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2020 , Vol. 40 >Issue 3: 33 - 42

DOI: https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2020.03.005

The Influence of Fiscal Decentralization on the Total Factor Productivity：Empirical Evidence from a Quasi-Natural Experiment of Province-Managing-County Reform

  • SONG Meizhe ,
  • LIU Hanbo ,
  • YE Chen
Expand
  • Department of Finance，Hunan University of Finance and Economics，Changsha 410205，Hunan，China

Received date: 2019-06-22

  Revised date: 2019-12-29

  Online published: 2025-04-11

Fold

Abstract

Province-Managing-County reform changed the management model of "province-city-county" in the past,effectively improving the level of fiscal decentralization of county-level governments. This paper takes the province-managing-county reform as a quasi-natural experiment for mitigating endogenous,the difference-in-difference method to evaluate the causal effect of fiscal decentralization on total factor productivity. The empirical study results show that firstly,the fiscal decentralization has more positive effect on total factor productivity than negative effect,but different forms of decentralization have heterogeneity. In particular,the decentralization of fiscal resources is beneficial to the total factor productivity,and the decentralization of economic administrative authority is not conducive to. Secondly,when the autonomy of the local government is enhanced,the government's preference of "emphasizing production and neglecting services" will increase the supply of infrastructure; reduce the supply of public service which can accelerate innovative elements gathering,resulting in a loss of total element productivity. Thirdly,the causal effect of fiscal decentralization on the total factor productivity tends to decline over time,and becomes no longer significant. At last, make out corresponding policy implications: reasonably divide the authority and expenditure responsibility of the government below the provincial level, raise the weight of public service indicators in the performance evaluation,and strengthen cooperation among counties.

Key words： fiscal decentralization; province-managing-county reform; total factor productivity; quasi-natural experiment; infrastructure provision; public services; high-quality growth

Cite this article

SONG Meizhe , LIU Hanbo , YE Chen . The Influence of Fiscal Decentralization on the Total Factor Productivity：Empirical Evidence from a Quasi-Natural Experiment of Province-Managing-County Reform[J]. Economic geography, 2020 , 40(3) : 33 -42 . DOI: 10.15957/j.cnki.jjdl.2020.03.005

目前我国经济步入增长速度放缓、增长结构调整、人口红利消失的新常态，长期以来支撑我国经济高速增长的传统动力逐渐式微，靠高投资、高出口来拉动经济增长不具有可持续性，要适应和引领新常态，关键在于寻找增长新动力。在此背景下，党的十九大报告作出我国经济已由高速增长转向高质量增长的重要论断，指出要提高全要素生产率，实现创新发展。而这离不开有效市场和有为政府的良性互动，不仅需要让市场在资源配置中发挥决定性作用，还需要政府的适当介入和干预，创造良好的制度环境，以弥补市场固有的缺陷。一方面，根据经典的分权理论，相比较中央政府，地方政府更了解当地的需求信息，能够充分调动当地资源，故地方政府进行资源配置更具有优势，是提高全要素生产率的主体。另一方面，地方政府能否高效履行职能，会受到以财政分权为主的体制影响。财政分权的制度安排塑造了中央政府和地方政府之间的利益分配机制和激励约束机制，决定了地方政府制定和执行政策的自主权及其支配资源的充裕程度，通过影响地方政府的行为策略，波及到个人、企业等微观主体的行为选择，进而反映到当地的全要素生产率水平上。基于此，本文旨在通过理论分析和实证检验财政分权对全要素生产率的影响，探讨财政分权体制是否有利于全要素生产率的提高，其中的影响机制是怎样的。这有助于促进经济的提质增效，改善全要素生产率，以全要素生产率引领新常态。

