级税收分成比例的整体变化情况。利于增强地方财政自给能力。其次，税收分成比例提高也意味着地方政府支

19、出将更多依靠自有财政收入融资，故可促进地方政府支出成本内部化，遏制地方政府的道德风险和成本转嫁行为。这可促使地方政府提升税收努力以增加财政收入，更好地满足既定的支出需求；也会促使地方政府支出行为更为理性审慎，以尽可能减小自有财政收入增加带来的辖区经济成本 （ 居民和企业的税负）上升进而对地区经济增长的不利影响，这会遏制收入效应带来的支出规模膨胀，故也有利于增强地方政府财政自给能力。最后，税收分成比例提高也可能引发地方政府低税负竞争，致使地方自有财政收入下降，对地方政府财政自给能力产生不利影响，这在地方税收自主权较大时会尤为突出 （ 年分税制改革以来，中国地方政府的税收自主权较小，故这一效应倾向

20、于较弱） 。故就理论而言，提高税收分成比例对地方政府财政自给能力的影响不明确。但就中国现实来看，税收分成比例通过前两种机制产生的正影响较后一种机制的负影响而言倾向于更突出，因而总体上更有利于规范地方政府的财政收支行为、增强地方政府的财政自给能力。税收分成比例和转移支付增加的财政治理机理图注：图中实线和虚线分别代表转移支付和税收分成比例增加的影响机理。转移支付增加同样主要通过三种机制对地方政府收支行为产生影响。首先，转移支付增加可一定程度上矫正地方政府低税负竞争行为，故有利于地方自有财政收入增加进而增强地方政府财政自给能力。其次，转移支付增加意味着地方可支配财力增加，这会通过收入效应导致地方政府

21、支出增加，削弱地方政府财政自给能力。中国社会科学 年第期 ， ： ， ： ， ， ， ， ， ， ， ， ， ， ， ， ， ？ ， ， ， ， ， 最后，作为地方非自有财政收入，转移支付增加不利于地方政府支出成本内部化，加剧地方政府的道德风险和成本转嫁行为。特别地，对于地方政府而言，转移支付收入是一种公共池 （ ）资源，故会弱化地方政府的预算约束，割裂地方政府支出的成本收益联系 （ 即地方政府支出成本可通过转移支付这一公共池渠道转嫁给中央和其他辖区政府） 。因此，当地方政府更依赖于转移支付时，将会刺激地方政府降低税收努力和自有财政收入水平、扩张支出规模，从而将更多的支出成本转嫁出去。同时，转

22、移支付增加也会强化地方政府对上级政府就其收支行为进而财政状况进行 “ 兜底”的预期，这将进一步刺激地方政府的道德风险和成本转嫁行为，从而对地方政府财政自给能力产生不利影响。由此可见，转移支付增加对地方政府财政自给能力的影响在理论上同样不明确。但就中国现实来看，由于追求地区经济增长以获取更大的晋升机会构成了地方政府的核心利益，且分税制改革以来地方政府对转移支付的依赖性较高，故地方政府规避自有财政收入增加及其对地区经济增长的不利影响、而借助转移支付进行成本转嫁的动机更为强烈。因此，在中国特定的制度背景下，转移支付增加对地方政府的税收努力进而财政收入的抑制作用，以及对地方政府支出的扩张性影响将更为突

23、出，从而不利于地方政府财政自给能力的提升。有鉴于此，我们提出如下理论判断：提高税收分成比例和增加转移支付这两种地方财政治理方式对地方政府收支行为和财政自给能力的影响机理和激励效应不同 总体而言，前者即 “ 授人以渔”的治理方式将更有利于规范地方政府收支行为、增强地方政府财政自给能力，后者即 “ 授人以鱼”的治理方式则更倾向于产生相反的治理效果。这也意味着省直管县财政体制改革是否有利于增强县级政府财地方财政治理：授人以鱼还是授人以渔 ， ， ， ， ， ， ， ： ， ， ， ， ， ， ， ， ， ， ， ； 范子英、张军： 粘纸效应：对地方政府规模膨胀的一种解释 ， 中国工业经济 年第 期。

