财政“省直管县”改革与县域间财政差距

2022-10-19刘建波

财贸研究 2022年9期

王玮刘建波

(武汉大学，湖北武汉 430072)

一、引言与文献综述

1994年的分税制财政体制改革对中国的政府间财政关系进行了重大调整，改革主要针对的是中央-省财政关系；改革后的相当长一段时期内，省际财政差距一度呈现出扩大趋势。1996年财政部《关于完善省以下分税制财政管理体制意见的通知》(财地字〔1996〕24号)虽然要求将分税制改革进一步向市县延伸，但在分税制财政体制改革启动后的10多年间，省以下财政体制改革基本上处于停滞状态。2002年，《国务院批转财政部关于完善省以下财政管理体制有关问题意见的通知》(国发〔2002〕26号)，对省以下财政体制改革提出了指导性意见，在官方层面提出要在改革中“逐步缩小辖区内地区间财力差距”。2009年，财政部发布《关于推进省直接管理县财政改革的意见》，明确提出要在除民族自治地区外全面推进省直接管理县财政改革的总体目标。据此，“省直管县”财政体制改革迅速铺开，到2011年年底，有27个省份的1080个县(市)实行了“省直管县”财政体制改革，约占县(市)总数的54%(1)数据来源：中华人民共和国财政部，《中国财政基本情况(2011)》，经济科学出版社，2012年版，第24页。。但在此后的10余年间，财政“省直管县”改革出现了一些波折，有的省份缩小了财政“省直管县”改革的试点范围，有的省份在部分已经实行多年的“省直管县”财政体制改革的地区又恢复了原有的“市管县”财政体制，也有省份仍在不断扩大“省直管县”财政体制改革的实施范围。2022年，《国务院办公厅关于进一步推进省以下财政体制改革工作的指导意见》(国办法〔2022〕20号)，再次将省以下财政体制推到改革的风口浪尖，只是未再像以前那样强制性地将“省直管县”设定为改革的目标。那么财政“省直管县”改革推行10多年来，到底有没有缩小辖区内地区间财政差距？这是亟待回答的一个问题，因为它是决定中国省以下财政体制改革下一步走向的重要考量因素。

现有对财政体制与地区间财政差距关系的研究，主要集中于分税制改革之后。Knight et al.(1999)认为分税制改革加剧了省级政府间财政差距，而税收收入是首要影响因素(童锦治等，2014)。Martinez-Vazquez et al.(2006)、李凌等(2007)、欧阳华生(2007)、郭玲等(2019)等研究了政府间财政转移支付在解决政府间财政不平衡方面的作用，认为转移支付对均衡省级政府间财政差距有一定效果，但对不同省份之间财力分配的调节作用有限。张明喜(2006)认为转移支付总体上没有达到缩小地区间财力差距的效果，而刘溶沧等(2002)、张光(2013)、Huang et al.(2012)等甚至认为财政转移支付会加重省际财力不平衡。对于省以下财政体制改革与地区间财政差距的研究，张光(2013)、任超然等(2016)、马海涛等(2017)等运用不平等指数进行测算，发现转移支付制度在县级层面可以缓解财力差距。财政“省直管县”改革是中国省以下财政体制的一项重大变革，具有一定的财政分权性质，可以带来政府竞争(Buchanan，1995)，影响地方经济发展，从而影响地方政府的财政能力。才国伟等(2010)、郑新业等(2011)、毛捷等(2012)、刘冲等(2014)等认为，财政“省直管县”改革不仅促进了县域经济的发展，也有利于财政能力的增长，但是袁渊等(2011)认为改革与县域经济增长没有显著正向作用，Li et al.(2016)、贾俊雪等(2011)则认为改革非但没有改善县级财政状况，甚至还加剧财政困难。

