从分权看发展：“省直管县”改革如何促进县域经济增长？

刘灵辉 张迎新 傅鑫艺

摘要：“省直管县”改革作为中央深化县制体制改革的政府分权举措，其对试点县域经济增长的改革效应以及影响机制需要得到科学的理论判断与实证检验，这关乎政府分权理论的适用情境与县域体制改革的深化方向。以政府分权理论为研究视角，构建“省直管县”改革影响县域经济增长的理论框架，探讨改革对县域经济增长的内在影响机制，基于河南省103个县域2000—2020年的面板数据，应用双重差分法（DID）对所提出的理论判断进行实证检验。研究发现：第一，静态DID结果显示，改革显著促进了试点县域的经济增长，对试点县域经济增长的平均年回报率为7.2%；第二，动态DID结果显示，由于改革的渐进性，改革的经济增长回报率呈现出明显的阶段性特征，“常规省直管”模式并未产生改革效应，而2014年“全面省直管”模式实施后县域发展自主权的全面强化，正是改革效应开始凸显并保持强势增长态势的根本原因；第三，影响机制检验表明，县域发展自主权的提升通过弱化吸纳效应而非强化激励效应实现了对经济增长的促进效应，主要表现为财政与招商引资方面的资源获取水平。

关键词：政府分权；“省直管县”改革；经济增长；县域经济；发展自主权；激励效应；吸纳效应

文献标识码：A文章编号：1002-2848-2023（02）-0058-15

一、问题提出

改革开放后，中国行政管理体制基本采用五级政府结构，即中央—省（自治区、直辖市）—地（市）—县（市）—乡（镇），各级政府在行政和财政上都隶属于上一级政府直接管辖，并且上下级政府之间采取的是任务层层下达、考核指标层层分解落实的行政发包制的工作模式。在国家治理体系中，县级政府连接城乡、沟通条块，承上启下，是央地关系的关键。当前的“市管县”体制始于1982年，旨在发挥地级市对县域的引领作用。然而，中国传统社会“差序格局”的特点，在地方政府之间同样适用，地级市政府更加关注市辖区或者主城区的社会经济发展，而基于行政层级所形成的决策权力使得地级市在竞争发展资源上具有天然的优势。因此，“市管县”体制不仅成为县级财政的“抽水机”与“吸血虫”，而且对新兴产业、高层次人才、高新技术等高端要素也产生“虹吸”效应。对于“市压县、市刮县、市吃县、市卡县”等突出问题，一些学者将其归咎于“市管县”体制所存在的城乡悖论、财政悖论、效率悖论。“市管县”行政体制并未展现出预期作用，反而成为限制县级政府自主性和创新性、阻碍县域社会经济高质量快速发展的重要制度性因素。因此，中央政府围绕县级政府不断开展行政管理体制改革，重要举措之一就是“省直管县”。2010年，中央机构编制委员会办公室（以下簡称“中央编办”）在河南、河北、江苏、湖北、云南、安徽、黑龙江、宁夏等8个省份选取了30个县（市）进行“省直管县”体制改革试点。2013年11月，中共十八届三中全会通过的《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》指出，“优化行政区划设置，有条件的地方探索推进省直接管理县（市）体制改革”。“省直管县”改革在纵向上减少了政府的行政管理层级，行政事务绕过市级政府直接由省政府审批和管理，转移支付补助资金可以由省级财政账户直接下达县级，这有助于提高行政审批和资源下拨的效率，同时扩大了县级政府的经济社会管理权限，有助于县域社会经济的高质量快速发展。

目前，关于“省直管县”改革对县域经济增长的影响，学界已经进行了较为深入的探讨，积累了丰富的研究成果，但是在学术观点上仍然存在争议。一方面，诸多学者对“省直管县”的改革效应持肯定态度。如赵建吉等［1］采用DEA模型，发现对于经济发展水平较低的县域，“省直管县”改革所产生的经济增长的回报率更高，“全面省直管”模式显著促进了县域经济增长。李荣华［2］以河南省为例，发现“省直管县”改革尤其是“全面省直管”模式促进了县域经济增长，贡献为1.111%。韦东明等［3］基于全国县域的面板数据，验证了“省直管县”改革通过强化基层财政保障、提升公共偏向水平和促进产业结构升级等途径促进了县域经济包容性增长。王文龙［4］发现，“省直管县”县域比“市管县”县域的经济绩效更好。另一方面，也有一些学者认为“省直管县”的改革效应有待商榷。如郑新业等［5］认为， “省直管县”改革虽然促进了试点县域的经济增长，但增长的源泉在于对周围县市经济活动的吸纳，并不具有可持续性。王婧等［6］从多个维度衡量了“省直管县”改革的经济影响，发现试点县域的经济活力虽然有所增强，但是促进经济增长的作用并不显著。丁肇启等［7］研究了河南省的“全面省直管”模式，发现改革加剧了试点县域的财政负担，导致其对试点县域的经济增长并未产生正向影响。宋美喆等［8］发现，“省直管县”改革不同形式的分权产生了异质性影响，财政分权促进了全要素生产率的提高，而经济分权则起了反向作用。

