【作　　者】
胡亚兰

【作者单位】
河南师范大学新联学院，郑州451464

【摘　　要】

【摘要】 “省直管县”体制改革正在我国实施，本文利用河南省1999 ~ 2013年的统计数据，采用双重差分法进行了实证研究。研究结果表明：“省直管县”体制改革促进了县域经济的发展，但在第一产业发展和社会基础设施的建设上表现不力，而且在缩小行政管理幅度、合理划分各级政府权责等方面还需继续努力。
【关键词】 省直管县；县域经济；双重差分法
【中图分类号】F014.36           【文献标识码】A           【文章编号】1004-0994（2016）12-0044-5【摘要】 “省直管县”体制改革正在我国实施，本文利用河南省1999 ~ 2013年的统计数据，采用双重差分法进行了实证研究。研究结果表明：“省直管县”体制改革促进了县域经济的发展，但在第一产业发展和社会基础设施的建设上表现不力，而且在缩小行政管理幅度、合理划分各级政府权责等方面还需继续努力。
【关键词】 省直管县；县域经济；双重差分法
【中图分类号】F014.36           【文献标识码】A           【文章编号】1004-0994（2016）12-0044-5（1）被解释变量为GDP。GDP最能反映一个地区的经济发展水平，因此本文以各县的GDP作为被解释变量，以分析“省直管县”改革是否对改革县市的经济发展起到了推动作用。
（2）为了将“改革组”与“非改革组”进行区分，设置三个虚拟变量。“改革组（D）”表示某县是否为省直管县，当某县为省直管县时，D取值为1；为非省直管县时，D取值为0。“改革年份（T）”代表某县在某年是否为省直管县，若其在某年为省直管县，则当年T取值为1，否则T取值为0。根据前两个虚拟变量，产生了一个交叉项“省直管县改革（DT）”，它是“改革组（D）”和“改革年份（T）”的交叉乘积。当某县在某年为省直管县时，该县在当年的DT值为1；若某县在某年不是省直管县，则该县在当年的DT值为0。
（3）解释变量有两个：各县市财政一般预算收入和各县市财政一般预算支出。“省直管县”改革的最直接目的就是扩大县市层级政府的权限以更好地指导县域经济的发展，其在经济指标上最明显的体现就是各县市的财政收支是否有所改观。所以设定各县市财政一般预算收入和各县市财政一般预算支出为解释变量，代表“省直管县”改革，分析改革对县市经济发展的影响。
（4）控制变量有五个。除了改革，各县市经济的发展还会受到其他一些因素的必然影响，因为各县市的这些因素并不完全相同，它们也必然导致各县市的经济发展水平参差不齐。所以本文设定了控制变量，主要是资本投资率、人口规模、受教育程度、三农问题解决程度、产业结构五个方面。其中以各县市社会固定资产投资额占地区GDP的比率作为资本投资率，以从业人数代表人口规模，以普通中学在校人数占总人口的比例代表受教育程度，以农村居民年纯收入代表三农问题解决程度，以第三产业增加值占GDP的比重代表产业结构的调整。
“省直管县”体制改革的绩效评价指标体系如图2所示。