24、需要指出的是，“ 粘蝇纸效应”主要描述的是一种现象，已有文献在解释其形成原因时更多强调的是所谓的 “ 价格效应” 对于地方政府而言，转移支付的价格 （ 成本）与地方自有财政收入相比更低，故转移支付对地方政府支出的扩张性影响更突出。就此来看，这与本文强调的道德风险和成本转嫁机制具有 “ 异曲同工”之处，而道德风险和成本转嫁机制无疑有利于更清晰深刻地捕捉地方政府的行为动机。李永友发现，一般性和专项转移支付对地方财政竞争的治理作用不同。（ 参见李永友： 转移支付与地方政府间财政竞争 ， 中国社会科学 年第 期）具体到本文，政自给能力、改善地方财政治理在理论上不明确 取决于哪一种地方财政治理方式的影响

25、占据主导作用。二、计量策略与数据（ 一）计量模型在考察省直管县财政体制改革对地方政府收支行为和财政自给能力的综合影响时，鉴于这一改革具有较典型的政策实验性质，因此，本文构建如下形式的双重差分模型： （）其中和分别表示县和年份。 为县级政府财政自给能力，本文利用财政自给率（ 即县级自有财政收入与财政支出的比值）度量 其越大表明财政自给能力越强。我们也考虑将县级人均财政收入和人均财政支出 （ 利用省份消费价格指数折算为 年为基期的实际值并取自然对数）作为被解释变量，以考察改革对县级政府收支行为的影响。 是核心解释变量 省直管县改革哑变量 （ 县在第年实行了改革，则第年及之后年份均赋值为，否则赋值为

26、） 。 为一组控制变量，包括：（）人均实际 （ 采取同样方法折算为实际值，取自然对数） ，用以捕捉经济发展水平的影响；（）第二、第三产业增加值占 的比重，用以捕捉产业结构的影响；（）城镇人口比重，用于捕捉城镇化的影响；（）人口密度，用以捕捉人口规模和分布的影响；（）“ 扩权强县”政策哑变量，用以捕捉 “ 扩权强县”政策可能产生的影响；（）地级市所辖各县 变异系数，用以捕捉地区间经济发展不平衡的影响。和分别表示县级固定效应和时间固定效应， 是随机扰动项。在考察提高税收分成比例和增加转移支付规模这两种地方财政治理方式的影响及其在决定省直管县改革效应中的作用时，我们采取如下计量策略。首先分别以税收分

27、成比例和转移支付规模作为模型 （）中的被解释变量，验证省直管县改革是否增加县级税收分成比例和转移支付规模；其次分别以县级政府的财政自给率、财政收入比率 （ 县级财政收入与 的比值） 、人均财政收入和人均财政支出作为被解释变量，通过在基准模型中引入税收分成比例和转移支付规模作为额外的解释变量，中国社会科学 年第期除我们强调的一般作用机理以外，一般性转移支付通常是按因素法分配资金 （ 地方自有财政收入越多，获取的转移支付倾向于越少） ，故对地方政府收入行为可能会产生更强的负向激励。专项转移支付则往往要求地方予以资金配套，故对地方政府支出的扩张性影响可能更突出。下文实证分析对此进行了检验。周黎安、吴

28、敏： 省以下多级政府间的税收分成：特征事实与解释 ， 金融研究 年第 期。考察这两种治理方式对地方政府收支行为和财政自给能力的影响差异，识别它们在决定省直管县改革效应中的作用。（ 二）内生性问题正如前文指出的，省直管县改革在改革试点县的选择上并非随机的，即改革县与非改革县的财政自给率和财政收支水平可能在改革前就存在差异 （ 即不满足平行趋势条件） 。因而，双重差分模型 （）可能因内生选择问题而产生估计偏差。为解决这一问题，我们采用了工具变量法，构造的工具变量为：县与其所属地级市中心的地理距离和省份省直管县改革哑变量 （ 若省份实施了改革，则改革当年及之后年份取值为，否则为）的交互项。直观而言，

29、这一工具变量与 高度相关，且更倾向于不会对被解释变量 产生直接影响，故可较好地符合工具变量有效性 （ 即相关性和外生性）要求。具体而言：（）一个县是否被选为改革县，无疑首先取决于其所在省份是否实施了改革。同时，省份省直管县改革哑变量刻画的是省级政府的改革决策，不太可能会是因为省内某一特定县的财政状况 （ 即被解释变量 ）而作出的决定。且从改革进程来看，各省开始实施省直管县改革的时间主要集中在： 年间和 年间。就前一个时期 （ 年间）而言，在此较短的时间内，无论是省内县级政府的财政状况还是省份间县级政府财政状况的差异都倾向于相对较为稳定，意味着县级政府的财政状况并非是导致这一时期各省改革时点差异