总的来看，现有关于财政体制改革与地区间财政差距的研究大多基于省级层面，较少涉及省以下财政体制改革对县域财政差距的影响，而现有财政“省直管县”改革方面的研究更多地集中在改革在促进县域经济增长和基层财政解困等方面的影响上(贾康等，2002；刘佳，2011；高军等，2012；贾俊雪等，2013)，少有直接对县域间财政差距影响的研究。不仅如此，已有有关财政体制改革对地区间财政差距研究大多借助不平等指数进行测算，并未证实财政体制改革与地区间财政差距的因果关系。

基于已有研究，本文利用财政“省直管县”改革这一准自然实验探究省以下财政体制改革对地区间财政差距的因果效应，力求为健全省以下财政体制和建立一个“财力协调、区域均衡”的省以下财政关系提供一定的经验证据。与已有文献相比，本文的边际贡献主要体现在：其一，从实证角度对省以下财政体制改革与地区间财政差距的因果效应进行探讨；其二，与已有文献对财政“省直管县”改革的研究多以单个省份且多从县级层面展开研究不同的是，本文以13个省份的地级市为样本，采用多期双重差分法研究其在地级市层面的改革效应；其三，为省以下财政体制的建设提供新的经验证据。

二、机理分析与假说提出

在“市管县”财政体制下，地级市级政府普遍采取“财力上收、支出职责下移”措施，直接导致县级政府出现较大的财政缺口；在现实中，上级拨付给县的资金在经过市级财政进行转拨时还常常出现被截留、挤占、挪用等现象，这或是加剧了县级政府财政困难，或是使得县级政府在可支配财力的获取上存在较大的滞后性和不确定性。这些影响叠加在一起，无疑会使得县域经济发展受到很大的限制。财政“省直管县”改革正是在这一背景下推出的。不同省份财政“省直管县”改革的具体制度安排各具特色，但基本做法大体一致：一是实行“省直管县”财政体制，主要是改变省管市、市管县的财政管理模式，并未大幅度调整财政收支范围。二是省对下各项财政转移支付直接分配到县(市)，专项补助资金也由省财政部门会同其它职能部门直接分配到县(市)。三是年终财政结算项目、结算数额，由省财政部门直接结算到县(市)。四是各市、各县(市)国库直接对中央、省报解财政库款，同时省财政部门直接确定各自的资金留解比例；预算执行中的资金调度，由省财政部门直接拨付到县(市)(谢旭人，2008)。这一系列举措不仅提高了县级政府的可支配财力，也保证了县级政府获取财力的及时性和可靠性，从而在相当大程度上促进了县域经济的发展(郑新业等，2011；毛捷等，2012)。由于贫困县在政治经济方面的话语权相对要弱一些，上级政府拨付的款项被地级市政府截留、挤占、挪用等现象发生得更为频繁，而各地财政“省直管县”改革也较多地选择强市弱县、财力弱县作为改革的试点(茹玉，2017)。在这种情形下，财政“省直管县”改革资金直达举措促进县域经济发展的作用，在贫困县可能体现得更明显，从而推动县域间财政的均衡。

“扩权强县”是各地省以下财政体制改革过程中普遍推行的举措，部分或者全部地级市的权利赋予了县或县级市。部分经济管理、项目审批权限的下放，使得县级政府对本地区经济发展有了更大的自主权，极大地调动了其发展经济的积极性，可以使其更加合理地配置自有资源、促进县域经济的持续稳健发展。虽然“扩权强县”有利于县域经济增长(才国伟等，2010)，但对经济强县而言，其经济发展由于趋近于稳态因而上升空间相对有限；对经济弱县来说，其发展空间较大，“扩权强县”可以助力其更好发展，再加上还握有一定的“后发优势”(2)根据经济增长趋同理论，发展较为落后的地区，除改革赋予的各项利好政策外，在资源利用、产业布局、资本配置等方面可以借鉴经济发达地区的经验，并利用新的生产技术、生产方式等，使得落后地区在经济发展的合理性和持续性方面较发达地区有一定的比较优势。，有助其不断缩小与经济较强县域的发展差距，最终使得区域内县际财政差距缩小(郭艳娇等，2018)。

