郭平　胡藝蝶　潘郭欽

摘要：使用中國(guó)2000—2011年縣域數(shù)據(jù)和雙重差分（DID）方法評(píng)估省直管縣政策對(duì)農(nóng)民收入的影響，研究結(jié)果顯示：在全國(guó)范圍內(nèi)，省直管縣政策對(duì)被直管縣的農(nóng)民收入增長(zhǎng)效果不佳。該政策對(duì)高收入地區(qū)有顯著正向影響，在低收入地區(qū)效果不明顯。省直接管理縣級(jí)財(cái)政直接增加了農(nóng)民收入，而經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限下放沒(méi)有明顯作用。此外，改革前財(cái)政分權(quán)程度低的縣以及農(nóng)業(yè)大縣顯著受益于省直管縣政策。分組對(duì)政策進(jìn)行動(dòng)態(tài)評(píng)價(jià)得出，高收入組農(nóng)民收入因?qū)嵤┦≈惫芸h政策提高，中等偏高收入組與中等收入組收入并沒(méi)有得到顯著增長(zhǎng)，該政策對(duì)低收入組的增長(zhǎng)效應(yīng)不明顯。未來(lái)進(jìn)一步推行省直管縣政策須加強(qiáng)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)落后地區(qū)和農(nóng)業(yè)大縣的試點(diǎn)工作。

關(guān)鍵詞：省直管縣；農(nóng)民收入；分權(quán)；DID

中圖分類號(hào)：F810.2文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：10037217（2017）05008607

一、引言

在經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的背景下，中國(guó)的“三農(nóng)”問(wèn)題依舊突出，城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)使得居民收入差距不斷擴(kuò)大。為縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，國(guó)家出臺(tái)了一系列促進(jìn)農(nóng)業(yè)及農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策。我國(guó)的城鄉(xiāng)收入差距經(jīng)歷了一個(gè)“U”字形發(fā)展路徑。從2002年至2007年，城鄉(xiāng)收入比由3∶1擴(kuò)大到改革開(kāi)放以來(lái)的最高水平3.33∶1。從2010年開(kāi)始，農(nóng)村居民收入增速連續(xù)多年超過(guò)城鎮(zhèn)居民收入，城鄉(xiāng)收入差距首次到3.23∶1，2011年再次下降到313∶1（國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，2015）。盡管一系列的扶持政策初顯成效，目前我國(guó)城鄉(xiāng)收入仍然存在較大差距，農(nóng)村居民生活相對(duì)貧困。

“省直管縣”政策試點(diǎn)是我國(guó)在財(cái)政分權(quán)框架下開(kāi)展的一項(xiàng)重大制度改革。該政策目標(biāo)之一是統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，幫助貧困縣脫貧，增加農(nóng)民收入。

2009年財(cái)政部下發(fā)《關(guān)于推進(jìn)省直接管理縣財(cái)政改革的意見(jiàn)》，黨的十八屆三中全會(huì)提出“優(yōu)化行政層級(jí)和行政區(qū)劃設(shè)置，有條件的地方探索省直管縣改革。”顯然，改革“市管縣”體制，實(shí)行“省直管縣”體制，已成為各界關(guān)注的熱點(diǎn)。對(duì)于省直管縣改革的實(shí)際效果，學(xué)者們看法不一。才國(guó)偉（2010）認(rèn)為省直管縣的政府層級(jí)改革顯著提高了地方財(cái)政支出和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度[1]。葉兵等（2014）認(rèn)為該項(xiàng)改革提高了行政效率，有利于發(fā)揮縣政府的信息優(yōu)勢(shì)，但對(duì)省份經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并沒(méi)有顯著影響[2]。那么該項(xiàng)試點(diǎn)工作對(duì)農(nóng)民收入的影響如何？這將是本文要探討的問(wèn)題。

目前國(guó)內(nèi)越來(lái)越多文獻(xiàn)關(guān)注財(cái)政分權(quán)的收入分配效應(yīng)。根據(jù)陳工等（2012）的研究，財(cái)政分權(quán)本身與城鄉(xiāng)收入差距呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，但分權(quán)內(nèi)生的績(jī)效考核制度扭曲了地方政府行為，抵消了分權(quán)的積極作用[3]。遲誠(chéng)等（2015）發(fā)現(xiàn)中國(guó)目前的財(cái)政分權(quán)會(huì)激勵(lì)地方政府促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，形成投資開(kāi)發(fā)和城市偏向型政策安排，忽視農(nóng)村的公共品供給，結(jié)果導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)擴(kuò)大[4]。

