“省直管县”财政改革与县级财政教育支出——基于湖南省数据的准实验研究

丁建福，宗晓华，叶 萌

(1.浙江财经大学财政税务学院，浙江 杭州 310018；2.南京大学教育研究院,江苏 南京 210093)

“省直管县”财政改革的初衷在于释放县域经济活力，增加县级政府的可支配财力，从而提升县级政府对公共产品与服务的供给能力。自2000年以来，全国绝大部分省份已不同程度推进了“省直管县”财政改革试点工作，2010年湖南省颁布《关于完善财政体制推行“省直管县”改革的通知》，正式启动这一改革，详细列举省、市、县的固定收入、共享收入的范围与比例，界定了省、市、县财政支出范围，与其他省份相比，其改革特点在于：改革启动时间相对较晚，但不论在推进程度还是改革内容方面都较为彻底。

通过前期对“省直管县”财政改革主要模式的整理，按照省以下财政收支划分的格局变动程度可以将“省直管县”财政改革分为稳健型、渐进型和激进型三类[1]，湖南省属激进型改革范畴。需要关注的是，由于经济条件、财政收入、教育水平等方面的优势，激进型改革多集中于东部省份，以浙江、河北、辽宁等省份为代表；而中部省份基于县多面广、省县级财力有限、改革存在一定困难的考虑，多采取稳健或渐进改革方式。湖南省作为采取激进型改革的中部省份，具有一定的代表性和特殊性，同时湘西土家族苗族自治州属于国家“西部大开发”区域，省情较为复杂，在这种情况下，“省直管县”财政改革对增加县级财政教育支出比例、提升县域教育经费供给水平产生怎样的影响,值得进一步的实证分析和检验。

一、财政改革与公共产品供给

从改革性质上来说，“省直管县”财政改革本质上是一项财政分权改革，保持地方财政的相对独立性，增强县级政府的财政自主权，分权特征明显。目前的财政分权理论可分为两代，第一代财政分权理论关注公共产品供给，Tiebout(1956)在《地方支出的纯理论》中提出地方公共产品竞争的一般均衡模型，形成居民的偏好与辖区地方性公共产品的特性与结构之间的有效匹配[2]。Musgrave(1960)认为中央与地方利用税种分配来实现财政分权，通过给予地方政府税收的权力，赋予地方政府独立的特权和自由，即“财政联邦主义”[3]。随后，Oates(1972)提出了著名的“分权定理”，指出公共产品由下级政府提供效率会更高[4]。在后来的应用中，该定理引申为：政府辖区边界应该与公共产品的空间外溢范围相一致，没有外部性的政府结构是最有效率的政府结构。而第二代分权理论提出了“中国式的市场维护型联邦主义”，更加关注地方政府行为与经济增长。钱颖一(1997)认为中国经济高速增长的制度基础在于，改革开放以来中央向地方的行政性分权和以财政包干制为特征的财政分权[5]。与第二代财政联邦主义理论不同，周黎安等学者更强调政府间的集权垂直管理的一面。Tsui and Wang(2004)认为，20世纪80年代以来的中国财政体制改革在财政分权的同时，通过目标责任制建立起了一套垂直化的官僚控制体系。由于晋升锦标赛模式的存在，地方官员只关注那些能够被考核的指标,而对那些考核范围之外或不易测度的领域不予重视，进而忽视了教育、医疗卫生等公共服务支出[6]。