30、的主要原因。而就后一时期 （ 年间）而言，各省的改革决策主要是外生中央政策冲击的结果 年月，财政部颁布了 关于推进省直接管理县财政改革的意见后，这些省份纷纷在当年和 年初开始改革。故而，省份省直管县改革哑变量对于县级政府的财政状况而言更倾向于具有较好的外生性 实证检验也较好地证实了这一点。（）省级政府一旦决定要在本省实施改革，其在选择改革试点县时，县与其所属地级市中心的地理距离很可能是一个重要决定因素 如果县与其所属地级市中心的距离很近，那么二者的经济可能联系紧密、融为一体；若在此情况下取消地级市对该县的财政管辖 （ 地级市的利益损失可能较大） ，很可能会遭到地级市政府的强烈反对。因此，当一个

31、县所在的省份实施了改革，若该县与其所属地级市中心的地地方财政治理：授人以鱼还是授人以渔我们利用 年间的省级面板数据进行 模型回归。被解释变量为省份省直管县改革哑变量，核心解释变量为省内各县加权 （ 权重为人口）的人均财政收入、人均财政支出或财政自给率，控制变量包括人均实际 （ 取自然对数） 、第二产业增加值占 比重、城镇人口比重、人口密度 （ 取自然对数） 、开放度和时间固定效应。回归结果表明，省内各县加权的人均财政收入、人均财政支出和财政自给率对该省是否实施省直管县改革都不具有显著影响。理距离越远，就越有可能被选为改革县 下文的实证检验也证实了这一点。在考察增加税收分成比例和转移支付规模这两

32、种地方财政治理方式的影响时，我们同样面临着内生性问题。这主要源于地方政府收支行为与其税收分成比例或转移支付规模可能存在反向因果关系 当地方政府具有较高的收入能力或支出行为更审慎 （ 因而具有较高的财政自给水平）时，上级政府可能会给予其较低的税收分成比例或较少的转移支付 （ 公式化的均等化转移支付会自动导致这一结果） ；反之亦然。为此，我们构造了工具变量 每个县模拟的 （ ）税收分成比例和模拟的转移支付规模。具体而言，我们遵循 和 等人的做法，首先计算了各省历年总体县级税收分成比例和转移支付规模的变化率；以此为基础，将 年 （ 本文样本期开始的前一年）的各县实际税收分成比例和转移支付规模作为基数

33、，模拟计算得到各县历年的税收分成比例和转移支付规模。这样计算得到的模拟值反映的是各县因省级政策调整冲击而发生的平均变化，可较好地排除各县因自身财政状况变化带来的内生性改变，故可较好地满足工具变量相关性和外生性要求。（ 三）数据本文主体回归使用的是 年间的全国县级面板数据，数据主要来源于中国经济与社会发展统计数据库、历年的 全国地市县财政统计资料和各省政府文件。我们对原始数据进行如下处理：（）由于数据缺失严重，剔除了西藏自治区样本；（）鉴于市辖区这一县级行政单位与县、县级市在经济社会发展和财政管理等方面的可比性较差，因此我们没有考虑市辖区，而只将县和县级市 （ 下文统一简称为县）作为考察对象。因

34、此，我们最终使用的样本为全国 个省、自治区和直辖市 个县 年间的面板数据。从主要变量的基本统计描述可知 （ 限于篇幅，略去表格） ：我国县级政府财政收入与财政支出比值的样本均值仅为 ，表明县级政府的财政自给率普遍较低，自有财力仅能支撑大约的财政支出。三、省直管县财政体制改革的影响（ 一）双重差分模型回归结果表给出省直管县财政体制改革对县级政府的财政自给率、人均财政收入和人中国社会科学 年第期 ， ： ， ， ， ， ， 限于数据的可获取性，县级税收分成数据的样本期为 年间，县级转移支付数据的样本期为 年间。故在包括这两个变量的回归中，样本量有所减少。均财政支出影响的双重差分模型估计结果。第 （