莊鵬飛（2011）實(shí)證分析了財(cái)政分權(quán)對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響，發(fā)現(xiàn)1994年的財(cái)政分權(quán)改革在總體上促進(jìn)了農(nóng)民收入的增加，尤其在制度變遷層面上存在顯著的正關(guān)聯(lián)效應(yīng)[5]。李雪松等（2013）認(rèn)為財(cái)政分權(quán)短期內(nèi)會(huì)加劇城鄉(xiāng)收入差距，但長(zhǎng)期內(nèi)會(huì)緩解城鄉(xiāng)收入差距[6]。袁淵等（2011）采用雙重差分方法，研究說(shuō)明了“擴(kuò)權(quán)強(qiáng)縣”能夠促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，并且對(duì)市場(chǎng)化改革有正面作用[7]。

國(guó)外學(xué)者在經(jīng)典財(cái)政分權(quán)理論上對(duì)財(cái)政分權(quán)效應(yīng)也進(jìn)行了深入研究。Kaliappa（2012）通過(guò)研究印度的財(cái)政分權(quán)與社會(huì)基礎(chǔ)設(shè)施和農(nóng)村發(fā)展的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)聯(lián)邦制框架下的印度政府增強(qiáng)了地區(qū)發(fā)展的公平性[8]。Jean等（2014）實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)分權(quán)有利于改善公共服務(wù)[9]。Agnese等（2014）通過(guò)使用OECD成員國(guó)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)對(duì)家庭收入具有增長(zhǎng)作用[10]。

綜上所述，國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)學(xué)者對(duì)地方分權(quán)問(wèn)題的研究已經(jīng)十分深入，但具體到我國(guó)省直管縣政策影響農(nóng)民收入增長(zhǎng)的經(jīng)驗(yàn)研究相對(duì)較少。本文從農(nóng)村發(fā)展的角度豐富省直管縣改革與地方發(fā)展關(guān)系的研究。同時(shí)，目前已有的研究集中于從某一個(gè)省份的角度進(jìn)行政策評(píng)價(jià)，使用一個(gè)省份內(nèi)縣級(jí)某一年的截面數(shù)據(jù)或者省際面板數(shù)據(jù)，本文使用全國(guó)范圍縣級(jí)層面的面板數(shù)據(jù)，可以進(jìn)行更全面的分析。

財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐（雙月刊）2017年第5期

2017年第5期（總第209期）郭平，胡藝蝶，潘郭欽：

省直管縣政策對(duì)農(nóng)民收入的影響

二、制度背景與樣本選取

（一）省直管縣改革制度背景

按照傳統(tǒng)的財(cái)政分權(quán)理論，地方政府在了解轄區(qū)內(nèi)居民需求上具有信息優(yōu)勢(shì)，能夠提高轄區(qū)內(nèi)公共資源配置效率，同時(shí)也能激勵(lì)地方官員發(fā)展本地經(jīng)濟(jì)，這將縮小收入差距[11]。然而中國(guó)財(cái)政分權(quán)具有明顯的特征：財(cái)權(quán)與事權(quán)相分離。1994年分稅制改革將各稅種劃分為中央稅、地方稅和共享稅，地方政府只擁有部分稅種的征收權(quán)和減免權(quán)。黨的十八大提出，現(xiàn)代財(cái)稅體制改革的關(guān)鍵是要

建立事權(quán)與支出責(zé)任相適應(yīng)的制度，適度加強(qiáng)中央事權(quán)和支出責(zé)任，推進(jìn)各級(jí)政府事權(quán)規(guī)范化法律化

。

我國(guó)“省直管縣”改革包括“經(jīng)濟(jì)擴(kuò)權(quán)”與“財(cái)政擴(kuò)權(quán)”兩種方式。前者的主要內(nèi)容是通過(guò)擴(kuò)大縣一級(jí)政府的相關(guān)權(quán)力，使縣級(jí)政府具有更大的自主權(quán)，實(shí)現(xiàn)縣級(jí)政府社會(huì)經(jīng)濟(jì)管理職能和經(jīng)濟(jì)發(fā)展。后者的主要內(nèi)容包括：重新劃分市和縣的收支范圍，將財(cái)政收入和支出的決策權(quán)限由市同時(shí)向縣轉(zhuǎn)移，取消市縣之間的日常資金往來(lái)關(guān)系，實(shí)現(xiàn)省財(cái)政直接管理縣財(cái)政。