作为一项中国特色的财政分权改革，“省直管县”财政改革与县级教育财政支出之间究竟存在着何种关联，一些学者就此展开了实证研究。宗晓华、丁建福(2013)基于1998～2009全国省级面板数据，分析得出具有分权特征的“省直管县”财政改革对缩小城乡义务教育投入差距有着显著作用[7]。陈思霞、卢盛峰(2014)通过一项自然实验发现，深化“省直管县”分权改革并给予基层政府更大的自主决策权，将显著提高基建支出比重，降低教育等民生性服务支出占比，引致“重基建、轻民生性公共服务”的支出倾向[8]。不论是在改革内容还是推进程度方面，不同省份都存在一定差距，改革效应也存在差异，部分学者以此为切入点，展开了更为微观的基于县级数据的研究，如游锐(2013)运用江苏省2002～2011年49县(市)的面板数据，发现“省直管县”财政改革对县级义务教育供给产生负向影响，而这很可能与我国以GDP为导向的政绩观以及地方官员晋升的“锦标赛”机制有关[9]。吕凯波(2014)基于河南省的案例，研究省直管县式财政分权改革对公共教育供给的影响，发现这一改革虽然没有直接促进公共教育的提供，但却可能通过县域经济的发展这一中介要素对公共教育支出产生影响[10]。在具体省份的案例分析中，已有学者采用了双重差分方法(DID)分析改革效应，吴彦、张晓玲(2014)运用DID方法和固定效应模型对1998～2007年间黑龙江和江西两省共144个县(市)的财政收支和经济社会数据进行分析，发现经济强县获得更多经济管理决策权后，会显著压缩地方一般预算中教育支出的比重；经济弱县获得更多财政管理自主权后，反而可能会促进地方教育支出的比重增加或减缓下降的速度[11]。

需要审慎对待的是，由于可能存在选择偏差，我们很难简单区分究竟是“省直管县”财政体制改革造成了这些差异还是这些差异决定了改革的实施，或者说很难分辨这些差异中有多少是由改革所致的，因此，倾向得分匹配—双重差分法(DID-PSM)应运而生，有助于有效校正选择偏差。利用2002年和2007年全国县级面板数据以及DID-PSM法，贾俊雪、宁静(2015)得出“省直管县”财政体制具有较强的职能扭曲效应，强化了县级政府以经济增长为导向的支出行为偏差[12]。同样基于这一数据，乔俊峰、齐兴辉(2016)采用DID-PSM法进行实证研究，发现“省直管县”财政改革强化了县级政府财政支出的内在城市偏向激励，进而扩大了城乡收入差距[13]。丁肇启、萧鸣政(2017)利用双重差分法和双重差分倾向匹配得分法研究发现，河南省“全面直管”改革对试点地区的经济增长和民生状况均无积极影响[14]。但从严格意义上来说，上述研究并未针对教育财政领域，有关研究尚需进一步展开。

由此可见，关于“省直管县”财政改革对县级教育财政支出的影响的研究结论并不一致，特别是在不同省份省情存在一定差异的情况下，“省直管县”财政改革效应仍需系统的检验和分析。目前Ashenfelter和Card创立的双重差分方法(DID)[15]以及倾向得分匹配—双重差分法(DID-PSM)尚未广泛应用于教育财政领域，而这两种计量方法将受政策影响的地区作为处理组，没有受到影响的地区设定为控制组，比较分析政策的实施效果，并有效纠正选择偏差，将更有助于较为准确地评估“省直管县”财政这一分权取向改革对县级教育财政支出产生的效应。

二、湖南财政省直管县：激进特征与激励机制

湖南省是长江中游地区的中部大省，省情较为复杂，下辖13个地级市和1个自治州，16个县级市、64个县、7个自治县，与其他中部省份相比，湖南省启动“省直管县”财政改革时间较晚。2010年，中共湖南省委、湖南省人民政府颁布《关于完善财政体制推行“省直管县”改革的通知》(湘发〔2010〕3号)，选取全省79个县(市)进行财政上省直管县改革，详细列举省、市、县固定收入和共享收入及其比例，界定了省与市、县财政支出范围。其改革内容主要有：收入划分上，确定省、市、县税收分享比例，实行分税种考核，同时省级直接下达收入任务，保障县级财力，激励地方政府发展地区经济；支出划分上，两级财政的支出项目完全同构，分别承担本级教育、科技、医疗卫生等各项支出，体现了事务分配上非常明显的属地原则；转移支付上，一般性转移支付和专项转移支付均由省直接分配下达，减少“财政漏斗”效应，提高财政资金的使用效率；资金调度上，省财政直接确定地方的资金留解比例和资金调度，充分保证县级财政自主权，体现了省级财政的宏观调控能力；结算管理上，各类财政结算事项一律通过省财政与各市州、县市统一办理，增强基层财政保障能力，提高县级财政安全。