35、）和 （）列的估计结果表明，省直管县改革对县级财政自给率的影响具有良好的统计显著性且结果较稳健 具体而言，在控制了其他因素的影响后，改革致使改革县 （ 相较于非改革县）的财政自给率平均下降了 个百分点 （ 见第 （）列） ；鉴于改革组改革前财政自给率的样本均值为 （ 根据样本计算得到） ，这意味着改革导致改革县的财政自给率下降了 （ ） 。因此，省直管县改革没有提高县级政府的财政自给水平，反而在一定程度上恶化了这一问题。进一步，由第 （）和 （）列可知，这一不利影响不仅源于改革导致改革县的人均财政收入减少了 ，还因为其导致改革县的人均财政支出扩张了 。不过，由于潜在的内生选择问题，表的估计结果

36、可能有偏。表省直管县改革影响的双重差分模型估计结果财政自给率（）（）人均财政收入 （ 取自然对数）（）（）人均财政支出 （ 取自然对数）（）（）省直管县改革 （ ）（ ）（ ）（ ）（ ）（ ）县级固定效应是是是是是是年份固定效应是是是是是是控制变量否是否是否是样本量 注：、 和 分别表示在 ，和的置信水平显著，小括号中 数 字 为 到 地级市层面 的标准误。控制变量包括人均实际 （ 取自然对数） 、第二产业增加值占 比重、第三产业增加值占 比重、城镇人口比重、人口密度 （ 取自然对数） 、 “ 扩权强县”政 策 哑 变 量 和地级 市所辖各县 变异系数。（ 二）工具变量法回归结果为矫正双重差

37、分模型的估计偏差，我们采取工具变量法，构造的工具变量为：县与其所属地级市中心的地理距离与省份省直管县改革哑变量的交互项。前文已对这一工具变量的合理性进行了说明，这里对其有效性进行检验。一个良好的工具变量应当满足相关性和外生性两个条件。就相关性而言，表第 （） （）列报告了工具变量法一阶段的回归结果。结果显示：工具变量与省直管县 改 革 哑 变 量 高 度 正 相 关，即 工 具 变 量 满 足 相 关 性 要 求 （ 表给 出 的 检验统计值均大于 ，也表明不存在弱工具变量问题） ；而且，结果与我们的预期一致 当一个县所在的省份实施了改革，则该县与其所属地级市中心的地理距离越远，就越有可能被选

38、为改革县。地方财政治理：授人以鱼还是授人以渔表工具变量有效性 （ 相关性和外生性）检验相关性省直管县改革省直管县改革省直管县改革（）（）（）外生性财政自给率人均财政收入（ 取自然对数）人均财政支出（ 取自然对数）（）（）（）地理距离省份改革哑变量 （ ）（ ）（ ）（ ）（ ）（ ）县级固定效应是是是否否否市级固定效应否否否是是是年份固定效应是是是是是是样本期 样本量 注：第 （） （）列中省份改革哑变量定义为：截至 年 （ 本文样本期末） ，若该省实施了改革，则赋值为，否则为。第 （） （）列分别给出财政自给率、人均财政收入 （ 取自然对数）和人均财政支出 （ 取自然对数）作为被解释变量的一

39、阶段回归结果，第 （） （）列给出工具变量外生性检验的结果。其他注释与表相同。就外生性而言，正如前文指出的：这一工具变量除了通过影响 （ 县级）省直管县改革哑变量进而影响县级政府财政状况外，其对县级政府财政状况产生直接影响的可能性较小，即可较好地满足工具变量外生性条件。为更严谨地验证这一点，本文借鉴 的做法，构造了一个安慰剂检验 （ ） 将尚未实施省直管县改革的 年间作为样本期 （ 即完全外生的观测期） ，在回归方程 （）中引入县与其所属地级市中心的地理距离与省份省直管县改革哑变量的交互项进行回归。若这一交互项满足外生性条件 （ 即其只通过影响改革县的选择来影响被解释变量，而对被解释变量不存在