1 文献综述

全要素生产率的提高，不仅仅是源于资本、劳动等要素投入数量的增长，更是强调投入和产出的匹配，是投入以外的科技创新、能力提升等带来的资源配置优化，是经济质量和效益的重要衡量标准。目前有关于财政分权影响全要素生产率的研究较少，学者们更多地关注于财政分权对经济增长规模及科技创新的影响。
在财政分权对经济总量的影响方面，沈坤荣等利用省级面板数据，实证得到结论，财政分权可以促进经济增长[1]。熊小林等基于河南省县级数据，使用空间计量模型得到了类似的结论[2]。此外，郑新业、Jian Chu、Ligthart等也都认为财政分权对经济增长表现为促进作用[3⇓-5]。金成晓等使用时间序列，得到结论，财政分权对经济增长的影响不明显，且存在负向冲击[6]。Rodriguez-Pose、李一花、Filippetti、朱长存等发现财政分权对经济增长的效果不佳，抑制了经济增长，部分印证了此观点[7⇓⇓-10]。在财政分权对科技创新的影响方面，卞元超等以省级面板数据为样本，通过实证考察的结果表明，财政分权下地方政府“为创新而竞争”的行为促进了创新活动的开展[11]。李政、伍格致等也提供了财政分权促进科技创新的证据[12-13]。Borge、杨志安、辛冲冲等则得到了相反的结论[14⇓-16]。
在为数不多的研究财政分权对全要素生产率影响的文献中，根据观点主要可以分为两类：一类认为财政分权有助于提高全要素生产率，政府表现为“援助之手”。顾乃华借助省份面板数据和SFA模型，研究得到结论，分税制改革通过促进产业融合发展和改变市场分割局面的路径促进了全要素生产率的提高[17]。余泳泽等的实证结果表明，财政分权制度显著改进了省级层面的全要素生产率，但这种作用正在弱化[18]。孙英杰等基于省份面板数据，实证检验的结果表明，财政分权、地方政府债务及两者的交互项对全要素生产率均具有显著促进作用[19]。同样支持此观点的还有林春、卞元超等[20-21]。一类认为财政分权会损害全要素生产率，政府表现为“掠夺之手”。杜俊涛等基于地级市数据，得到结论，财政分权引起了地方政府围绕GDP展开的竞争，不利于全要素生产率的提升[22]。宋丽颖等以资源型城市为研究样本，发现财政自主度上升对全要素生产率有负面影响[23]。张凯等得到结论，财政分权对全要素生产率的提升作用低下[24]。与上述结论都不同的是，杨志安等基于省级数据，得到财政分权对全要素生产率的影响具有显著门槛效应[25]。
从已有文献可知，学者们就财政分权对经济增长的影响的研究开始从总量过渡到质量，有关全要素生产率的研究逐渐增多，成为了当前研究的热点。从研究结论来看，学者们就财政分权对全要素生产率的影响并没有达成一致观点。其原因之一，可能在于财政分权的指标表示不同，大致包括收入分权和支出分权两类，每一类的指标计算方式又有差别。但不管是何种表达方式，都存在一个关键性的问题，即现有的分权指标都不是真正意义上的制度分权，而更多反映了经济数据上的分权，在进行实证模型估计时，无异于用一个经济结果解释另一个经济结果[26]，存在严重内生性，导致估计结果是存在偏误的，并不稳健。“省直管县”改革强化了县级政府的分权程度，为分析制度层面财政分权对全要素生产率的影响提供了良好的“自然实验”。这项改革在中央文件的指导下，由各省根据实际情况分步实施，对县级全要素生产率来说相对外生。故本文的边际贡献在于：①以“省直管县”改革作为财政分权的表示，来推断其与全要素生产率的因果效应，以缓解模型估计的内生性问题；②已有文献多使用省级或市级层面的样本数据，导致省内不同县（市）的异质性被忽略，本文则利用县级数据进行分析，研究层面更加细致，能够捕捉不同县（市）的个体效应。