综上所述，中央编办在全国选择30个县域作为“省直管县”改革试点的时间已超过10年，这项改革与县域经济增长之间的内在因果关系亟须得到一个科学的理论判断与实证检验，以作为后续深化县制体制改革的参考依据。基于此，本文选择中央“省直管县”改革的试点大省——河南省作为研究对象，重点围绕改革对河南省10个试点县域经济增长的促进效应进行实证分析。相较以往研究，本文主要有以下贡献：第一，基于中央指示河南省所开展的较长时期改革，应用双重差分法（DID）对改革的经济增长回报率进行了静态维度的估计；第二，应用动态DID验证了试点县域经济增长产生的根本原因，明晰了从“常规省直管”到“全面省直管”这一政策变迁对试点县域经济增长的边际贡献；第三，依据政府分权理论构建了改革促进县域经济增长的理论框架，并为影响机制提供了经验证据支持；第四，进行了多方面的稳健性检验以排除干扰因素，在更大程度上确保了改革评估结果的真实可信；第五，对于长期以来有关政府分权能否促进经济增长的争论，明晰了促进效应得以产生的重要条件，即分权的内容与程度。

二、制度背景与理论框架

（一）制度背景

“省直管县”改革是当前在中国实施的一项涉及地区范围广、触及利益面大的行政体制改革。2011年河南省发展和改革委员会发布《关于推进省直管县体制改革试点的工作意见》（豫发改体改〔2011〕742号），宣布自2011年6月1日起，巩义市、兰考县、鹿邑县、永城市、固始县、滑县、邓州市、长垣县、汝州市、新蔡县等10个县域运行“省直管县”体制。此阶段的改革聚焦政府管理权限的下放与财政收支权利的独立，在本质上仍然是以往“扩权强县”与“财政直管”改革的延续，可以称为“常规省直管”模式。虽然在2012年试点县域的主要经济指标好于其他县域，但也暴露出了多头管理、监督不顺、指挥不畅等过渡体制障碍。鉴于此，改革的后续措施便是继续深化并完善配套政策，从而使得试点县域彻底脱离所属地级市，理顺财权与事权［7］。2013年，河南省发布了《河南省深化省直管县体制改革实施意见》（豫发〔2013〕12号），决定从2014年1月1日起对巩义市等10个县域实行全面由省直接管理县的体制，这也标志着河南省“省直管县”改革从“常规省直管”进入“全面省直管”阶段。在“全面省直管”模式下，10个试点县域进一步破除了“市管县”的体制框架限制，不仅扩大了管理权限，还对管理体制进行了大范围调整，基本与原属地级市管理体系完全分开，完全由省级对口机构管理，彻底成为省级政府直接管辖的地区［7］。

（二）理论框架

1.政府分权理论

作为制度变迁的重要形式，政府分权改革在过去的50年里愈演愈烈，成为各国提升治理效能、促进经济增长的重要举措。由于财政分权是20世纪70年代之后世界各国政府改革的主要方向，不仅发展中国家倾向于将财政收支权力转移给下级地方政府，发达国家更是将财政联邦主义奉为圭臬，且相较于发展中国家，发达国家的分权程度更高［9］。因此，有关分权与经济增长关系的研究多聚焦探究财政分权对经济增长的贡献，先后两代财政分权理论都指出了财政分权下竞争机制与激励机制对经济增长的积极作用，即如果地方政府获得了更多资源配置的权力，那么同级地方政府之间的相互竞争，以及上级政府对下级政府的多元激励形式，可以促进地方政府的决策更好反映辖区居民的偏好。聚焦政府间治理权威重新组合与划分，政府分权的主要目的是善治。一方面，在信息不对称的环境下，地方政府具有信息优势，更了解当地的实际状况，也更能代表当地居民的利益［10］，因此能够制定出更切合实际的、更具针对性的政策措施；另一方面，由于信息外溢性的存在，当地居民往往会以其他地区政府的表现作为本地区政府绩效的评估依据，从而产生标尺效应［11］，因此，在竞争压力下，地方政府的运作效率将得到显著提高，权力的滥用也将得到有效遏制。