（二）財(cái)政分權(quán)影響農(nóng)民收入的作用機(jī)制

首先，在財(cái)政分權(quán)背景下，政府主導(dǎo)的城市化進(jìn)程能通過(guò)促進(jìn)農(nóng)村就業(yè)、收入增長(zhǎng)等帶動(dòng)作用縮小城鄉(xiāng)收入差距[12]。解堊（2007）使用1994—2004年省級(jí)面板數(shù)據(jù)研究得出，財(cái)政分權(quán)程度、政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)等對(duì)降低城鄉(xiāng)收入差距有顯著的作用[13]。儲(chǔ)德銀等（2013）通過(guò)實(shí)證分析1995—2010年期間財(cái)政分權(quán)對(duì)中國(guó)農(nóng)村貧困的實(shí)際影響得出，預(yù)算內(nèi)收支分權(quán)程度的提升有利于緩解農(nóng)村貧困，但預(yù)算外收支分權(quán)對(duì)農(nóng)村貧困的影響存在較大差異[14]。endprint

其次，下放經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限使得縣級(jí)政府進(jìn)行經(jīng)濟(jì)決策時(shí)不需再通過(guò)市一級(jí)的審核，信息傳達(dá)無(wú)須層層上傳下達(dá)。省直接管理縣財(cái)政則減少了市一級(jí)政府對(duì)財(cái)政資金的“盤(pán)剝”和“侵占”[7]。通過(guò)省直管縣政策，縣級(jí)政府享受與市級(jí)相當(dāng)?shù)臋?quán)利，能夠?yàn)楫?dāng)?shù)剞r(nóng)民創(chuàng)造非農(nóng)就業(yè)崗位，增加農(nóng)民收入。基礎(chǔ)設(shè)施和基本公共服務(wù)條件的改善，還有利于吸引投資，促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展。

（三）樣本選取說(shuō)明

本文研究的主要目的是以“省直管縣”改革為基礎(chǔ)構(gòu)造嚴(yán)格的外生分權(quán)變量，檢驗(yàn)“省直管縣”政策對(duì)農(nóng)村居民收入的影響。篩選試點(diǎn)政策時(shí)間跨度為2002—2009年。

北京、上海、天津、重慶、海南的行政管理為省直接管理縣，不存在省—市—縣的三級(jí)層級(jí)，所以刪除上述?。ㄖ陛犑校颖尽ＹF州、甘肅、內(nèi)蒙古、新疆、青海、寧夏、西藏等?。ㄗ灾螀^(qū)）有些沒(méi)有實(shí)行省直管縣，有些省直管縣的步驟安排與其他省份存在較大差異，同樣不考慮。從各省政府網(wǎng)站上獲得省直管縣相關(guān)公文，

整理得出各省實(shí)施省直管縣的概況如表1。

注：NA表示該時(shí)間段內(nèi)未實(shí)行改革或缺乏改革數(shù)據(jù)。

資料來(lái)源：根據(jù)各省政府公文整理。

樣本數(shù)據(jù)包括代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的多個(gè)變量，農(nóng)村居民收入指標(biāo)選擇農(nóng)民人均純收入，該指標(biāo)直觀反映農(nóng)村居民收入水平。其他指標(biāo)包括城鄉(xiāng)居民人均儲(chǔ)蓄存款余額、人均GDP、人均財(cái)政支出、第一產(chǎn)業(yè)占GDP比及總?cè)丝凇樘蕹飪r(jià)因素影響，均計(jì)算使用實(shí)際數(shù)值。數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)縣（市）社會(huì)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2000—2011）、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2000—2011）以及《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》（2000—2011）。統(tǒng)計(jì)性描述計(jì)算如表2所示，刪除了收入數(shù)值在個(gè)別年份缺失的縣樣本。

注：改革縣的觀測(cè)個(gè)數(shù)為7278，未改革縣觀測(cè)個(gè)數(shù)為6377。其中四川省農(nóng)民人均純收入數(shù)據(jù)缺失，只采集10個(gè)未改革縣的樣本。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）研究方法