同时，湖南省在改革中还出台配套政策，一方面，加大对困难地区的支持力度，省财政因调整财政体制集中的收入增量，全部用于对财政困难县市的转移支付补助，体现转移支付的“兜底”功能；另一方面，对于税收收入增长较快、财政贡献较大的优势地区，省财政根据其贡献大小给予挂钩奖励，形成激励型转移支付制度。

从省以下财政收支划分的格局变动程度来看，湖南省“省直管县”财政体制改革较为彻底，体现了典型的激进特征，这一特征在中部省份改革中并不常见。通过对不同省份改革模式的梳理发现，激进型改革一般集中于东部地区，而中西部地区基于财力有限、监管范围广的省情，更多地采用稳健型或渐进型改革模式，这充分体现了湖南省“省直管县”财政改革的特殊性。从改革的具体内容上看，湖南省在实施改革过程中，确定了省对县的激励型转移支付制度和分税种考核机制，旨在激发县级政府摆脱财政困境、发展县域经济的内在动力，这一激励机制设计也是湖南省改革的特殊和亮点所在。原则上，“省直管县”财政改革对于增强县级财力、保障公共服务供给水平具有重要的政策意义，然而湖南省不论是在激进型改革模式上，还是激励机制设计上，都带有本省特色，关于这一特殊的“省直管县”财政改革对县级财政教育支出的实际效应，值得深入研究和探讨。

结合已有的研究文献和对湖南省省直管县改革特征的梳理，我们提出一个省直管县改革可能影响县级政府教育支出的待检验假设。在中国，影响县级政府官员考核、晋升的决定权在上级政府，县级政府官员将主要对上显示政绩。由于存在信息不对称，上级政府官员难以度量地方政府在教育投入上的努力程度，因而，县级政府官员会把更多的资源投入到更易被量化的经济发展项目上，从而减少对教育的投入。省直管县改革加剧了省内县际财政竞争，从而将进一步强化县级政府的生产性支出偏向。此外，湖南省将转移支付与地方税收贡献挂钩，这种激励性的制度设计会进一步增强县级政府发展经济的动力。因此，湖南省的省直管县改革将可能降低县级政府的教育投入努力程度。

三、变量选取和模型设计

湖南省2010年改革范围包括全省79个县(含洪江区)，而长沙县、望城县以及湘西土家族苗族自治州所辖的8个县没有参与改革。本研究将前者设定为处理组，将后者视为控制组，构成一个准实验研究，采取双重差分方法(DID)来有效评估湖南省“省直管县”财政改革影响的净效果。

然而，准实验方法面临的主要问题是样本选择的随机性问题，如果处理组不是随机分配的，则双重差分估计会存在一定的偏误。由于长沙市和湘西土家族苗族自治州所辖县情况较为特殊，因此湖南省未参与改革的县并不是一个很理想的控制组，虽然在计量模型中尽可能地加入了经济、社会、财政、人口等控制变量，但是对于计量结果的解释仍需要慎重。

具体的计量模型如下：

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

(1)

其中，EXPit是县级财政支出中教育财政支出占比，衡量县级财政的教育投入努力程度。PMCi是参与“省直管县”财政改革(Province-Managing-County)的县虚拟变量，参与改革的县设定为1，没有参与改革的县设为0。POSTt是改革的时间节点虚拟变量，2010年之前年份设为0，2010年及之后年份设为1。PMCi·POSTt则为双重差分因子(DID)，其系数即是要测度的“省直管县”财政改革净效应。Xit是其他影响财政教育支出占比的控制变量，具体包括：(1)人均GDP，反映县域经济发展水平；(2)农村人均纯收入，反映农村居民的经济情况；(3)农村人口比重，反映城乡人口结构；(4)在校生数占总人口比重，反映教育相对规模；(5)财政自给度，体现县级财政的自给能力。