与世界各国相同，中国为了调动中央与地方两个积极性，也进行了广泛的政府分权改革，中国式的政府分权主要包含行政分权与财政分权两个维度，前者主要是指下放社会经济管理权限以提高公共事务的管理效率，后者主要是指独立财政收支管理权限以理顺政府间财政的分配关系［12］，然而二者本质上都是通过政府体制内部上下级政府间的权力划分，使得下级政府逐渐获得部分自主权（事权与财权），从而激发地方政府治理地方社会经济的活力，扩大地方发展空间进而促进经济增长［13］。颇多学者认为，中央威权主义下向地方政府分权的制度安排构成了中国改革开放以来经济增长奇迹的重要制度基础［14］，然而，根据刘冲等［12］的研究，行政分权与财政分权虽然都促进了县域经济增长，但都是以粗放的投资为动力，并没有从本质上提高地方的资源配置效率。李永友等［15］也发现，地方政府的财税动机决定了不同分权时序下经济增长的异质性表现，分权的形式与内容将给予地方政府不同的激励。这意味着分权的形式、程度以及过程的复杂性都是分权增长效应评估中不应当忽视的重要因素［16］。因此，有关分权与经济增长之间因果关系的经验证据出现分歧，应当是分权的形式以及其运行的体制机制存在与现实环境不适配的问题，而非分权本身存在问题［17］。

2.理论判断

從内容上看，“省直管县”改革的本质就是政府分权，将市级政府在财政收支、转移支付、公共物品提供、治理外部性等方面的政府职能向试点县域转移［5］。改革将原来归属于地级市政府的权力下放给县级政府，弱化了地级市政府的干预权，强化了县级政府的自主权。县级政府发展自主权的强化不仅体现为财政权力的独立，而且更体现在行政权力的扩大上［15］。这可能会通过弱化吸纳效应、强化激励效应这两种机制对试点县域的经济增长产生影响，如图1所示。

图1“省直管县”改革影响县域经济增长的理论框架

首先，弱化吸纳效应。由于区域经济发展中“增长极”现象的存在，大城市往往对外围地区存在吸纳效应，使得经济落后地区的各种经济资源向大城市集中，导致经济发展利于大城市而牺牲外围地区的局面［18］。地级市相较于县域而言经济发展水平更高，具有一定的吸纳效应，而“市管县”体制更使得地级市可以名正言顺地支配县域的经济资源，加剧了“市卡县”“市刮县”等问题［19］。“省直管县”改革正是为了解决当前存在的市县发展矛盾，弱化地级市对县级政府的吸纳效应，从而促进县域经济的健康发展。一方面，通过行政权力的下放，切断县级政府与原属地级市政府的上下级行政级别关系，扩展了县级政府的自主决策权限［20］，这减少了地级市对县域社会经济管理权限的干预，利于县域充分发挥自主性和创新性以提升发展资源的获取水平；另一方面，通过财政权力的独立，简化地方财政层级，改变了此前地级市对县域财政的“盘剥”和“侵占”［21］，使得县域的财政困境得以缓解，财政自主性的提升将刺激地方政府的资源竞争［22］，并使得其在与其他县域乃至地级市竞争发展资源时具备更多的优势。

其次，强化激励效应。在中国当前的“政治锦标赛”模式下，地方官员的晋升机会直接与政府绩效考核相挂钩，而GDP增长率成为地方政府绩效考核的核心指标［23］。这就导致地方官员对促进本地区的经济增长具有强烈的个人意愿和内在动力，并构成了地方官员的核心利益［23］。而地方官员必须具备支配一定资源的经济决策权力，拥有较大的行动空间，才能真正对地方经济发展承担行政责任，这是激励效应产生的前提［24］。“省直管县”改革为县级地方官员的晋升激励提供了制度支撑。一方面，高配县域党委书记的行政级别提升了他们的行政地位与决策权限，使得他们具有比其他同层级建制的县域领导更大的话语权和工作协调力度，其主政县域在争取政策优惠与资金支持方面也就具备了竞争优势［25］；另一方面，提升县级政府的发展自主权可以使其突破地级市资源钳制，根据自身的社会经济状况独立自

主地决定社会经济事务的管理方式，

“为增长而竞争”的积极性得以提高，从而保障县域发展的动力与能力［26］。

据此，本文提出理论判断：“省直管县”改革对行政与财政等政府权力的下放强化了县级政府的发展自主权，进而通过对吸纳效应的弱化以及激励效应的强化，促进了试点县域的经济增长。

三、研究设计

（一）模型设定

“省直管县”作为一项中央深化县制体制改革的政策举措，使得相关县域被分配到实验组或控制组之中，即试点县域与非试点县域，由此考虑选用DID作为评估改革对河南省10个试点县域经济增长的促进效应的计量模型，通过DID估计量，即实验组的平均变化与控制组的平均变化之差，剔除掉实验组与控制组“实验开始前差异”的干扰。

本文采用双向固定效应模型对县域与年份固定效应进行控制，以更接近传统DID自然实验的模型形式。基准（静态）DID公式如下：

Yit=α0+α1didit+∑γZ+ui+λt+εit（1）

其中，Yit表示被解释变量经济规模，i表示县域，t表示年份；did为实验组虚拟变量du（若i属于实验组，则du=1，否则du=0）与改革时间虚拟变量dt（若t属于改革后，则dt=1，否则dt=0）的交互项，改革对河南省10个试点县域经济增长的影响就由其系数α1反映；∑γZ为一系列控制变量，以剥离影响经济增长的主要干扰因素；ui与λt分别为县域固定效应與年份固定效应，以反映地区特征与时间趋势对经济增长的边际贡献。