2 财政分权对全要素生产率影响的理论机制

财政分权对全要素生产率的影响，正如一枚硬币的两面，既可能通过增加基础设施投入、显著改善地区基础设施水平，激励企业加大研发力度[18]等形成“资源的优配”，也可能由于重复建设及公共服务投入不足，市场分割而形成“要素的扭曲”。这两种作用会对全要素生产率产生不同的效果，“资源优配”会促进技术进步，而“要素扭曲”则会抑制技术进步。
首先，财政分权主要是通过财政支出偏向渠道影响着全要素生产率。与经典的财政分权理论中地方政府受“用脚投票机制”有效约束不同的是，在中国特色的财政分权体制下，政治集权与经济分权并存，下级政府向上级政府负责，而不是对公众负责。下级政府具有一定的支配财政收支的自主度，可以在政策允许的范围内，实施税收减免，并提供符合自身偏好的地方性公共产品。上级政府通常将对下级政府的政绩考核作为晋升依据，垂直的政治管理使地方官员的财政行为受到来自上级政府政绩考核目标的激励。当政绩考核标准以经济总量增长为主导时，地方政府会选择加大基础设施建设等经济性支出，大搞各种“政绩工程”。这种支出偏向在官员任职短期化和异地交流惯例的现实背景下进一步加深了，政府官员只关注于如何在较短的任期内促进经济增长，对见效快的基础设施建设支出更加青睐，而忽视了科教、医疗卫生、社会保障等公共服务对经济增长的长期作用。一方面，基础设施投资的增加，使得当地的交通通讯条件得到改善，使要素流动不受地理距离和条件的限制，有效减少要素流动的摩擦成本，促进经济集聚的形成，这有助于提高全要素生产率水平。另一方面，财政收入是有限的，当资源较多配置到基础设施建设领域时，教育、医疗和社会保障等公共服务领域的支出被挤出。且对比基础设施投资支出，公共服务性支出的外部性和收益的流动性更强，支出绩效不能被本地独享，故地方政府对其关注度不够，导致公共服务提供不足。而这类公共服务性支出能够优化本地投资的软环境，提高人力资本水平，吸引创新要素流入，并通过“集聚租”提高本地创新能力。李政等的研究证实了这一观点，即财政分权会抑制政府创新偏好，引起创新效率损失[12]。从而我们可推出：①财政分权通过引起基础设施投资增加这条途径对全要素生产率的影响是不确定的。②财政分权引起公共服务支出减少，这制约了其对全要素生产率促进作用的发挥。
其次，财政分权对全要素生产率产生积极影响的途径还包括：地方财力增加，地方政府能够灵活运用的财政资金变得充裕，并以税收优惠、政府补贴等形式鼓励企业增加研发投入，增强本地企业的核心竞争实力，这起到了有效促进企业创新，提高该地区技术进步的作用。
财政分权对全要素生产率产生消极影响的途径还包括：分权体制下，出于提高本地区税收收入的考虑，在地方保护主义的驱使下，“以邻为壑”博取利益的地方政府会限制要素、产品的自由流动，造成市场分割，抑制市场效率，进而损害全要素生产率的增长[27]。
财政分权对全要素生产率的影响机制如图1。
图1 财政分权对全要素生产率的作用机制图