财政“省直管县”改革中的“资金直达”“扩权强县”等措施增强了县级政府采取竞争性举措的财政能力，再加上省管县之间的晋升考核，县级政府间的财政竞争会进一步加剧(王小龙等，2015；贾俊雪等，2015)。与市场竞争一样，政府间竞争也是一把“双刃剑”，适度的政府间竞争是有利于推动区域经济和财政走向均衡发展的(罗富政，2016)。

在实行财政“省直管县”改革之前，地级市政府也常常会采取措施去平衡和协调县与县之间的财政利益关系(杨德强，2010)。在实行改革后，部分县尤其是相对贫困的县由省级财政来负责其利益关系的协调，需要地级市政府来协调财政利益关系的县的数量减少，地级市政府在辖区内的财政协调能力相对增强，协调效应会更显著，市管县之间的财政利益关系将更为均衡，而被纳入“省直管县”的落后县，由于省级财政的介入，缩小与市域内经济强县之间的财政差距也就成为可能。省、市级政府对相关县市利益关系进行协调需要有一定的财力支撑，而这是以政府间财力与支出职责划分过程中一定的财力与事权不匹配为前提的。

基于以上分析，本文提出：

假说1：财政“省直管县”改革有利于缩小县域间财政差距，且改革县比例越高越有利于缩小县域间财政差距。

假说2：在经济较强的地级市，财政“省直管县”改革更有利于缩小县域间财政差距。

假说3：财力与事权的匹配与地区间财政差距呈非线性(U形)关系，适度的财力与事权不匹配有利于缩小县域间财政差距。

三、研究设计

本文将各省份自2003年开始实行的财政“省直管县”改革试点视为一项准自然实验，并运用准自然实验方法分析其对县域间财政差距的因果效应。根据这一目标，对研究涉及的样本、模型、统计指标和数据进行说明。

(一)样本选择

浙江、海南、宁夏三省份较早开始推行财政“省直管县”改革，其余省份都是在2003年后才逐步开始推行此项改革。考虑到2002年所得税分享改革对地方政府财政能力的影响和2009年中央发文确立财政“省直管县”改革目标的影响，为了更好地识别财政“省直管县”改革对县域间财政差距的影响，本文选择2003—2009年为样本期。在选定的样本期内，一共有24个省份进行了财政“省直管县”改革，其中，浙江和宁夏自20世纪80年代以来就一直在实行“省管县”财政体制，北京、天津、上海、重庆等4个直辖市和海南省全部县，河南的济源市，湖北的天门市、仙桃市与潜江市，新疆的石河子市，实施的也是“省直管县”财政体制。由于这些县(市)实行“省直管县”体制的时间较长，与自2003年开始大范围实施该项改革的县缺乏可比性，因而将上述县市从样本中剔除。广东、四川、江西、陕西、甘肃、河南、广西、贵州、山西等9省份采取的是渐进式改革方式，可能对实证结果产生影响，造成“改革错觉”，因而也从样本中剔除(才国伟等，2010；贾俊雪等，2015)。基于上述考虑，本文选择吉林、黑龙江、辽宁、湖北、福建、江苏、湖南、云南、内蒙古、青海、河北、安徽和山东等13个省份作为样本。

(二)方法选择、模型设定与变量说明

本文采用双重差分法(Difference-in-Difference，DID)来研究财政“省直管县”改革与县域间财政差距的因果关系，这一方法有助于解决遗漏变量和样本选择等内生性问题。由于各省份改革的时间各不相同，不能采用传统的双重差分法，因而选择多时点冲击DID进行实证分析。研究样本中，若某地级市管辖的县中有改革县，作为实验组，没有改革县的则作为对照组，并将各省份开始实施改革的年份视为实施政策时间点。

基准模型如下：

(1)