（二）变量确定及数据选择

由于“省直管县”改革的作用对象是河南省下辖的县与县级市，因此在实证分析时，所选样本为河南省除安阳县以外的103个县域

2016年11月，安阳市进行了市区管理范围与管理体制的重大调整，调整后的安阳县与示范区进行套合，因此安阳县出现了行政区划调整，导致县域社会经济状况发生了重大变化，且统计数据存在谬误，因此剔除该县。，其中实验组为10个试点县域，剩余93个县域作为控制组进行对照。考虑变量数据的完善性、全面性以及改革在时间上的演进性，通过Wind数据库、中经网统计数据库与《河南省统计年鉴》采集了2000—2020年103个县域21年的面板数据，并以2011年为改革开启元年。

鉴于国内生产总值（GDP）仍是地区经济规模的主要衡量标准，本文选取GDP衡量被解释变量经济规模，以2000年为基期，通过GDP指数计算得到所有年份的真实GDP，并进行取对数处理（lnGDP）。根据古典经济增长理论中物质资本、人力资本、劳动量以及技术知识等生产要素对经济增长的贡献，并结合相关研究结果，最终确定了影响经济增长的若干关键要素作为控制变量，以尽可能地将与改革有关且

对经济增长有影响的干扰因素进行控制，从而避免遗漏变量偏误，估计出改革净效应。这些控制变量主要包含：投资水平，以全社会固定资产投资占GDP比重衡量；人力资本，以每百人口普通中学在校人数衡

量；产业结构，以第二产业产值占GDP比重衡量；政府干预，以公共财政支出占GDP比重衡量；社会消

费，以社会消费品零售总额占GDP比重衡量；人口密度，以每平方千米人口数量衡量；金融发展，以金融机构存贷款余额占GDP比重衡量；公共服务，以每十万人口医院卫生床位数衡量；地理状况，以地形起伏度（游珍等

参见：游珍， 封志明， 杨艳昭.中国地形起伏度公里网格数据集［EB/OL］.（2018-03-16）［2022-01-05］. https：//doi.org/10.3974/geodb.2018.03.16.V1.测算）衡量。由于固定效应模型无法有效估计地理状况这样的非时变变量，本文参考Paul［27］的策略，将地理状况与各年份虚拟变量的交互项（以2000年为基期）纳入模型中进行估计。主要变量的描述性统计结果见表1。

四、实证分析

（一）平行趋势检验

DID得以合适应用的潜在假设是实验组与控制组在改革前具有近似的发展特征，即两组的GDP至少在河南省实施“省直管县”改革之前的若干年份内保持着接近平行的发展趋势。本文选用事件研究vb r 法进行考察，如果满足平行趋势假设，则两组之间GDP的差异应当仅发生在改革之后，而在改革之前两组的GDP不应当存在显著差异。在式（1）的基础上，建立平行趋势检验模型：

Yit=β0+∑j=9j=-11βjdu×yearj+∑γZ+ui+λt+εit（2）

其中，j表示距离改革试点前后的时间，yearj为年份虚拟变量，如果县域处于第j年，则其取值为1，否则为0。构建年份虚拟变量与实验组虚拟变量的交互项（du×yearj），其系数βj衡量的就是特定年份下

图2实验组与控制组的平行趋势检验结果

实验组与控制组之间的GDP差异。为避免多重共线性，以改革开启元年的前1年（2010年）作为估计结果的比较基期。

式（2）的回归结果如图2所示。在改革之前，交互项的系数变化并没有明显规律，且都在0附近波动。其95%置信区间都包含0，表明在5%的水平上，两组在改革前的GDP确实没有出现过明显差异，符合平行趋势假设。而在改革后第二年，交互项系数在5%的水平上显著为正，且存在增长趋势，意味着改革效应可能

存在，但仍有待检验。

（二）DID结果分析

基准DID检验的回归结果见表2，分别纳入了不同的固定效应组合以进行对比分析。其中第（2）（3）列的系数都不显著，可能是未对固定效应进行完全控制所引起的遗漏变量偏误所致。而第（4）列则是所采纳的最终模型，其同时控制了县域与年份固定效应，did的系数为0.072，且在10%的水平上显著。在控制了影响经济增长的主要因素，并剔除掉地区特征与时间趋势后，应用DID对“省直管县”改革净效应的评估结果为0.072。