2. 模型的构建。根据自然实验的方法，本文按照是否实施了“省直管县”体制改革将河南省的县市分为两大组：实施了体制改革的改革组和未实施体制改革的非改革组；然后根据“省直管县”体制改革的时间将两个大组再进行细分，改革组的样本分为体制改革前的改革组和体制改革后的改革组，非改革组的样本分为体制改革前的非改革组和体制改革后的非改革组。
用i表示某个县市，用t表示某一年，用Y表示县域经济发展的绩效，则Yit表示第i个县市在第t年的经济发展绩效。用虚拟变量D表示样本是否实施了“省直管县”体制改革，用虚拟变量T表示“省直管县”体制改革实施的前后，则包含控制变量的双重差分模型如下：
Yit=β0+β1Di+β2Tt+δDiTt+εit
其中，系数β1控制着改革组与非改革组之间的不同，系数β2控制“省直管县”体制改革实施年份对改革组和非改革组带来的影响，交叉项DT是最关键的变量，用其评估河南“省直管县”体制改革对试点和改革地区的影响，系数δ反映出“省直管县”改革的真实成效。
对于改革组，D取值为1，在未实施“省直管县”体制改革的年份里，T取值为0，则在未体制改革的年份里，其经济发展绩效为β0+β1；在实施体制改革期间，T取值为1，则体制改革期间，其经济发展绩效为β0+β1+β2+δ。即：
[Yit=β0+β1β0+β1+β2+δ，当T=0时，当T=1时]
则在改革实施的年份和未实施改革的年份，改革组的经济发展的差分为β2+δ，即为前述差分D1。
对于非改革组，D取值为0，在实施“省直管县”体制改革前后，T取值为0，则其经济发展绩效为β0；在实施“省直管县”体制改革时，T取值为1，则其经济发展绩效为β0+β2。即：
[Yit=β0β0+β2，当T=0时，当T=1时]
由此可得，在改革实施的年份和未实施改革的年份，非改革组的经济发展差分为β2，即为前述差分D2。显而易见，D3即为前两个差分相减之后的结果δ。即：

由上述的计算可以发现，“省直管县”体制改革的单纯影响为δ，也就是交叉项DT的系数。系数δ的值有三种情况：正数、负数、零。如果回归结果中δ的符号显著为正，那么则说明“省直管县”体制改革对经济发展有促进效应；如果回归结果中δ的符号显著为负，那么则说明“省直管县”体制改革对经济增长有抑制效应；如果回归结果不显著，则说明改革对经济增长作用不大。这样构建模型后，那些影响各县市经济发展的共同因素就会被排除，如宏观政策、自然条件等。因而可以更准确地评估改革对被直管县经济发展的影响。
将“省直管县”体制改革这一因素与财政一般预算收入、财政一般预算支出、资本投资率、人口规模、受教育程度、三农问题的解决程度、产业结构等解释变量和控制变量汇总在一起，全方面考虑，则双重差分模型的构建如下：
[Yit=β0+β1Di+β2Tt+δDiTt+j=17βjXjit+εit]
其中，j表示变量的个数，Xj表示第j个变量，Xjit表示第i个县市在第t年第j个变量的值。βj控制着各个解释变量和控制变量的差异。
3. 数据来源。本文根据《河南省统计年鉴》和《中国县市社会经济统计年鉴》搜集、整理出1999 ~ 2014年河南省108个县市的数据。将2004年以来财政“省直管县”作为改革组，共24个，包括巩义市、项城市、永城市、固始县、邓州市、中牟、兰考、宜阳、郏县、滑县、封丘、温县、范县、鄢陵、卢氏、唐河、夏邑、潢川、郸城县、新蔡、正阳、长垣、汝州、鹿邑，其他84个县市作为非改革组，样本共计108个。
三、回归结果及分析
（一）改革组与非改革组GDP均值差异分析
根据D的取值，将样本分为两组，即Yd1（D=1的样本，改革组）和Yd0（D=0的样本，非改革组），进行配对样本t检验，检验结果如表2所示。

“mean（diff） = mean（Yd1 - Yd0） ”表示两组先相减再平均，表中数据显示改革组与非改革组的均值明显不同。原假设为均值差分为0，备择假设有三种情况：均值差分小于1，均值差分不等于1，均值差分大于1。根据P值可知，mean（diff）<0时，Pr（T<t）=1.0000，表明原假设和该备择都要拒绝；mean（diff） !=0和mean（diff）>0时，Pr（T<t）=0.0000，则原假设被拒绝，说明样本均值差大于1。T检验值为15.1111，远远大于0，也说明原假设被拒绝。表中diff的均值为722123，远远大于1，充分说明改革组与非改革组的GDP均值存在显著差异。
（二）改革前后的GDP差异分析
根据T的取值，将样本分为两组，即Yt1（T=1的样本，改革后）和Yt0（T=0的样本，改革前），进行配对样本t检验。由于篇幅限制，表格在此不再列示。检验结果显示：原假设为均值差分为0，备择假设有三种情况：均值差分小于1，均值差分不等于1，均值差分大于1。根据P值可知，mean（diff）<0时，Pr（T<t）=1.0000，表明原假设和该备择都要拒绝；mean（diff） !=0和mean（diff）>0时，Pr（T<t）=0.0000，则原假设被拒绝，说明样本均值差大于1。T检验值为24.6156，远远大于0，也说明原假设被拒绝。diff的均值为607347，远远大于1，充分说明改革前与改革后的GDP均值存在显著差异。
（三）相关性检验
本文对各变量进行了相关性检验，在5%的显著性水平上，检验结果如表3所示。表中的相关系数可以表明，X1、X2、X3、X4、X6与Y是显著正相关的，而X5、X7与Y是显著负相关的。