注：“”表示正向影响，即增加；“”表示负向影响，即减少。

Fig.1 Mechanism of fiscal decentralization on total factor productivity

综上，财政分权对全要素生产率的理论影响可能是正向的，也可能是负向的，需要通过实证进一步检验。

3 “省直管县”改革与财政分权

“省直管县”改革作为国家“十一五”规划的目标之一，始于2004年，本意在于缓解五级管理模式的弊端，实现基层政府事权与支出责任相匹配。“省直管县”改革一改以往“省—市—县”的管理模式，转变为“省直接管理县”的模式，在财政收支划分、转移支付、债务管理等十多个方面实现了县与省的对接。避免了市级财政扣留、挤占县域财政资金，改变县级政府因财力事权高度不相适应造成自有财力仅能维持“吃饭”的状况，有助于缓解县级财政压力，提高财政管理效率。“省直管县”改革模式可分为财政体制“省直管县”改革和经济体制“省直管县”改革，也就是财政扩权和经济扩权，经济扩权又被称为“强县扩权”。前者是指重新划分市级政府和县级政府的财政收支范围，将财政权利下放到县，使县级政府可支配的财政资金得到扩充。后者指经济社会事务管理权限的下放，将有关技术引进等相关事项的决策权由市移交至县，县级政府在投资建设、土地开发等项目的审批方面更加具有话语权，在更多管理决策方面实现了与市级政府的平起平坐。综上可知，“省直管县”改革对于县级政府而言具有典型分权特征，提高了县级政府在财政事务和经济社会事务的自主权。此外，有学者通过实证研究也表明了“省直管县”改革有助于提高县级政府的财政分权水平，如谭之博、毛捷等得到结论，实施了省直管的县（市），财政分权的程度要高于没有实施省直管的县（市）[28-29]。故我们可以将“省直管县”改革作为严格外生的财政分权指标，且“省直管县”实施的非同步性和非全面性也有助于识别出分权的真实效果。
在研究样本的选取上，一方面，不同于东西部省份之间发展差距较大，如东部的海南和上海、西部的重庆和西藏，中部六省的经济社会发展环境比较相似，在分析省直管改革效果时能够最大程度排除外部因素干扰，改善跨地区研究的异质性问题。另一方面，六省中湖北省（天门市、仙桃市、潜江市）和河南省（济源市）实施“省直管县”的时间较早[30]，分析时可能会混入在此期间实施的其他改革的效果，且与自2004年以来在全国大范围实施该项改革的县（市）缺乏可比性。江西省（2005、2007、2009、2014年）、安徽省（2004、2006、2009、2011年）的改革采取渐进的方式，分为较多阶段，县（市）被选为改革试点的内生性会增强，且会产生错觉，即为了避免自身利益受损，市级政府会加大对所辖区内非试点县（市）利益攫取的力度[30]，导致改革可能会存在溢出效应。这些均会使得改革效果受到其他因素干扰，难以估计出纯粹的政策影响，造成估计偏差。出于以上考虑，本文选取中部六省中的湖南省和山西省，将湖南省的122个县（市）和山西省119个县（市）（包括县级市）作为研究样本。这两个省份开展省直管的时间较为接近，湖南省是2010年，山西省是2007年。另外，从全国各省份改革的实践来看，“省直管县”改革的内容大同小异，对地方资源配置产生作用的机理也是一样的。故将这两个省份放在一起作为总样本具有一定合理性，也具有全国性的普遍意义。且较之于单一省份，多个省份的分析能够增加样本量，使估计结果更加准确。

3.1 湖南省“省直管县”改革试点

2010年1月12日，中共湖南省委、湖南省人民政府发布《关于完善财政体制推行“省直管县”改革的通知》（湘发〔2010〕3号），决定从2010年起，调整省以下财政体制，推行财政“省直管县”改革，在除市辖区以及湘西自治州所辖县（市）、长沙县、望城县等地区外的其余79个县（市）实行财政“省直管县”改革。试点县的财政体制、收支划分等事务由省政府直接管理，同时配以支持激励机制促进县域经济发展。在财政收入分配方面，主要的税种包括部分企业所得税和增值税等由改革前的省、市级政府之间分配加入了县级；财政支出方面，提出要明确省市县各级政府在不同领域的支出责任；在财政体制方面，改革后县级政府自主编制收支表并由省级政府审核，县级政府在财政管理体制方面独立于市级。至2015年6月5日，湖南省省直管县经济体制改革试点工作会议召开，正式公布浏阳市、耒阳市等13个县（市）为湖南省“省直管县”经济体制改革试点地区（这些县市同时也是财政“省直管县”改革的试点）。从扩大县级政府经济社会管理权限、鼓励支持改革创新、大力扶持产业发展等多方面制定了详细方案，并出台了《赋予省直管试点县市经济社会管理权限目录》。

3.2 山西省“省直管县”改革试点

2006年底山西省人民政府颁布《关于调查规范省市县财政体制和在35个国家重点扶贫开发县实行“省直管县”财政改革试点通知》（晋政发〔2006〕45号），决定于2007年1月1日始，从娄烦县、阳高县等35个县开始实施“省直管县”财政体制改革。同湖南省做法相同，直管县的财政与市脱钩，县级政府的收支划分、税收返还、财政体制等事务跳过了市级政府，由省级政府直接管理。调整了市级和县级政府共享税的税种和分成比例，扩大了县级政府的收入范围。至2011年11月22日，山西省委、省政府决定，选择22个县（市）作为扩权强县（经济体制“省直管县”改革）首批试点。此次扩权赋予试点县（市）与市一级相同的部分管理权限，涉及投资项目审批管理、土地管理和资源开发、环境保护项目审批管理、人力资源审批管理、财政管理等七大类85项经济和社会管理事项，使直管县拥有了一定的经济社会管理自主权。