湖南省2006～2013年的县级经济社会数据来源于《湖南省统计年鉴》(2007～2014年)，涵盖了2010年“省直管县”财政改革。所有经济、财政类数据均根据居民消费价格指数(CPI)统一折算为2010年价格。为了尽量减少异方差的影响，真实反映变量之间的变动关系，人均GDP、农民人均纯收入等非比例变量均进行了对数化处理。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计结果与DID因子

由描述性统计分析的结果(表1)可知：第一，湖南省县级财政支出中教育支出占比均值为19.74%，比例较低，其最小值为8.64%，最大值为32.66%，省内各县之间存在较大差距。县域财政自给度均值仅为26.22%,明显低于东部发达地区水平，表明县级财政支出中接近3/4的部分依赖于上级政府的各项转移支付，而县级财政自给度的最大值为78.86%，表明不同县的财政自给能力差异较大。第二，湖南省人均GDP均值为16724元，一般来说，县域经济实力越强，财政收入越高，其教育财政支出占财政支出的比例越低，而经济薄弱的县，教育财政支出的份额较高，从而压力较大。以2013年为例，长沙县的人均GDP(当年价格)为97249元，县级财政教育支出占比仅为8.63%，而汝城县的人均GDP仅为12569元，其财政教育支出占比高达28.73%。第三，湖南省县域农民人均纯收入平均为5191元，农村人口比重均值为65.93%，农村人口规模较为庞大，城镇化率较低。同时，在校生数占人口比重均值达到12.53%，但在各县之间分布并不均衡。

表1 湖南省县级主要指标描述性统计

表2详细报告了2006～2013年湖南省县级财政教育支出占比的主要情况。从所有的县级样本来看，2010年改革之前，县级财政教育支出占比平均为21.46%，2010年之后的均值为18.02%，下降了3.44个百分点。而参与改革的县平均财政教育支出占比为20.14%，改革前的均值为21.86%，改革后的均值为18.41%，下降幅度较大，为3.45个百分点。未参与改革的县平均财政教育支出占比为16.63%，在2010年之前均值为18.31%，2010年之后均值为14.94%，下降幅度低于参与改革县。根据双重差分的计算方法，得出改革前后改革组和控制组的差异，这一双重差分因子为-0.08%，这说明参与2010年改革的县财政教育支出占比的下降幅度大于未参与改革县，但相差幅度非常有限，仅为0.08%。

表2 湖南省2010年改革中教育支出占比的DID因子

注：改革前的时间跨度为2006～2009年，改革后的时间跨度为2010～2013年；括号内为标准差；改革组样本量包含2010年参与改革的所有个县，控制组为没有参与本次改革的县。

(二)DID回归结果

为了更精确地估计“省直管县”改革对于县级财政教育支出的净效应，本文基于湖南省2006～2013年县级面板数据，根据双重差分模型进行回归分析。由于湖南省实施改革的时期与进度是该省根据经济、社会、人口等情况作出的决策，理论上应采取固定效应模型，同时豪斯曼检验结果在0.01水平上显著，因此最终采用固定效应模型进行估计。

由表3的估计结果可以发现：第一，在控制了经济、收入、人口和财政等变量后(模型1)，湖南省的“省直管县”财政改革降低了县级财政的教育投入努力程度，但是DID变量的系数在统计上并不显著。为了检验模型的稳健性，在控制了反映县级财力状况的财政自给度之后(模型2)，“省直管县”财政改革的DID效应仍呈现负向影响，并且影响力度有所减弱，但同样在统计上不显著，这也印证了描述性统计分析中的结果，即改革虽然降低了县级财政教育支出占比，但是降低的幅度非常有限。湖南“省直管县”财政改革状况较为特殊，除了长沙市所辖的两个县和湘西土家族苗族自治州的辖县外，其余的县均一次性参与改革；同时，长沙所辖的两个县经济发展水平较高，而湘西自治州的辖县按西部地区管理，县域经济较为落后，在自然条件、经济发展水平和管理体制上都与参与改革县之间存在诸多差异。以2010年为例，长沙两县人均GDP的均值为58538元，湘西八县人均GDP为12544元，而参与改革县的人均GDP均值为16834元。因此，模型中的控制组情况并不是很理想，对估计结果仍需谨慎对待。