1.核心解释变量

借鉴Li et al.(2016)、李广众等(2020)对财政“省直管县”改革研究中的设定，在地级市层面设置财政“省直管县”改革(reform)和时间(time)两个虚拟变量，若该地级市至少有一个改革县，则reform取值为1，否则取值为0；若该年份早于或与该地级市所在省份实行改革的年份相同，则time取值为1(3)若实行改革月份在改革当年6月份之前，则改革当年time取1；若改革月份在改革当年6月份之后，则改革当年time取0。，否则取值为0。虚拟变量财政“省直管县”改革(reform)与时间(time)的交互项(did)为本文的核心解释变量，当reform和time两者同时取1时，核心解释变量(did)取值为1表示该地级市至少有一个县在该年已经实施了财政“省直管县”改革，其他情况取值为0。

2.被解释变量

变异系数(CV)、基尼系数(GINI)和泰尔指数(GE)是度量不平等和异质性的三种常用指标(Hofman et al.，2004；Rodriguez-Pose et al.，2010；Tsui，2005)。基尼系数的计算是基于大量人口以及支出(收入)与不同人口群体之间的关联，但本文所关注的一个地级市内县(市)的数量往往有限，因而不宜采用基尼系数来度量县域间的财政差距。泰尔指数的优势在于划分组内差距和组间差距，这与本文要研究的地级市内部的县域间财政差距不吻合，因而也不是最好的选择。变异系数能较好地反映各县(市)政府财政能力在平均值附近的分散程度，是比较均值相差很大的数据集的一个很好的衡量方法，而且它与财政能力的取值单位无关。正因为如此，本文选择变异系数作为衡量县域间财政差距的指标。

财政收入、财政支出和财政自给率是衡量地方政府财政能力三个常见的变量。财政收入是财政支出的基础，与地方经济发展等联系紧密，也在很大程度上决定着财政自给率，再加上一般公共预算是财政体制改革的“主战场”，因此本文选择一般公共预算收入作为衡量地方政府财政能力的指标。

综上，本文的被解释变量为一般公共预算收入变异系数(“财政差距”)。同时，在实证研究中还分别采用一般公共预算支出变异系数、财政自给率变异系数、一般公共预算收入基尼系数、一般公共预算收入泰尔指数来进行稳健性检验。

(三)数据来源与描述

本文使用了13个省份2003—2009年的地级市和县(市)的数据。其中，地级市经济数据来自《中国区域经济统计年鉴》，县域经济数据来自《中国县域经济统计年鉴》，财政相关数据来自《中国财政年鉴》。由于部分地级市只管辖一个县，无法计算其财政差距，故将此类地级市样本删除，最终得到153个地级市观测样本，994个观测值。主要变量的描述性统计见表1。

表1 主要变量描述性统计

表1中列(1)～(4)为实验组，列(5)～(8)为对照组，可以看到，有改革县的地级市县域间财政差距比没有改革县的地级市低。具体来看，实验组的财政差距平均值比对照组低25.5%，无论从经济意义还是统计意义来看都是一个不容忽视的幅度。

四、实证分析

(一)基准回归

对模型(1)进行估计，结果如表2所示。其中，列(1)为控制年份固定效应，列(2)为加入城市固定效应，列(3)为加入一系列控制变量。可以看到，财政“省直管县”改革显著缩小了县域间财政差距，改革使得实验组辖区内的财政差距比对照组平均缩小了0.046，并且在1%的水平上显著。简言之，相对于没有改革县的地级市，有改革县的地级市通过加剧的政府间竞争和强化的协调效应使得辖区内各县的财政能力进一步均衡，最终缩小了辖区内各县之间的财政差距。因此，财政“省直管县”改革有利于缩小县域间财政差距，假说1前半部分得到验证。

表2 财政“省直管县”改革对县域间财政差距影响的回归结果

从回归的其他结果来看，第二产业和第三产业的差异显著拉大了县域间财政差距。增值税和营业税是政府财政收入的重要组成部分，第二产业、第三产业分别是增值税、营业税的重要来源，而各县之间由于自然资源、产业政策、地理位置等原因导致经济发展水平不一，最终使得县域间财政差距扩大。市域内县的个数对县域间财政差距产生积极影响，显著降低了县域间财政差距，而市域面积对财政差距无显著影响，说明竞争主体增加导致政府间竞争更激烈，最终降低县域间财政差距。