改革净效应0.072意味着与93个未试点县域相比，10个试点县域的GDP平均而言每年多增长了7.2%，换言之，“省直管县”改革对10个试点县域GDP的平均年回报率为7.2%。中共河南省委办公厅课题组全面走访了河南省10个试点县域，发现“省直管县”改革整体运行向好，取得了显著成绩，县域社会经济发展的质量和效率得到了有效提高［28］。对试点县域而言，虽然改革并没有在短期内促进技术进步，但是体制创新促进了资本积累以及劳动水平的提高，从而释放出新的制度红利［2］。

（三）动态DID检验

“省直管县”的改革效应是否源自于政府权力下放从而引发的县域发展自主权的强化呢？受每年的政策环境变化、经济周期影响、突发事件干扰以及地方政府主要领导更替等随机因素的作用，改革效应可能会在不同年份存在异质性，呈现出围绕平均效应7.2%波动的状况。而2014年河南省“全面省直管”模式的试点更是将“省直管县”改革推向了一个新的高潮，试点县域经历了新一轮的分权化改革。可以推测，如果县域经济增长的根本原因是其发展自主权的强化，那么“省直管县”改革对经济增长的影响应当呈现出显著的阶段性特征，即相较于“常规省直管”模式，“全面省直管”模式将进一步促进县域的经济增长。为此，本文选用事件研究法进行动态DID检验，在式（1）的基础上建立动态DID：

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

将改革时间虚拟变量分解到改革之后10个年份，若县域i实行改革后的时间位于k年则diditk取值为1，否则取值为0。δk表示改革在2011—2020各年份对试点县域经济增长的边际贡献。

动态DID回归结果见表3，“省直管县”改革对10个试点县域经济增长的边际贡献在时间上存在明显的异质性，并大致与改革的两阶段相吻合。“常规省直管”模式实施时期（2011—2013年），改革效应并未显现。“全面省直管”模式实施时期（2014年之后），改革效应呈现出节节攀升的态势，并在2020年达到顶峰18.3%。“全面省直管”模式下县域发展自主权的强化，很可能便是“省直管县”改革对10个试点县域经济增长的促进效应从2015年开始显现并逐渐攀升的根本原因。首先，在“常规省直管”模式下，单一的“扩权强县”与“财政直管”改革并不彻底，缺乏行政、财政、人事等权力在内的全面下放，难以从根本上克服制约县域经济增长的阻碍。其次，“全面省直管”模式使得试点县域发展自主权得到空前的强化，县域的党委、纪委、政府、人大、政协及相关部门均直接与省级部门建立工作联系，党政正职也都由省委进行直接管理。综上，“全面省直管”模式旨在弱化地级市政府对县级政府的社会经济发展的干涉和影响，扩大县级政府的经济和财政自主权、事务自主权，以促进县域社会经济发展。

由此，“省直管县”改革效应产生的根本原因是“全面省直管”模式的实施得到了一定证实。赵建吉等［1］的研究也为此提供了一定支持，“全面省直管”模式作为“省直管县”改革未来的发展方向，可以使得试点县域充分发挥体制优势，从而实现经济发展的提质增效［29］。

（四）影响机制检验

1.弱化吸纳效应检验

“省直管县”改革后，随着试点县域发展自主权的强化，地级市对试点县域的“盘剥”和“侵占”现象将得到一定的遏制，这意味着试点县域的资源获取水平将得到有效提升，即行政权力的扩大与财政权力的独立增加了试点县域引进、积累发展资源尤其是对经济增长有贡献的资源的机会。受贾俊雪等［30］的启发，结合数据的可获得性，本文分别以财政收入分权水平（县域人均公共财政收入/市域人均公共财政收入，R）、财政支出分权水平（县域人均公共财政支出/市域人均公共财政支出，E）、投资获取水平（县域全社会固定资产投资/市域全社会固定资产投资，I）、企业获取水平

由于市域层面的规模以上工业企业单位数无法获得，因此本文采取绝对值测量，这也可以从绝对水平的角度实现对以上三个相对水平的测量变量的补充。此外，由于宜阳县与光山县某些年份的数据缺失，因此该变量的观测值为2 153。（县域规模以上工业企业单位数/个，C）衡量县域在财政以及招商引资方面的资源获取水平。通过观察实验组与控制组资源获取水平的时间发展趋势（见图3和图4）可以发现，对于这些资源的获取水平，两组在改革前基本都保持着极为相似的时间发展趋势（同时增长与降低），且两组的差距并未产生明显的变化。但在改革后，两组的资源获取水平都发生了显著的变化，集中表现为实验组的增速得到了较大提高，使得其资源获取水平的上升幅度远大于控制组。以财政支出分权水平为例，在2011年实验组还远低于控制组，分别为0391与0415，但此后实验组发展迅速，在2014年成功实现反超，到2020年已经分别达到了0477与0467。