研究“省直管縣”是否增加了農(nóng)民收入，需要比較被直管縣在該政策實(shí)施前后兩個(gè)階段農(nóng)民收入的變化。

為盡可能克服內(nèi)生性問(wèn)題，本文

引入雙重差分方法。實(shí)施“省直管縣”把全部縣分為實(shí)驗(yàn)組和控制組，將經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平或地理位置相近的縣與實(shí)驗(yàn)組進(jìn)行對(duì)照。如果實(shí)驗(yàn)組實(shí)施了“省直管縣”，而控制組不受政策影響，并且實(shí)驗(yàn)組和控制組在政策實(shí)施前幾乎無(wú)差異，那么政策實(shí)施后的差別就是由執(zhí)行政策造成的。我國(guó)省直管縣政策在各省份開(kāi)展時(shí)間不同，共同點(diǎn)是該政策同時(shí)針對(duì)一個(gè)省份內(nèi)部的縣實(shí)施，不存在同一時(shí)點(diǎn)跨省進(jìn)行改革，所以雙重差分方法是可適用的。

（二）模型構(gòu)建

本文結(jié)合東中西部地區(qū)劃分與地區(qū)收入水平確定控制組，通過(guò)控制其他因素，比較改革前后實(shí)驗(yàn)組和控制組之間的差異，從而檢驗(yàn)政策效果。

基本回歸方程設(shè)定如式（1）：

yit= c +α1didit+αkXkit+ηc+λt+εit （1）

其中，yit表示t時(shí)期i縣的農(nóng)民人均純收入，使用當(dāng)期的實(shí)際收入對(duì)數(shù)值。didit為改革虛擬變量，如果該縣在t年進(jìn)行了省直管縣改革則賦值為1，反之則賦值為0。X表示某縣特征的控制變量集合，η為縣級(jí)地區(qū)的截面固定效應(yīng)，λ為時(shí)間固定效應(yīng)，α就是

政策效應(yīng)。為使實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組盡可能處于相似的外生環(huán)境中，控制了人均GDP、人均儲(chǔ)蓄存款余額、人均財(cái)政支出、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比與人口總量。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）隨機(jī)性檢驗(yàn)

使用雙重差分方法要求實(shí)驗(yàn)對(duì)象選取是隨機(jī)的，因此，首先檢驗(yàn)省直管縣改革對(duì)象選取的隨機(jī)性。我們采用Logit模型來(lái)進(jìn)行檢驗(yàn)，選取每個(gè)省份試點(diǎn)前一年的經(jīng)濟(jì)狀況，以“是否為直管縣”為因變量，分別選取“人均GDP（pergdp）”、“人均財(cái)政支出（perfe）”和“農(nóng)民人均純收入（income）”作為解釋變量；考察這些因素是否影響一個(gè)縣被直管。顯然，若農(nóng)民收入水平的高低成為一個(gè)縣被直管的因素，將產(chǎn)生難以解決的內(nèi)生性問(wèn)題。在所有的回歸中，都以“地區(qū)總?cè)丝凇焙汀暗谝划a(chǎn)業(yè)產(chǎn)值”作為控制變量，得到檢驗(yàn)結(jié)果如表3。

注：括號(hào)內(nèi)是t值，*** 、**和*分別表示在0.01%、1%和5%水平上顯著。

現(xiàn)實(shí)中政策往往具有偏向性，試點(diǎn)對(duì)象的選取從經(jīng)濟(jì)總量上考慮非隨機(jī)，經(jīng)濟(jì)強(qiáng)縣或者經(jīng)濟(jì)貧困縣更容易被選出。如山西省財(cái)政擴(kuò)權(quán)縣選取了35個(gè)國(guó)家貧困縣作為試點(diǎn)對(duì)象，江西省明確指出“在21個(gè)扶貧開(kāi)發(fā)重點(diǎn)縣進(jìn)行第一批財(cái)政‘省直管縣改革試點(diǎn)?！北?回歸結(jié)果顯示，在控制了人口總量和第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值后，過(guò)半省份的生產(chǎn)總值、人均地區(qū)生產(chǎn)總值的系數(shù)顯著，這表明經(jīng)濟(jì)強(qiáng)縣或貧困縣的確相對(duì)更容易被挑出來(lái)被省直管。不過(guò)檢驗(yàn)結(jié)果從農(nóng)民人均收入來(lái)看并沒(méi)有顯示出顯著差異，這說(shuō)明省政府挑選直管縣并不是以農(nóng)民人均收入高低為依據(jù)的。由此確立了研究樣本選擇的隨機(jī)性。