(二)稳健性检验

1.平行趋势检验

采用双重差分法进行政策评估时的一个重要前提是实验组与对照组在改革前应具有相似的特征，即具有平行趋势。由于本文采用的是多时点DID，没有一个确定的时间“断点”，因此设置一个新的时间虚拟变量event，将各省份改革年份统一设置为event=0，改革的前4年和后4年分别赋值为-4、-3、-2、-1、1、2、3、4，回归后得到改革的动态效应如图1所示。

图1 稳健性检验(平行趋势检验)

可以看到，改革前，实验组和对照组之间县域间财政差距没有显著差异，而在推行改革后有显著差异，平行趋势假设得到验证。此外，还可以看到，财政“省直管县”改革对县域间财政差距的缩小作用有一定的持续性，因果效应具有动态异质性，随着时间的推移，影响程度总体上呈加大趋势，即财政“省直管县”改革对县域间财政差距缩小的效应随着时间推移而愈发明显，但是，其边际缩小效应大体上递减。随着改革的逐渐推进，落后县域经济不断发展，逐步缩小与经济强县的差距，财政差距不断缩小。但当落后县域经济发展到一定程度，改革举措释放的发展“红利”将越来越小。

2.更换财政差距衡量指标

基尼系数和泰尔指数也是度量不平等的常用指标，因此分别选用各县一般公共预算收入的基尼系数和泰尔指数作为被解释变量，回归结果如表3列(1)、(2)所示。列(1)中被解释变量为县际财政能力的基尼系数，列(2)中被解释变量为县际财政能力的泰尔指数，可以看到，回归结果为负，并在1%水平下显著，与基准回归结果一致，说明财政“省直管县”改革缩小县域间财政差距的结论是稳健的。

表3 稳健性检验一

3.更换财政能力衡量指标

政府财政能力的度量，除了一般公共预算收入外，一般公共预算支出、财政自给率也是常用指标，因此分别选用县域间一般公共预算支出变异系数、财政自给率变异系数作为被解释变量，回归结果如表3列(3)、(4)所示。可以看到，改革显著降低了县域间一般公共预算支出差异和财政自给率差距，说明财政“省直管县”改革缩小县域间财政差距的结论是稳健的。

4.进一步控制“扩权强县”改革措施

在“省直管县”财政体制改革中，部分县还实施了“扩权强县”改革措施，本文进一步控制“扩权强县”改革进行检验。设置“扩权强县”改革虚拟变量kdid，若某地级市在某一年或之后存在“扩权强县”改革试点县则kdid=1，否则kdid=0，将变量kdid加入模型(1)中进行回归。

如表4所示，列(1)为控制“扩权强县”改革变量，可以看到，控制“扩权强县”改革后回归结果没有明显变化，依旧显著为负，且“扩权强县”改革对地区间财政差距无明显作用，说明财政“省直管县”改革缩小县域间财政差距的结论是稳健的。列(2)为进一步考察地级市中同时存在“扩权强县”改革和财政“省直管县”改革即全面“省直管县”改革对县域间财政差距的影响，可以看到，全面“省直管县”改革对县域间财政差距的影响显著，且效果更大。这可能是财政“省直管县”改革下放的财政管理权限和“扩权强县”改革下放的经济管理权限对落后县域经济的发展和政府间竞争产生了进一步的激励，最终导致地区财政进一步均衡。

表4 稳健性检验二

5.改变样本量

由于贵州、山西、广西三省份在选定的样本期间内只开展了一次财政“省直管县”改革试点，因而未纳入样本。现将这三省个份加入样本进行回归，由表4列(3)、(4)可以看到，回归结果依旧显著为负，验证了财政“省直管县”改革缩小县域间财政差距结论的稳健性。