（四）回归分析
为了验证“省直管县”改革对于改革组和非改革组的GDP是否存在显著影响，本文将样本分为两组，对“省直管县”改革事件带来的影响进行计量分析。
1. 不包含控制变量的回归。首先对GDP进行了不含控制变量的回归，结果如表4所示。由表4可知，在不考虑其他影响因素的情况下，D、T、DT与Y显著相关，体现了“省直管县”改革对县域经济发展起到了促进作用。

2. 包含控制变量的回归。对GDP进行的包含控制变量在内的回归结果如表5、表6所示。R2的值均接近于1，说明方差拟合程度很好。模型（1）表明Y对所有X控制变量进行OLS回归，使用普通标准误的结果。模型（2）表明Y对所有X控制变量进行OLS回归，使用稳健标准误的结果，以消除异方差和自相关带来的影响。两次回归的结果发现括号内的标准差变大，而回归系数不变，表明自变量对因变量的影响系数的稳健。模型（3）是控制了是否为改革组的影响进行的回归，系数没有太大改变。模型（4）是同时控制了是否是实验组、是否是改革时间进行的回归，时间项系数显著，其他7个变量系数显著性不改变，表明改革前后的差异是明显的。模型（5）控制了改革组与改革时间的交叉项DT，其系数显著，表明改革效应显著存在。所有模型中控制变量的系数基本变化不大，表明估计结果是稳健的。X1、X4、X5、X6对Y都有显著为正的影响，X3的影响显著为负，X2和X7对Y的影响不显著。在模型（5）中，改革效应DT前的系数表明，改革效应显著。而这种显著可能是由于时间效应和个体效应的差异。当控制了时间效应和分组个体效应后，模型（6）中的DT依然显著，表明改革效应明显，“省直管县”改革对县域经济的发展起到了相应的促进作用。
四、“省直管县”体制创新的政策建议
1. 完善“省直管县”改革的财政体制。从回归结果可以看出，财政支出（X2）对GDP的影响不显著，说明“省直管县”体制改革在财政体制上仍存在问题，尚需完善。应严格执行我省财政体制改革中财政与税务双向统一执行的政策，增加县级政府的财税收入，相应地减轻县域财税负担，从而为县域经济的发展争取到更多的资金。
2. 完善社会基础设施的建设。社会固定资产投资额占地区GDP的比率（X3）与GDP显著负相关，说明县域固定资产投资不足，有碍经济的发展。因此，改革县市应加大固定资产投资，完善社会基础设施，为经济的发展创造有利的环境和条件。
3. 合理调整行政管理幅度。行政管理上突出的特点就是管理效率低下，这源于过大的行政管理幅度，给行政管理增加了难度。因此可以合并河南省21个地级市、88个县中区域较小的地区，对那些缺乏发展空间的地级市与市区周边的县区也应当适当地进行合并。这样有助于缩小行政管理的幅度，为行政管理提供便利，以促进资源的合理配置，使县域经济更好更快地发展。
4. 合理划分各级政府的权限范围。目前，“省直管县”体制改革存在这样一个问题：各级政府权限划分不合理。突出表现在有些政府有权，但承担的责任小；有些政府无权，但相对责任大。这需要重新明确各级政府的职能定位，优化权责分配，使得各级政府的财权与职能相匹配，推动我国“省直管县”体制改革。

主要参考文献：
毛捷，赵静．“省直管县”财政改革促进县域经济发展的实证分析［J］．财政研究，2012（1）．
叶芳，王燕．双重差分模型介绍及其应用［J］．中国卫生统计，2013（1）．