（二）基礎(chǔ)回歸結(jié)果分析

根據(jù)Hausman檢驗(yàn)結(jié)果，選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析，回歸結(jié)果見(jiàn)表4。

注：括號(hào)內(nèi)是t值，*** p<0.001、**p<0.01和*p<0.05。

表4回歸結(jié)果顯示，did改革虛擬變量系數(shù)為負(fù)，表明從全國(guó)總體范圍來(lái)看改革對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)效應(yīng)為負(fù)。在未控制相關(guān)變量的情況下，did系數(shù)在0.1%的水平下顯著，改革縣與非改革縣相比，農(nóng)民人均純收入平均下降了1.63%。加入6個(gè)控制變量后，回歸結(jié)果顯示did改革虛擬變量的效果下降到1.78%，仍然在0.1%的水平下顯著，并且各控制變量均顯著，這表明選取的控制變量對(duì)農(nóng)民人均純收入有影響，模型擬合度也增加到0.835。在全國(guó)范圍內(nèi)，省直管縣政策對(duì)被直管縣的農(nóng)民收入增長(zhǎng)效果不佳，說(shuō)明省直管縣政策的效應(yīng)不應(yīng)就全國(guó)全部的省份統(tǒng)一分析，應(yīng)該區(qū)分不同改革形式或不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平地區(qū)進(jìn)一步研究。endprint

（三）兩種改革形式的效應(yīng)區(qū)別

由于“經(jīng)濟(jì)擴(kuò)權(quán)”與“財(cái)政擴(kuò)權(quán)”的改革內(nèi)容略有差異，本部分區(qū)分?jǐn)U大縣級(jí)政府經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限的“經(jīng)濟(jì)擴(kuò)權(quán)”和財(cái)政體制分權(quán)的“財(cái)政擴(kuò)權(quán)”進(jìn)行研究，厘清影響農(nóng)民收入的具體來(lái)源。在模型中同時(shí)加入兩種改革虛變量，如果該縣屬于“經(jīng)濟(jì)擴(kuò)權(quán)”縣，dide虛變量設(shè)置為1，否則為0。如果該縣屬于“財(cái)政擴(kuò)權(quán)”，didf虛變量設(shè)置為1，否則為0。X為控制變量集合，與表4所選控制變量相同。這里僅納入部分同時(shí)實(shí)行了兩種改革方式省份的縣。

注：括號(hào)內(nèi)是t值，*** p<0.001、**p<0.01和*p<0.05。

表5回歸結(jié)果顯示didf系數(shù)顯著為正，說(shuō)明農(nóng)民收入增加源于省直接管理縣財(cái)政的“財(cái)政擴(kuò)權(quán)”。分稅制改革后，事權(quán)財(cái)權(quán)不匹配的事實(shí)造成地方政府普遍使用規(guī)范性較差的預(yù)算外收入彌補(bǔ)本級(jí)財(cái)力缺口。省直管縣分權(quán)改革過(guò)程中，

部分經(jīng)濟(jì)指標(biāo)尤其是建設(shè)用地指標(biāo)審批權(quán)的下放，使縣級(jí)政府在土地出讓收入等預(yù)算外收入的使用上擁有更大的自由度，預(yù)算外收入約束線的擴(kuò)張使基層政府更容易扭曲公共支出結(jié)構(gòu)。因此，經(jīng)濟(jì)擴(kuò)權(quán)可能在一定程度上不利于農(nóng)民收入的提高。

（四）收入分組回歸檢驗(yàn)

由于我國(guó)各區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同，我們重新設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)組和控制組，選擇經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平或地理位置與改革縣相近的縣作為控制組。以收入水平為標(biāo)準(zhǔn)，將未改革縣樣本的初期收入（2000—2002年）分為四組，分別是高收入組、中等偏高收入組、中等收入組和低收入組。具體按照初期收入的均值排序，劃分1700元以下為低收入組，1700—2400元為中等收入組，2400—3000元為中等偏高收入組，3000元以上為高收入組。分組后進(jìn)一步篩選，以2000年為起點(diǎn)，去除每組偏離農(nóng)民收入平均值較大的縣（去除標(biāo)準(zhǔn)是偏離平均值60%及以上），2001年與2002年以此類推，去除不符合條件的縣。進(jìn)一步考慮地理位置因素，以“同屬于東（中/西）部”為標(biāo)準(zhǔn)調(diào)整相應(yīng)控制組，最后得到四組數(shù)據(jù)。