3.3 全国“省直管县”改革的整体推进情况

2009年6月财政部发布《关于推进省直接管理县财政改革的意见》中明确指出，在2012年底前，除民族自治区外，全国其他省份均要全面推进“省直管县”改革。2013年11月党的十八届三中全会的决议进一步强调“有条件的地方可直接探索省直接管理县（市）改革”。这意味着“省直管县”改革已从试点阶段进入到全面实践阶段，是地方财政体制改革的主要方向之一。截至2015年全国已有25个省份进行了“省直管县”改革，其中1 041个县（市）实施了财政体制“省直管县”改革，693个县（市）实施了经济体制“省直管县”改革[31]。与湖南省和山西省的改革内容类似，财政体制“省直管县”方面，如安徽2004年，江西2005、2007和2009年实施的改革，在财政管理体制上推行省一级直接管理县（市）。经济体制“省直管县”方面，如安徽2006、2009和2011年，江西2014年实施的改革，通过事权下放，扩大县（市）事权以促进县域经济发展。

4 财政分权对全要素生产率影响的实证检验

将“省直管县”改革作为一项准自然实验，推断财政分权对全要素生产率的因果效应。

4.1 研究方法与模型构建

湖南省于2010年对79个县（市）实施财政“省直管县”改革，于2015年对13个县（市）实施经济“省直管县”改革。山西省于2007年对35个县（市）实施财政“省直管县”改革，于2012年对22个县（市）实施经济“省直管县”改革。在检验时，我们按照如下思路进行：首先不区分改革的形式是财政“省直管县”还是经济“省直管县”，只要县（市）实施了上述改革中的任意一种，都认定是处理组进行基准模型回归分析；其次，区分改革形式，分析两种形式的“省直管县”改革对全要素生产率影响的差异。最后，检验“省直管县”改革对全要素生产率的动态影响。两省的改革都是分了两个阶段，且时间不同，因此不能直接采用传统的DID方法，无法在全样本范围内设置统一的改革时点虚拟变量。故采用广义的DID方法，将处理组虚拟变量和改革时点虚拟变量（如改革时间在当年6月份以后，则算下一年度开始改革）交乘，设置回归模型表达式如下：
y i t = α + β D I D i t + C X i t + γ s t + φ i + δ t + ε i t
式中：被解释变量 y是全要素生产率，使用DEA-Malmquist指数法计算。投入方面，根据CD生产函数，选择劳动力投入和资本投入。劳动力投入以地区年末从业人数表示。
用永续盘存法计算出的资本存量作为资本投入，计算公式为：

K i t = I i t + 1 - δ K i t - 1

式中： K i t是第i个县（市）第t期的资本存量； I i t是对应的固定资产投资额； δ是折旧率，借鉴孙学涛等的研究[32]，取 δ=9.6%。基期的资本存量采用公式 K i 0 = I i 1 g + δ计算，g表示第i个地区固定资产投入额的年平均增长率。产出方面，用真实地区生产总值GDP表示。
解释变量为 D I D，如果第i个县（市）在第t年实施了“省直管县”改革赋值为1，否则赋值为0。 φ i是不随时间变化的县（市）个体固定效应， δ t是不随个体变化的时间固定效应。为控制省级层面异质性在不同年份对改革的影响，另外加入省份与时间的交乘项 γ s t。 X表示一系列影响全要素生产率的控制变量，包括基础设施建设水平x1（年末电话用户数占总人口的比重）、公共服务水平x2（每百万人口医院卫生床位数）、人力资本水平x3（普通中学在校学生数占总人口的比重）、社会消费水平x4（社会消费品零售总额与总人口之比）、产业结构x5（第二产业增加值占比）、金融发展水平x6（居民人民币储蓄存款余额与总人口之比）。
为对改革前后的全要素生产率进行对比，本文将研究样本期定为2005—2016年。计算全要素生产率的变量数据来源于2006—2017年《中国县域统计年鉴》（县市卷）、国研网数据库。其他变量数据来源于2007—2017年《中国县域统计年鉴》（县市卷）及相应各省的统计年鉴。为剔除价格因素影响，使用CPI指数对以货币单位表示的名义变量进行处理。各变量的描述性统计分析见表1。
表1 各变量的描述性统计分析