图3财政收支分权水平的时间发展趋势

图4投资获取水平与企业获取水平的时间发展趋势

在此基础上，本文采取中介效应检验

考虑到中介效应检验的弊端，本文也尝试了构建两个单独的模型分别检验改革对资源获取水平以及资源获取水平对GDP的影响，结果基本一致。的思路。首先，将资源获取水平作为被解释变量，对改革进行回归估计，再将资源获取水平作为解释变量纳入到基准DID中进行估计。弱化吸纳效应的检验结果见表5，did的系數在第（1）（3）（5）（7）列中都显著为正，这表明改革确实促进了试点县域资源获取水平的提升。其次，除第（2）列外，资源获取水平都显著促进了县域经济增长，即改革所导致的试点县域财政支出分权水平、投资获取水平以及企业获取水平的提升，将进一步促进试点县域的经济增长。由此，本文关于“省直管县”改革通过弱化吸纳效应拉动县域经济增长这一影响机制得以证实，即试点县域的经济管理权限、财政自主权、行政人事权的全面下放，不仅避免了地级市截留财政资金的“漏斗效应”，还增强了县域凭借自身优势开展招商引资的规模与水平，从而为试点县域的经济增长提供了基础物质条件。

在“政治锦标赛”模式下，由“省直管县”改革所强化的县域发展自主权，将为刺激官员的晋升激励提供制度支撑。试点县域的党委书记都被配以较高级别待遇，相较以往会获得更多接触省政府的机会，从而产生一种“特殊经济优势”，使得他们获得“低职高配”的“政治激励”［19］，在官场晋升激励机制下，这可以保证分权附带的灵活性能更好被用来促进县域经济增长。然而，实证检验所面临的一个核心问题便是如何衡量官员激励水平。与资源获取水平不同，官员的激励更多体现的是微观个体的主观感知，而各试点县域的主政官员都面临着相似的政策激励。因此，本文进行了如下设计：通过若干影响官员晋升机会的因素间接衡量官员激励水平，如果“省直管县”改革使得激励效应得以强化，进而促进了试点县域的经济增长，那么可以预期在试点县域中，官员激励水平更强的县域，改革效应将更加突出。为验证此猜想，本文采取了调节效应检验的思路。

首先，从微观角度，年龄与任期作为影响官员晋升机会的重大微观因素，年龄越大、任期越短，官员的晋升激励水平越低［31］。因此，考虑到官员年龄超过45岁就难以再进入市局厅级班子［32］，以45岁作为分界点，设定年龄限制虚拟变量（A），若改革后试点县域当年在任党委书记的年龄不大于45岁，则赋值1，否则赋值0。考虑到地方官员频繁调动背景下，官员任期的第3～4年通常是其关键晋升机会［33］，以任期的第3～4年为分界点，设定任期限制虚拟变量（T），若改革后试点县域当年在任党委书记的任期处于第3～4年，则赋值1，否则赋值0。将A与T这两个虚拟变量分别与did相乘构造交互项，纳入基准DID中进行估计，以衡量试点县域官员激励水平的高低对改革效应的影响。

其次，从宏观角度，受钱先航等［34］的启发，构造了县域官员的晋升压力指数以衡量官员激励水平，考虑到上级政府对县域官员的绩效考核以经济、财政、民生为主，分别采取GDP增长率（P）、财政盈余（S），以及城乡居民收入差距（G）这三个指标来衡量官员晋升压力。具体而言，第一，由于官员的相对绩效评价方式与各县域所面临的资源禀赋差异，以历年各县域GDP与全县域的GDP总量构建权重，测算历年各指标的加权平均数作为比较的参照。第二，在2011年改革后，若试点县域的指标数值大于该年的加权平均数，则赋值1，否则赋值0，1与0分别意味着官员激励水平的高与低。第三，将这些指标的得分加总，得到晋升压力指数（D），其取值区间为［0，3］，数值越大官员激励水平越高。第四，将D与did相乘构造交互项，同时分别将各个指标的虚拟变量与did构造交互项，并纳入基准DID中进行估计。

强化激励效应的检验结果见表6，除第（3）（5）列中交互项的系数分别显著为正与负外，其余各列中交互项的系数都不显著，这意味着改革虽然极大提升了对试点县域的发展自主权，但可能并未强化激励效应，即使试点县域党委书记的官员激励水平较高，改革效应也并未得到强化。由此，本文关于“省直管县”改革通过强化激励效应促进县域经济增长的这一影响机制得以证伪

此处证伪意指根据本文的设计，并未观察到强化激励效应的现象，即现有证据并不充分，但并不意味着该效应不存在，这有待进一步的深入探究。

②混合匹配后，两组之间所有协变量的差异全部处于10%的范围之内，差异得到良好控制，表明样本在两组之间近似随机分配。，即改革效应的产生并非试点县域官员晋升激励水平的提升导致的结果。这可能是因为党的十八大后国家治理的重大变革促使“政治锦标赛”激励模式遭遇了困境［35］。