分組檢驗(yàn)結(jié)果顯示，高收入組did系數(shù)在5%水平下顯著為正，農(nóng)民收入平均增長(zhǎng)0.816%，說(shuō)明省直管縣政策在收入水平高的地區(qū)有正向政策效果，農(nóng)民收入得到了顯著增長(zhǎng)。政策在中等偏高收入組與低收入組效果均不顯著。省直管縣政策在中東部經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平發(fā)達(dá)地區(qū)推行已久，而在西部地區(qū)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)落后的低收入地區(qū)，省直管縣政策并沒(méi)有得到大范圍推廣，納入試點(diǎn)的縣不到高收入地區(qū)的1/3。所以應(yīng)在這些地區(qū)適時(shí)擴(kuò)大試點(diǎn)范圍，為農(nóng)民增收創(chuàng)造新機(jī)遇。

注：括號(hào)內(nèi)是t值，*** p<0.001、**p<0.01和*p<0.05。

（五）政策動(dòng)態(tài)效果評(píng)價(jià)

為評(píng)價(jià)省直管縣改革的動(dòng)態(tài)效果，我們將參與改革的縣（市）在改革一年后Di設(shè)置為D1，兩年后則i=2（i=3，i=4……）以此類推。改革前一年的Di設(shè)置為D-1，前兩年則i=-2（i=-3，i=-4……）以此類推?；貧w模型如式（2），y代表農(nóng)民人均純收入的對(duì)數(shù)值，同時(shí)控制變量X集合、時(shí)間與個(gè)體固定效應(yīng)：

y=α+β1D-10+β2D-9+…+β20D9+αkXkit+ηc+λt+εit（2）

圖1（a）—圖1（d）分別描繪了省直管縣政策對(duì)初期收入水平不同的縣產(chǎn)生的動(dòng)態(tài)效果，實(shí)線中的點(diǎn)代表回歸式（2）中系數(shù)的Di估計(jì)值（99.9%的置信區(qū)間用垂直虛線標(biāo)出）。估計(jì)系數(shù)顯示，高收入組的農(nóng)民人均純收入因?qū)嵤┦≈惫芸h提高11%—26%，并且估計(jì)系數(shù)統(tǒng)計(jì)顯著性在改革后逐年增強(qiáng)。該政策效果在中等偏高收入組與低收入組均不顯著，在中等收入組政策效果顯著為負(fù)。

省直管縣改革對(duì)我國(guó)農(nóng)民的增收效應(yīng)因經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不同具有顯著差異，說(shuō)明了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平影響了農(nóng)村居民在政策執(zhí)行時(shí)期持續(xù)增收的能力。高收入組農(nóng)民增收效應(yīng)高于中等收入組與低收入組，這可能是因?yàn)楦呤杖虢M農(nóng)民收入原本就處于相對(duì)較高水平，并且實(shí)行省直管縣時(shí)間較長(zhǎng)。在政策實(shí)施的初期，農(nóng)民人均純收入低的縣的政策效果不顯著，可能由于實(shí)施省直管縣的年份較晚，經(jīng)驗(yàn)不足，前期沒(méi)有充分將資源運(yùn)用到持續(xù)提高農(nóng)民收入方面。

同時(shí)“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”和財(cái)政“省直管縣”改革的效果，需要經(jīng)過(guò)較長(zhǎng)時(shí)間的積累才會(huì)更明確地顯現(xiàn)出來(lái)。除上述原因外，省直管縣改革在每個(gè)省的運(yùn)用方式有所差異，這些差異可能導(dǎo)致政策對(duì)改善農(nóng)民收入作用有限。