考虑到省会城市的特殊性，将其从样本中剔除并再次进行回归，由表4列(5)可以看到，结果依旧稳健。

6.安慰剂检验

为进一步论证县域间财政差距的缩小是由财政“省直管县”改革带来而非来源于不可观测因素，借鉴 Lu et al.(2017) 的思路，进行安慰剂检验。由于各省份开始改革的年份不一致导致各地级市改革的年份不一，因此为各省份随机选取2003—2009中某一年作为政策改革实施年，随机重复500次，同时对模型进行反复估计，由此得到核心解释变量的500个估计系数，核密度分布如图2所示，基准回归表2列(3)中实际估计的财政“省直管县”改革效应系数-0.046在图2中用虚线标出。由图2可见，该估计值(-0.046)显著异于安慰剂检验中得到的系数估计值，由此证实财政“省直管县”改革导致县域间财政差距缩小的效应并非来源于不可观测因素。

(三)异质性分析

1.财政“省直管县”推行比例异质性

不同地级市进行改革的县数量差异很大，有试点一个县的，有试点几个县的，还有全部县都进行改革的。考虑到不同改革比例影响可能不一，为此，引入各地级市改革县占比变量mdid，将此变量代替模型中的财政“省直管县”改革虚拟变量，考察不同推行比例的改革效应。回归结果如表5列(1)、(2)所示。可以看到，回归结果显著为负，且其系数的绝对值大于基准回归中的系数的绝对值，说明财政“省直管县”推行比例越高，则地区间财政差距缩小效果越明显。改革推行比例高，一方面，由于地级市范围有限，辖区内各县之间资源禀赋差异不大，改革县的增加将进一步加剧市域内的政府间竞争(贾俊雪等，2015)；另一方面，改革县越多，市级需协调的县数越少，协调效应越强，最终将导致辖区内各县发展进一步均衡，使得地区间的财政差距也随之缩小。同时，改革推行比例高，更多相对落后县纳入改革，落后县域经济发展的赶超作用也更大，也将增强改革缩小财政差距的效果。假说1后半部分得到验证。

表5 异质性分析

2.经济强弱异质性

由于各地级市经济发展水平不一，财政“省直管县”改革在不同经济发展水平的地区可能有不同的影响，对县域财政差距的影响也可能有所不同。现将地级市的GDP与改革虚拟变量的交互项加入模型进行回归，回归结果如表5列(3)所示，可以看到，回归结果显著为负，说明经济发展水平越高的地级市改革的效应越强。进一步地，将地级市按基期2003年经济水平强弱分为两组，表5列(4)为经济水平低于中位数的地级市，列(5)为经济水平高于中位数的地级市。可以看到，改革缩小县域间财政差距的效果是由经济较强的地级市推动的。经济发展水平较高的地级市其协调效应在改革后更强，并且经济发展水平越高，各方面的要素条件等越成熟，其政府间的竞争程度相对越强；而经济发展水平较低的地级市，由于各种条件的限制其对区域经济发展的均衡性能动作用较为有限，政府间的竞争也不够激烈。此外，落后县要更好地发挥其“后发优势”，也需要区域内经济发展较好县域的成功经验。因此，财政“省直管县”改革对地区财政差距的积极作用，需建立在一定的经济发展水平上。假说2得到验证。

(四)机制分析

按照前文的机理分析，财政“省直管县”改革在落后县域对经济促进的效果更好，进而使得县际发展差距缩小。为验证该渠道，将所有改革县作为实验组，未进行改革县作为对照组，同时控制固定资产投资、社会零售总额、人口、政府支出等影响经济发展的变量，利用双重差分法探究改革对县域经济发展的作用，回归结果如表6列(1)所示。然后，将进行改革的县按照各自改革前一年在该地级市内经济状况分为弱县和强县，改革前一年的GDP小于该地级市的县平均值为改革弱县，大于则为改革强县，分别以参与改革的强县和弱县为实验组，不进行改革的县为对照组，以经济增速为被解释变量，并控制上述相应变量，运用双重差分法进行回归，回归结果如表6列(2)、(3)所示。同时，分别将包含改革强县和包含改革弱县的地级市作为实验组，不包含改革县的地级市作为对照组对基准模型(1)进行回归，回归结果如表6列(4)、(5)所示。