Tab.1 Descriptive statistical analysis of variables

变量 均值 标准差 最小值 最大值 观测值个数
y 0.9943 0.1902 0.2760 2.4890 2 651
x1 0.1336 0.0923 0.0125 2.1566 2 651
x2 0.3133 0.1471 0.0444 1.3813 2 651
x3 0.0549 0.0169 0.0111 0.1810 2 651
x4 0.6258 0.4496 0.0597 4.5339 2 651
x5 0.4611 0.1747 0.0730 0.9007 2 651
x6 1.5891 1.0565 0.0630 6.1962 2 651
从表1可知，个别变量的离散程度过大，可能存在异常值，故使用1%分位点的缩尾方法处理。

4.2 处理组选择的外生性检验

使用DID方法的一个重要前提就在于处理组选择的外生性，即处理组的选取不受全要素生产率高低的影响。如存在内生性问题，本文选取“省直管县”改革作为财政分权严格外生的刻画就不成立。为了检验这一点，本文以所有县（市）都没有发生改革的2006年作为分析样本期，以“是否为处理组”为被解释变量z，核心解释变量为全要素生产率y，并从经济状况、产业状况、财政状况等方面选取可能影响处理组选取的县（市）特征作为其他解释变量，包括产业结构x5、经济发展水平x7（人均GDP的对数）、财政缺口x8（财政支出与财政收入差的对数），使用Logit模型进行回归，结果见表2。
表2 Logit模型回归结果

Tab.2 The regression results of Logit model

变量 模型1 模型2 模型3 模型4
x5 -3.7640 -5.4235 -3.1724 -3.1657
（-3.96）*** （-3.84）*** （-1.97）** （-1.97）**
x7 -0.7001 -0.4384 -0.4879
（-1.63） （-0.98） （-1.06）
x8 2.1258 2.0072
（2.78）*** （2.52）**
y -0.3033
（-0.52）
Pseudo R2 0.0785 0.0908 0.1295 0.1307

注：1.*、**、***分别表示在10%、5%和1%的显著性水平上显著；2.括号内为统计量值。下同。

由表2可知，产业结构至少在5%的显著性水平上显著为负，财政缺口至少在5%的显著性水平上显著为正。说明那些第二产业占比较低，财政较困难、收支缺口较大的县（市）被选中被“省直管县”改革试点的概率更高些。经济发展水平对县（市）是否被选为改革试点的影响为负，但不显著。在控制其他因素不变时，全要素生产率的影响不显著，这表明省级政府在选择改革试点时，主要并不是依据全要素生产率的高低，试点县（市）的选择不是内生的，满足使用DID方法的前提。
为进一步验证分组的外生性，使用放宽了同方差假定的两样本t检验对改革前处理组和对照组全要素生产率的差异进行检验，原假设为两组之间没有显著性差异，结果见表3。
表3 t检验的结果

Tab.3 The results of t test

省份 处理组均值 对照组均值 两组均值的差异 统计量值
湖南省 1.0363 1.0619 0.0256 0.3040
山西省 1.0868 1.1058 0.0190 0.4561
检验结果显示，不论是湖南省还是山西省，在改革前处理组和对照组均值差异都不显著。一般来说，省级政府选择“省直管县”改革试点是非随机的，出于种种考虑，会选择经济实力较强的县或者较弱的县。但从检验结果来看，实施改革县（市）的全要素生产率与未实施改革的县（市）之间不存在显著差异，我们没有充分的证据否认试点选择的外生性，至少可以从各县（市）的均值意义上这么说。