第二，为进一步估计改革效果，接下来仅使用参与改革县的样本进行回归分析(模型3和模型4)，为了对可能存在的时间趋势进行控制，两个模型中都加入了年度时间趋势项，并分别在未控制财政自给度变量和控制财政自给度变量的情况下进行估计。结果显示，模型中的年度时间趋势项在统计上非常显著，拟合度也有所提高，这说明即使在控制了其他因素之后，参与改革县的财政教育支出仍存在一定的时间趋势，而在控制了时间趋势的影响之后，参与改革县的财政教育支出比例出现了显著的下降。

第三，对于控制变量来说，在全部县的两个模型中，农村人均纯收入对县级财政教育支出占比呈现较为显著的正向影响，这表明农民收入的提高能够增加县域内的教育需求，并且反映在县级的教育财政支出方面。学生人口比重对县级财政教育投入努力程度具有正向效应，但在统计上并不显著，说明湖南省县级财政支出中教育的比重会随着学生人口比重的增加获得一定的增量，从而保障教育的进一步发展。同时，人均GDP在全部县模型中体现为正向效应，在参与改革县则呈现出负向效应，但是在统计上均不显著，财政自给度也呈现不显著的正向影响。

表3 湖南省县级财政教育支出占比的DID估计

注：括号内为标准误；*** 、** 和*分别表示在1%、5%和10%的显著性水平显著，仅关于参与改革县的两个模型中(模型3、模型4)包含年度时间趋势项。

(三)DID-PSM分析

在上述计量分析中，改革的DID效应呈现出不显著的负向结果。Heckman(1998)[16]提出将倾向得分匹配法和双重差分法相结合，一方面利用面板数据控制非观测变量的影响，另一方面利用倾向来有效校正选择偏差，从而进行更为可靠的因果效应估计。本文试图采用这一方法来减轻可能存在的内生性问题，使计量结果更为合理。从Logit回归结果可以看出，农民人均纯收入、学生人口比重等控制变量均对“省直管县”财政改革的县虚拟变量产生显著作用，这在一定程度上说明政府在选取改革县(市)时存在选择倾向性，而地区间的这些差异可能影响了“省直管县”财政改革的实施。

表4 Logit回归结果

注：*** 和** 分别表示在1%和5%的显著性水平上显著。

而DID-PSM法的估计结果显示，R-square的值达到0.42，具有较好的拟合度。第一，从DID分析的不显著结果到DID-PSM方法的显著结果，说明在有效校正可观测变量产生的选择偏误后，湖南省“省直管县”财政改革的DID因子对县级教育财政支出占比呈现出负向影响，并且达到了1%的显著水平，可以说“省直管县”改革显著降低了县级财政支出用于教育的份额。

第二，湖南作为中部大省，县市数量众多且省级财政供给有限，特别是在改革扩大了省级财政管辖范围之后，省域范围的县级财政竞争加剧，省级监管力不从心，具有生产性支出偏向的县级政府，在以经济绩效作为硬指标的干部考核和晋升机制驱使之下，很难将具有时滞性和外溢性的教育事业作为优先事项考虑，在财政投入上必然会有所懈怠。

第三，具有湖南特色的激励性转移支付机制设计，根据地区税收贡献进行挂钩奖励，会更加强化县级政府对经济发展和创收增收的积极性，进一步印证了湖南省改革的首要目标是促进县域经济发展。这些也就解释了为什么湖南省的“省直管县”财政改革的实施会对县级财政教育支出产生负向效应。