五、稳健性检验

（一）PSM-DID检验

“省直管县”改革中试点县域的选择可能考虑到了经济基础、地理区位、财政状况等诸多因素，而这些

因素还影响了县域的经济增长，由此可能存在由于样本选择偏误而导致的内生性问题。因此，本文应用

PSM-DID对改革效应进行估计，这可以在控制非观测因素的同时有效校正选择偏差，从而准确估计改革的平均处理效应［36］。鉴于逐期匹配的效果较差，不仅损失样本过多，而且严重违反平衡性假设，故而选择相对效果更好的混合匹配方式②。

PSM-DID检验结果见表7。为增强研究结论的可靠性，本文采用如下4种主流匹配方法：k近邻匹配（k=4）；

卡尺匹配（卡尺=0.01）；卡尺內的k近邻匹配（k=4， 卡尺=0.01）；核匹配（默认核函数与带宽）。虽然匹配方法存在一定差异，但是did的系数仍然都显著为正，而且与基准DID结果相差不大，这表明对实验组与控制组内的县域进行近似随机配对以控制系统差异后，“省直管县”的改革效应近乎不变。

（二）SCM检验

DID检验可能存在“匹配困难”，即无论如何控制组总是会与实验组存在各种影响经济增长的差异，并且适用于截面数据的PSM应用于面板数据也存在着一定问题［37］。本文应用Abadie等［38］基于反事实框架提出的合成控制法（SCM）进行检验，即根据未受政策冲击区域的线性组合构造出一个合适的控制组，而后通过“真实区域”与“合成区域”的对比得到政策冲击的影响。Abadie等［39］证明了在一定的正则条件下，如果合成区域可以完全复制处理区域的预测变量与干预前的结果变量，那么当干预前期数趋于无穷大时，SCM的估计量便是渐进无偏的。

为避免“内插偏差”，本文以控制组的93个未试点县域为参照，分别对实验组的10个试点县域应用SCM。

结果显示，只有兰考县、汝州市、长垣县的“合成县域”能在“省直管县”改革干预前的相当一段时期内很好地追踪“真实县域”的干预变量与结果变量，满足SCM的可信度要求

SCM检验中“合成县域”干预变量的对照情况适配度良好。（见图5～7）。

这三个县域中，在2011年改革前，“合成县域”与“真实县域”的经济增长保持着近似的特征，而大约在改革时点前后，“合成县域”与“真实县域”的经济增长趋势产生了偏离，在改革后尤其是“全面省直管”模式实施后，偏离幅度越来越大，意味着“真实县域”因为受到改革的冲击经济增长速度加快，这证实了“省直管县”改革存在经济增长促进效应。

（三）排除干扰性政策影响

首先，考虑国家重点生态功能区的影响。河南省多个区县被纳入国家重点生态功能区

商城县、新县于2014年被纳入大别山水土保持生态功能区，卢氏县、西峡县、内乡县、淅川县、桐柏县、浉河区、罗山县、光山县于2016年被纳入重点生态功能区。，这势必会限制其经济增长潜力。因此，将全样本中涉及的9个县域予以剔除。其次，考虑国家中心城市郑州市的影响。2016年12月郑州市正式被确定为国家中心城市，郑州市加快了“一核一副一带多点”都市圈的建设步伐，这势必会对周围县域产生一定的政策冲击，尤其是本就隶属于郑州市的6个县域

分别是中牟县、巩义市、荥阳市、新密市、新郑市、登封市。。因此，将这6个县域予以剔除。再次，考虑河南省重大区域政策的影响。2014年初河南省为加快中原崛起，将新郑市、荥阳市、新密市等重要产业带节点城市等分别设定为国家级与省级重点开发区域（国家级23个，省级25个），这些区域受到了河南省的发展政策扶持。因此，针对全样本中所涉及的27个县域，构建重大区域政策虚拟变量（若某县域在2014年成为重点开发区，则此后各年都赋值1，其余皆赋值0），并将其纳入控制变量。最后，考虑全国大规模扶贫政策的影响。2014年全国832个国家级贫困县名单公布，涉及河

南省兰考县、滑县、新县等38个县域（本文涉及36个），这些县域享受到了特殊的扶贫政策照顾。因此，

创建贫困县域的虚拟变量（若某县域在2014年被定为贫困县域，则此后各年都赋值1，其余皆赋值0）

即使贫困县已经“摘帽”，出于巩固脱贫攻坚成果的目标，仍然会受到政策扶持，因此该虚拟变量包含“摘帽”后政策扶持的影响。，并将其纳入控制变量

未剔除后两项干扰性政策冲击的样本的原因是其涉及的县域过多，且牵涉超过半数的试点县域，全部剔除将对结果影响过大。。

排除干扰性政策影响的检验结果见表8。各列中did的系数都显著为正，除了第（2）列外都十分接近，且与基准DID估计结果相差不大。因此，“省直管县”改革效应并没有因为这些干扰性政策的冲击而消失。