40、直接影响）的话，那么在尚未实施改革的年份 （ 年间） ，其对被解释变量应该没有任何显著影响。表第 （）（）列显示，这一交互项的影响系数很小且不具有统计显著性，表明工具变量较好地满足外生性条件。确保工具变量有效性后，我们在表给出工具变量法的估计结果。与双重差分模型的估计结果相一致，省直管县改革对县级政府财政自给率具有显著的负影响，但影响系数的绝对值更大，表明内生选择问题倾向于导致估计结果向下偏差。具体中国社会科学 年第期 ， ： ， ， ， ， ， 在安慰剂检验样本期 （ 年间） ，各省 （ 除浙江省和直辖市外）均未实施省直管县改革；故将省份省直管县改革哑变量定义为：截至 年 （ 本文样本期末）

41、 ，若该省实施了改革，则将其在 年间均赋值为，否则为。县与其所属地级市中心的地理距离不随时间变化，故无法控制县级固定效应。作为替代，我们控制了地级市固定效应和时间固定效应。而言，在较好地矫正了内生选择问题后，省直管县改革导致改革县的财政自给率下降了 个百分点 （ 见第 （）列） ，人均财政收入减少了 （ 见第 （）列） ，人均财政支出则增加了 （ 见第 （）列） 。因此，省直管县改革没有起到增强县级政府财政自给能力的作用，反而一定程度上恶化了县级政府的财政状况，这明显与改革的初衷相背离。表省直管县改革影响的工具变量法估计结果财政自给率（）（）人均财政收入 （ 取自然对数）（）（）人均财政支出

42、（ 取自然对数）（）（）省直管县改革 （ ）（ ）（ ）（ ）（ ）（ ）县级固定效应是是是是是是年份固定效应是是是是是是控制变量否是否是否是样本量 检验 注：同表。（ 三）稳健性检验为确保基准结论的可靠性，本节进行三方面稳健性检验。首先，前文制度背景介绍表明，省直管县财政体制改革的主要政策着力点在于税收分成和转移支付的调整 （ 包括正式和非正式的） ，并没有明确调整各级地方政府间的支出责任安排。但若县级政府的实际支出责任也因改革而发生了变化，那么基准结果将可能有偏。为此，我们在基准模型中引入财政支出分权指标来控制县级政府支出责任潜在变化的影响。由表第 （） （）列可知，结果没有明显变化，表明

43、基准结果具有较好的稳健性。其次，就我国现实情况来看，在激烈的地区竞争中，地方政府普遍利用地方融资平台借债和土地出让收入为基础设施投资融资。这可能导致地方政府的部分基本建设支出隐性化，致使可能高估地方政府预算内财政自给能力。目前，我国尚缺乏县级地方政府债务的面板数据。因此，我们尝试在基准模型中引入县级人均土地出让收入 （ 年间，取自然对数）来控制这一因素的影响 （ 这导致回归样本地方财政治理：授人以鱼还是授人以渔我们还针对样本异质性、模型设定和改革的外溢效应进行了稳健性检验。检验表明本文基本结论具有良好的稳健性。限于篇幅，结果未报，感兴趣的读者可向作者索要。借鉴已有研究做法，我们利用县级人均财政

44、支出 （ 县级人均财政支出地市本级人均财政支出省本级人均财政支出中央人均财政支出）度量县的财政支出分权水平。量明显减少） 。表第 （） （）列显示，结果出现了一些较明显的变化，但基准结论具有较好的稳健性。表省直管县改革影响的稳健性检验财政自给率人均财政收入 （ 取自然对数）人均财政支出 （ 取自然对数）（）（）（）财政自给率人均财政收入 （ 取自然对数）人均财政支出 （ 取自然对数）（）（）（）财政自给率人均财政收入 （ 取自然对数）人均财政支出 （ 取自然对数）（）（）（）省直管县改革 （ ） （ ）（ ）（ ） （ ）（ ）（ ） （ ）（ ）控制支出分权是是是否否否否否否控制土地出让收入

45、否否否是是是否否否 否否否否否否是是是样本量 检验 注：回归均控制了控制变量以及县级和年份固定效应；其他注释与表相同。最后，我们也尝试利用其他方法来矫正内生选择偏差问题以检验基准结论的可靠性。特别地，本文采用倾向得分匹配双重差分法 （ ） ：首先以改革实施前 （ 年间）样本县匹配变量的均值数据为基础，利用 模型估计出倾向得分 （ 即匹配变量给定下的样本县实施省直管县改革的概率） ；据此利用对最邻近匹配法对处置组 （ 截至 年，实施了改革的样本县）和对照组 （ 未实施过改革的样本县）样本进行匹配；然后以匹配上的样本县 年间的面板数据为基础，利用双重差分法估计出改革效应。由表第 （） （）列可知，