表5 DID-PSM估计结果

注：*** 、** 和*分别表示在1%、5%和10%水平上的显著。下同。

需要注意的是，倾向得分匹配—双重差分法要求在匹配之后，协变量在控制组和实验组之间不存在显著差异，为此本文对协变量进行了相关检验(表6)。结果表明，就人均GDP、农村人均纯收入、农村人口比重、学生人口比重、财政自给度等所有变量而言，控制组和实验组均值之间的差异均不显著，这说明DID-PSM方法通过检验，本文利用这一方法得出的结论是合理可靠的。

表6 DID-PSM检验结果

五、结论与启示

作为省情复杂的中部大省，湖南直到2010年才颁布《关于完善财政体制推行“省直管县”改革的通知》，启动时间相对较晚，但推进程度、改革措施较为彻底，属于激进型改革范畴。基于湖南省2006～2013年的县级面板数据，本文运用双重差分方法和倾向得分匹配—双重差分方法，试图探究“省直管县”财政改革对县级财政教育支出的影响。DID估计结果显示，湖南省在施行“省直管县”财政改革之后，降低了县级财政中教育支出的比例，同时在统计上并不显著。在仅使用参与改革县样本的回归中，拟合度有所提高，新加入的年度时间趋势项在统计上非常显著，在控制了时间趋势的影响之后，参与改革县的教育支出比例出现了显著的下降。

为了有效控制内生性问题和选择倾向性，本文继续采用倾向得分匹配—双重差分方法分析“省直管县”财政改革对县级财政教育努力程度的影响，DID-PSM回归结果显示，模型拟合度较DID分析结果有一定提升，同时“省直管县”财政体制改革对县级财政教育支出呈现出显著的负向效应。

首先，从省级财政监管幅度上看，在湖南省2010年改革中，有79个县(市)一次性实行财政“省直管县”改革，再加上原有的14个地级直接管理单位，“省直管县”财政改革后，省级财政直接管理单位多达93个，监管范围广，难度大，省对县的监管难免力不从心。

为避免“挤出效应”，须加强对县级政府教育财政投入的监管力度。中部地区省份必须完善政府官员晋升的指标体系，适当引入服务型公共品支出的标准；适时引入更多的监督和制衡地方政府的力量，如人大、政协、媒体和民众的监督，尤其是司法体系对地方政府的制约；增加县级财政支出信息透明度，健全政务公开制度，加强社会舆论监督，避免“省直管县”财政改革对县域教育财政支出可能造成的负面效应，让公共服务领域也能享受财政改革的成果。

其次，湖南省作为中部省份，省级财力有限，而县级财力也捉襟见肘，2013年县级财政自给度平均仅为26.53%。在湖南省的“省直管县”财政改革中，省财政将改革所集中的收入增量，用于对财政困难县市的转移支付，政策设计突出公平取向和“兜底”功能，但同时其激励型转移支付机制的设计更加强化了县级政府发展经济、财政创收的激励，使得县级政府在教育财政投入上必然会有所懈怠。未来改革在完善转移支付制度方面可以做的是，一方面，具体转移支付制度设计可根据设定的均等化目标，综合考虑县级财力、人口构成、学生比例以及财政努力程度等多方面因素，按照因素法精准分配资金，使转移支付分配机制更为客观具体，最大化资金效用。另一方面，结合补助和激励两种手段，在保障经济困难地区的县域义务教育财政支出的同时，根据地方财政教育投入努力程度等公平产品要素进行挂钩奖励，实现县级财政创收、经济增长、公共品供给三者均衡发展，尽量规避“挤出效应”所造成的政策效果折扣，保障县级财政教育支出比例。

最后，未改革的湘西土家族苗族自治州属于国家“西部大开发”的民族区域，仍维持着省管州、州管县的垂直财政管理体制。民族地区在经济发展、政治环境、社会条件等方面与其他地区存在一定差异，未来省级政府在扩大改革试点范围时，要保持谨慎态度，须根据具体县情实施和完善改革措施。民族地区行政区划的基本模式是自治区—自治州—自治县，行政管理体制较为特殊，民族自治原则可能会与“省直管县”财政改革存在矛盾，事权和财权可能会产生不匹配的状况，改革应当在保证不损害民族地区原有利益格局的情况下进行。