4.3 基准模型回归结果

分别在控制和不控制省份与时间交乘项的情况下，根据式（1）对财政分权改革影响全要素生产率的效应进行检验，结果见表4。
表4 基准模型回归结果

Tab.4 The regression results of benchmark model

变量 模型5 模型6 模型7 模型8
DID 0.0675 0.0735 0.0680 0.0590
（4.55）*** （5.23）*** （4.71）*** （4.04）***
x1 -0.0129 -0.0215
（-0.23） （-0.39）
x2 0.0870 0.0802
（2.53）** （2.31）**
x3 0.9668 0.1701
（2.09）** （2.22）**
x4 -0.0234 -0.0392
（-0.80） （-1.33）
x5 0.2365 0.2363
（9.29）*** （9.28）***
x6 -0.0346 -0.0085
（-2.36）** （-0.52）
γ s t 不控制 -0.0226 不控制 -0.0125
（-9.02）*** （-3.59）***
φ i 控制 控制 控制 控制
δ t 控制 控制 控制 控制
R2 0.0437 0.1956 0.3179 0.3050
分析表4的估计结果可知，省份与时间的交乘项在1%的显著性水平上显著为负，说明两个省份不同年份的全要素生产率变化趋势具有明显差异，且作为比较基准的湖南省，每年全要素生产率的变化趋势要超过山西省，我们有必要将其纳入模型，以控制异质性。无论是否控制其他变量，分权改革都在1%的显著性水平上显著提高了全要素生产率，对全要素生产率表现出积极的推进作用。这表明财政分权对全要素生产率的正向促进作用大于反向抑制作用，印证了余泳泽、孙英杰等的结论[18-19]。随着分权水平的提高，地方政府能够更有效地根据实际情况制定符合当地发展需要的财税政策，为企业等创新主体提供资金支持和环境保障，加速技术成果的转化，为地区经济发展注入长久动力。分析控制变量，社会消费水平、金融发展水平都不显著，人力资本、产业结构变量对全要素生产率的影响至少在5%的显著性水平上为正，估计结果较稳健。人力资本是实现高质量经济增长的关键因素，对技术进步有显著促进作用。而优化产业结构，实现产业结构的高度化和合理化，发展技术密集型的第二产业，是助推全要素生产率提高的有效路径。

4.4 影响机制检验

主要检验财政分权通过影响财政支出偏向进而传导至全要素生产率这一理论机制，因考察期内县级政府财政支出结构数据不可得，以基础设施建设水平反映基础设施投资支出，以公共服务水平反映公共服务支出，分别建立如下回归模型：
y i t = α + β 1 D I D i t + c 2 x 2 i t + c 3 x 3 i t + c 4 x 4 i t + c 5 x 5 i t + c 6 x 6 i t + γ s t + φ i + δ t + ε i t
x 1 i t = α + β 2 D I D i t + c 2 x 2 i t + c 5 x 5 i t + c 6 x 6 i t + c 7 x 7 i t + γ s t + φ i + δ t + ε i t
y i t = α + β 3 D I D i t + c 1 x 1 i t + c 3 x 3 i t + c 4 x 4 i t + c 5 x 5 i t + c 6 x 6 i t + γ s t + φ i + δ t + ε i t
x 2 i t = α + β 4 D I D i t + c 1 x 1 i t + c 5 x 5 i t + c 6 x 6 i t + c 7 x 7 i t + γ s t + φ i + δ t + ε i t
式（1）、（2）、（3）表示财政分权通过基础设施建设水平作用于全要素生产率的传导机制。式（1）、（4）、（5）表示财政分权通过公共服务水平作用于全要素生产率的传导机制。式（2）用于检验财政分权对全要素生产率的总效应，式（3）用于检验财政分权对中介变量基础设施建设水平的影响。若存在传导效应，式（3）中 β 2和式（1）中x1的系数c1应同时显著，传导效应为 β 2 × c 1，且式（1）中DID项的系数 β比式（2）中的系数 β 1估计值应有所变化或不再显著。同理，可对式（4）和（5）中的系数做同样分析。对式（2）至（5）进行估计，结果见表5。
表5 传导效应检验结果