（四）安慰剂检验

1.虚拟改革时间的安慰剂检验

本文将河南省贯彻落实“省直管县”改革的年份分别统一提前至2004—2010年进行DID估计。如果此时改革效应did系数依然显著为正，则存在如下可能：虽然改革在此年份并未实施，但此年份内可能存在着其他项目冲击且对试点县域的经济增长产生了一定影响，并对试点县域的后续年份继续发挥作用，那么上文所得到的改革效应可能存在偏误。

本文虚构了2004—2010年7个河南省“省直管县”改革的时点，相关估计结果见表9，除2010年外，在每个虚构改革时间的模型估计结果中did的系数都不显著，且普遍低于7.2 %。而2010年显著的原因可能是改革预期效应的存在。因此，这证实了试点县域的经济增长很可能源自于2011年的“省直管县”改革，而不是受改革前其他各种因素的影响所致。

虚拟改革时间的安慰剂检验仅仅排除了该改革真正试点年份之前其他政策存在干扰的可能性，但还可能存在改革之后同时期其他政策冲击的可能性。因此，以反事实检验的思路进行虚拟实验组的安慰剂检验。本文从全部樣本103个县域中随机抽取10个县域作为虚构实验组，并将剩余的93个县域作为虚构控制组，然后进行DID估计，从而得到“省直管县”改革的虚构效应。若不存在改革之后同时期其他遗漏因素的干扰，则改革的虚构效应接近0，并且显著的概率较小。

随机抽取1 000次虚构实验组对应的交互项系数的概率密度与P值结果如图8所示。可以看出，改革的虚构效应明显集中于0附近，且大多数估计值的P值都大于0.1，表明改革对虚构实验组的经济增长的促进效应近似为0，即无显著影响。同时，基准DID检验中did的系数（0.072）也落在小概率区间，显著异于实验组安慰剂检验的系数分布，表明改革效应应当并非是一种偶然事件。综上可知，虚构实验组的经济增长并未受到同时期其他政策干预的影响，也就没有和控制组产生明显的差异，从而反向验证了本文结论的可信度。

六、结论与对策

本文依据政府分权理论，构建了“省直管县”改革影响县域经济增长的理论框架，探讨了二者之间的内在因果关系，从而提出理论判断。而后基于河南省103个县域2000—2020年的面板数据，在验证平行趋势假设后，将“省直管县”改革视作一项自然实验并应用评估外生性政策冲击的DID进行实证分析。研究发现：第一，“省直管县”改革促进了河南省10个试点县域的经济增长，静态维度下，在对若干影响经济增长的主要因素进行控制后，改革对试点县域经济增长的平均年回报率为7.2%；第二，“全面省直管”模式下县域发展自主权的强化正是“省直管县”改革的经济增长效应产生的根本原因，动态维度下，“省直管县”改革对试点县域经济增长的促进效应在不同年份存在着异质性，呈现出明显的阶段性特征，“常规省直管”模式并未产生改革效应，而“全面省直管”模式则产生了节节攀升的改革效应，这是县域发展自主权得到强化的结果；第三，县域发展自主权的提升主要通过弱化吸纳效应而非强化激励效应促进了县域经济增长，这主要表现在“省直管县”改革提升了试点县域在财政与招商引资方面的资源获取水平，进而促进了经济增长。

基于上述研究结论，本文提出以下政策建议。第一，整体推进“全面省直管”模式，深化县域体制改革。充分的权力下放是发展活力释放的关键条件，“常规省直管”模式这种低水平的分权改革并不能满足县域经济增长的需求，而“全面省直管”模式则较好解决了此前阶段的过渡体制障碍。因此，从经济社会发展层面需要坚持“全面省直管”模式的深化与完善，通过赋予县级政府更大的发展自主权，进一步破除制约县域经济发展的制度因素。第二，构建市县合作共赢的新型府际关系，打破吸纳效应对试点县域的发展桎梏。当务之急是改变以往的无序竞争关系，构建合作共赢关系，不仅要弱化吸纳效应，更要增强协同效应。试点县域应当利用所享有的经济社会管理权限，根据自身资源条件、地理位置与产业结构现状等因素做好战略定位、明确未来发展方向，与地级市的经济发展形成良性互补。第三，加强对改革的考核关注与绩效评估，探索激励效应在试点县域的实现可能。虽然强化激励效应的影响机制并未获得经验证据的支持，但县域主政官员尤其是党委书记作为县级政府的掌舵者与决策者，对改革的成效起着至关重要的作用。因此，省级政府不仅要加强对改革试点落实效率的监督，跟进改革内容的执行进度，还要对试点县域的经济增长绩效进行定期评估，以作为官员考核与晋升的重要参考。

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编辑：李再扬，高原