表6 机制分析——落后县域经济赶超作用

从表6列(1)可以看到，相较于未改革县，改革县的GDP平均显著增加11.381亿元，就是说，财政“省直管县”改革在相当大程度上促进了县域经济的发展；列(2)回归结果显著为正，而列(3)结果不显著，就是说，改革促进了经济较为落后县的经济增长；列(4)回归结果为负且显著，而列(5)结果不显著，就是说，包含落后改革县的地级市在改革后显著缩小了县际财政差距，而包含改革强县的地级市效果不显著。以上回归结果说明改革使得落后县域经济发展更好是改革缩小县际财政差距的一个影响渠道。

前文机理分析也提到，财政“省直管县”改革对县域间财政差距的影响也可能通过县级政府间竞争(Competition)和地级市政府协调(Coordination)两个渠道。鉴于此，参照温忠麟等(2015)，对包括中介变量的回归模型设定如下：

(2)

(3)

通过回归模型(2)、(3)来分别识别政府间竞争和地级市协调使得县域间财政差距缩小的具体机制。本文采用两两竞争对应关系数量来衡量市域内的竞争程度，在改革推行后，同一市辖区内存在着省直管县和市直管县，由于省直管县之间的晋升考核等，省直管县与其他省直管县竞争激烈程度进一步加剧(贾俊雪等，2015)。也就是说，省直管县之间的竞争比其他对应县之间的竞争更加激烈，因此省直管县之间竞争程度用双倍竞争对应关系数来刻画；而地级市的协调力度则用市直管县的个数来衡量，市直管县个数越少，其区域协调的力度或将越强。模型回归结果如表7所示。

表7列(1)、(2)分别对应模型(2)进行回归，给出了财政“省直管县”改革如何影响政府间竞争程度，进而影响县域间财政差距的结果。也就是说，改革显著增加了市域内政府间竞争程度，进而对经济发展、财政能力产生影响，改革中的“资金直达”和“扩权强县”等措施增强了县级政府采取竞争性举措的财政能力，再加上省管县之间的晋升考核，县级政府间的财政竞争进一步加剧(贾俊雪等，2015)，最终缩小了县域间的财政差距；列(3)、(4)分别对应模型(3)进行回归，给出了财政“省直管县”改革如何影响地级市协调力度，进而影响县域间财政差距的结果，也就是说，改革使得需要地级市政府协调管理的县减少，地级市政府的协调力相对加强，协调发展的效应得到进一步发挥，县域间发展更趋均衡，财政差距缩小。

表7 机制分析——政府间竞争与地级市政府协调

(五)进一步分析

“省直管县”财政体制改革的一个重大关切问题是政府间财力与事权匹配问题(周波，2010)，财力与事权匹配也是近年来财政学界重点讨论的问题。考虑到上级政府对所辖下级政府间的协调效应，其掌握一定的多于其事权的财力是有必要的，为此，本文进一步探讨上级政府财力与事权的匹配关系对辖区内财政差距的影响。

参照冯俊诚(2020)对财力与事权不匹配度的度量，设置变量Mismatch表示地级市政府的财力与事权不匹配度，计算公式如下：

将变量Mismatch代替模型(1)中的核心解释变量，并采用双向固定效应模型：

(4)

表8列(1)回归结果显著为负，说明地级市政府财力与事权不匹配将降低县域间财政差距。这也进一步验证了地级市政府的协调效应。列(2)加入财力与事权不匹配度的平方项，其系数显著为正，说明地级市政府财力与事权不匹配度对县域间财政差距的影响为非线性的，具体为U形关系，也就是说，一定程度的财力与事权不匹配度会显著缩小县域间财政差距，但是当财力与事权不匹配度上升到一定程度时，也会扩大县域间财政差距。当上级政府集中过多的财政收入时，虽然其协调能力加强，但是辖区内各经济主体将缺乏发展自身经济的激励，竞争能力较弱，从而使得经济原本发展较好的县发展更好，而经济较落后的县发展更差，最终扩大县域间财政差距。因此，适度的财力与事权不匹配有利于缩小地区间财政差距，过大将导致更大的财政差距。假说3得以验证。