（六）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文進(jìn)一步對(duì)財(cái)政分權(quán)進(jìn)行量化處理[財(cái)政支出分權(quán)=本縣人均財(cái)政支出/（人均中央財(cái)政支出+人均省份本級(jí)財(cái)政支出+人均地市本級(jí)財(cái)政支出+人均縣級(jí)財(cái)政支出）]，構(gòu)造財(cái)政支出分權(quán)變量（fedecent），重新設(shè)定模型。將改革虛變量（did）以及財(cái)政支出分權(quán)與改革虛變量的交叉項(xiàng)（fedecent×did）作為主要被解釋變量，X仍然為上述控制變量集合，剔除財(cái)政支出分權(quán)數(shù)據(jù)缺失的樣本。按照改革前財(cái)政支出分權(quán)程度高低將所有改革縣分為三組，0—0.15為分權(quán)程度低等組，0.15—0.3為分權(quán)程度中等組，0.3—0.5為分權(quán)程度高等組。得到表7的結(jié)果。

注：括號(hào)內(nèi)是t值，*** p<0.001、**p<0.01和*p<0.05。

根據(jù)財(cái)政分權(quán)基本理論，改革前財(cái)政支出分權(quán)程度越低的縣，在改革后農(nóng)民收入應(yīng)當(dāng)增長(zhǎng)越快。表7顯示，did系數(shù)在分權(quán)程度中等組與分權(quán)程度低等組均顯著為正，農(nóng)民收入增長(zhǎng)確實(shí)來(lái)源于財(cái)政支出分權(quán)因素。分權(quán)程度低等組農(nóng)民收入在改革后顯著得到增長(zhǎng)，平均增長(zhǎng)16.5%。分權(quán)程度中等組的農(nóng)民收入通過(guò)省直管縣改革平均得到13.8%增長(zhǎng)。對(duì)于分權(quán)程度高等組，did系數(shù)不顯著，農(nóng)民收入沒(méi)有得到顯著增長(zhǎng)，穩(wěn)健性檢驗(yàn)驗(yàn)證了我們的假設(shè)。

省直管縣改革在一些省份選擇國(guó)家貧困縣或者農(nóng)業(yè)大縣進(jìn)行試點(diǎn)，比如江西省與山西省。因此假設(shè)，實(shí)施省直管縣后，第一產(chǎn)業(yè)占GDP比重較大的縣將獲得顯著的增長(zhǎng)效應(yīng)。模型中加入第一產(chǎn)業(yè)占GDP比與改革虛變量的交叉項(xiàng)后，第一產(chǎn)業(yè)占比高組農(nóng)民收入在5%的水平下顯著為正，平均得到17.3%的增長(zhǎng)。第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比大的農(nóng)業(yè)縣，農(nóng)民增收速度相較那些第一產(chǎn)值占比小的縣增加要快。由此可見(jiàn)，省直管縣政策向所有改革縣都提供了一次重要的發(fā)展機(jī)遇，而對(duì)農(nóng)業(yè)大縣來(lái)說(shuō)更是如此。endprint

注：括號(hào)內(nèi)是t值，*** p<0.001、**p<0.01和*p<0.05。

五、結(jié)論

在省直管縣體制改革背景下，通過(guò)使用全國(guó)范圍縣級(jí)數(shù)據(jù)，利用雙重差分方法對(duì)省直管縣影響農(nóng)民收入的政策效果進(jìn)行研究。試點(diǎn)對(duì)象的選擇從總量上看更傾向于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值較高或者較低的地區(qū)，實(shí)驗(yàn)組與控制組的樣本在全國(guó)范圍內(nèi)檢驗(yàn)后分組進(jìn)行匹配，提高了估計(jì)的可信度。研究表明，在全國(guó)范圍內(nèi)，省直管縣政策對(duì)被直管縣的農(nóng)民收入增長(zhǎng)效果不佳，并且農(nóng)業(yè)大縣明顯受益于直管縣政策。該項(xiàng)政策的實(shí)施影響效果在高收入地區(qū)要高于低收入地區(qū)。兩種直管方式具有一定差異，相比擴(kuò)大縣一級(jí)經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限的方式，省管縣財(cái)政直接增加了農(nóng)民收入。綜上所述，省直管縣體制改革是農(nóng)業(yè)大縣一次重要的發(fā)展機(jī)遇，是未來(lái)行政體制改革的方向，同時(shí)也是農(nóng)業(yè)大縣走上農(nóng)業(yè)強(qiáng)縣的重要途徑。省直管縣進(jìn)一步開(kāi)展須加強(qiáng)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)落后地區(qū)和農(nóng)業(yè)大縣的試點(diǎn)工作。

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（責(zé)任編輯：漆玲瓊）endprint