46、本文的基准结论具有较好的稳健性。中国社会科学 年第期现实中，地方政府在利用融资平台借债时通常会以土地出让收入作为偿贷担保，因此已有研究往往将土地出让收入作为地方政府债务的代理变量。 （ 参见范剑勇、莫家伟： 地方债务、土地市场与地区经济增长 ， 经济研究 年第期）依据中国土地市场网 （ ： ）公布的 年间全国所有县的单笔 （ 宗）土地交易数据，我们整理计算出样本县的土地出让收入。 模型回归的被解释变量为省直管县改革哑变量 （ 截至 年，若该县已实施了省直管县改革，则赋值为，否则为） ；控制变量即匹配变量为基准分析中的控制变量（ 取改革前即 年间的均值） 。平衡性检验表明，匹配后处置组和对照组样

47、本的匹配变量不存在显著差异。四、两种地方财政治理方式的影响上节实证分析显示，省直管县财政体制改革导致县级政府财政收入减少、财政支出增加，因此不利于县级政府财政自给能力的提升。在此基础上，本节对前文的理论判断进行检验，就提高税收分成比例和增加转移支付规模这两种财政治理方式对县级政府收支行为的激励效应进行对比分析，揭示它们在决定省直管县改革效应中的作用。（ 一）改革对县级税收分成和转移支付的影响为进一步验证省直管县财政体制改革使县级政府的税收分成比例和转移支付规模增加这一典型事实，我们分别以税收分成比例和转移支付规模作为被解释变量进行回归。表给出的估计结果显示，省直管县改革使改革县的税收分成比例平

48、均提高了 个百分点 （ 第 （）列） ，转移支付规模增加了 个百分点 （ 第 （）列） 。我们也考察了改革对一般性和专项转移支付规模的影响。结果显示，省直管县改革显著增加了县级政府的一般性转移支付收入规模 （ 第 （）列） ，对专项转移支付规模则没有显著影响 （ 第 （）列） ，意味着改革县转移支付总收入规模的增加主要源于一般性转移支付收入规模增加。表省直管县改革对县级税收分成比例和转移支付规模的影响被解释变量税收分成比例（）总转移支付规模（）一般性转移支付规模（）专项转移支付规模（）省直管县改革 （ ）（ ）（ ）（ ）县级固定效应是是是是年份固定效应是是是是控制变量是是是是样本期 样本量

49、注：由于数据限制，回归的样本期分别为 和 年间；其他注释与表相同。（ 二）税收分成与转移支付的影响本文的理论框架阐释了税收分成和转移支付的增加对地方政府收支行为进而财政自给能力的影响机理，提出核心理论判断；并据此推断省直管县财政体制改革的最终效应很大程度上取决于这两种不同财政治理方式的综合影响。若上述判断成立，我们预期在基准模型 （）中引入税收分成比例和转移支付规模 （ 或其子项）将导致省直管县改革哑变量本身的估计影响减小甚至消失。表同时报告了基准模型和扩展模型地方财政治理：授人以鱼还是授人以渔（ 引入税收分成比例和转移支付规模或其子项）在相同样本期内的工具变量法估计结果 其中省直管县改革哑变

50、量的工具变量与前文一样，税收分成比例和转移支付规模 （ 及其子项）的工具变量分别为模拟的税收分成比例和转移支付规模 （ 及其子项）（ 见前文介绍） 。表给出的 检验结果表明，工具变量是有效的。由表第 （）列可知：样本期内 （ 年间）基准模型工具变量法的估计结果与前文的基准结果 （ 见表）保持了良好一致性。表第 （）和 （）列则显示：当回归方程中引入税收分成比例和转移支付规模 （ 或其子项）后，省直管县改革哑变量的回归系数仍显著为负，但绝对值较第 （）列减少了近 （ 第（） （）列中的回归系数分别为 、 和 ） 。这表明省直管县改革对县级政府财政自给能力的影响很大程度上是改革增加了县级税收分成比