Tab.5 The results of conduction effect test

变量 式（2）模型9
y		 式（3）模型10
x1		 式（4）模型11
y		 式（5）模型12
x2
DID 0.0593 0.0173 0.0366 -0.0245
（4.07）*** （2.48）** （3.95）*** （-3.76）***
x1 -0.0216 -0.0204
（-0.39） （-0.93）
x2 0.0962 -0.0235
（2.77）*** （-0.93）
x3 0.1661 0.1887
（2.47）** （2.92）***
x4 -0.0389 -0.0375
（-1.32） （-1.29）
x5 0.2410 -0.0623 0.2391 -0.0436
（9.69）*** （-1.67）* （9.59）*** （-1.25）
x6 -0.0084 -0.0119 -0.0081 0.0198
（-0.51） （-1.91）* （-0.50） （3.42）***
x7 0.0599 0.0231
（5.01）*** （2.06）**
γ s t -0.0124 -0.0031 -0.0128 -0.0238
（-3.58）*** （-2.16）** （-3.79）*** （-19.58）***
φ i 控制 控制 控制 控制
δ t 控制 控制 控制 控制
R2 0.3081 0.1850 0.2680 0.6414
财政分权对全要素生产率的影响依然是显著为正的，有效促进了全要素生产率的提高。从模型10和模型12来看，财政分权对基础设施建设水平的影响显著为正，对公共服务水平的影响显著为负，说明地方政府自主权提高后，为在短期内增加经济总量，倾向于增加基础设施投资支出，相应地压缩公共服务支出，政府的公共服务职能定位被弱化，验证了上文的理论机制，与陈思霞、蔡嘉瑶等的研究结论[26,33]一致。进一步分析这种行为产生的后果，结合式（1）模型8的估计，基础设施建设水平的系数估计为负不显著，可能是由于基础设施对全要素生产率的影响是双面的，正负效应抵消后，造成其影响微弱，这使得财政分权通过基础设施建设水平传导至全要素生产率的机制被中断。对比模型8和模型9中DID项的估计结果可知，不管是估计值还是统计量值都相差不大，传导效应并不显著。模型8中公共服务水平的系数估计显著为正，增加公共服务的供给有助于诱导资源流入，促成创新要素集聚。在剔除了该变量后，可以观察到模型11中DID项的系数保持显著，估计值减少。综合两式的估计，表明存在传导效应，大小为-0.0020（用模型12的-0.0245乘以模型8的0.0802）。即财政分权通过降低公共服务水平间接抑制了全要素生产率的提升，在控制了公共服务的传导效应前，财政分权对全要素生产率的总效应为0.0366，在控制了公共服务的传导效应后，财政分权对全要素生产率的影响为0.0590。地方政府“重生产、轻服务”的支出偏好，使得其对有益于全要素生产率的公共服务重视不够、供给不足，这对经济高质量高效益发展产生了不利影响。此外，从式（1）模型7和8的估计结果可知，在模型中纳入了基础设施建设水平和公共服务水平变量，控制了财政支出偏向这一传导效应后，DID项的估计系数仍显著，说明财政支出结构的调整是财政分权作用于全要素生产率的重要渠道，但并不是唯一渠道，财政分权也有可能通过鼓励企业增加研发投入及造成市场分割等渠道来影响全要素生产率。

4.5 区分分权形式的回归结果

为识别不同分权形式的异质性效应，将“省直管县”改革区分为财政“省直管县”和经济“省直管县”，设置两个处理组虚拟变量DID1和DID2，赋值方法为：当县（市）属于财政“省直管县”，DID1取值为1，其他情况取值为0；当县（市）属于经济“省直管县”，DID2取值为1，其他情况取值为0。根据式（1）对不同形式财政分权改革影响全要素生产率的效应进行检验，结果见表6。
表6 区分分权形式的回归结果

Tab.6 The regression results of the different decentralized forms

变量 模型13 模型14 模型15 模型16
DID1 0.1629 0.1214 0.1042 0.0934
（11.53）*** （7.78）*** （6.66）*** （5.77）***
DID2 -0.0641 -0.0494 -0.0363 -0.0337
（-3.04）*** （-2.35）** （-1.69）* （-1.67）*
x1 -0.0255 -0.0306
（-0.47） （-0.56）
x2 0.0775 0.0730
（2.27）** （2.10）**
x3 0.7773 0.2181
（1.69）* （0.43）
x4 -0.0099 -0.0224
（-0.34） （-0.76）
x5 0.6548 0.6026
（9.01）*** （8.00）***
x6 -0.0248 -0.0066
（-1.69）* （-0.41）
γ s t 不控制 -0.0161 不控制 -0.0091
（-6.02）*** （-2.57）***
φ i 控制 控制 控制 控制
δ t 控制 控制 控制 控制
R2 0.1018 0.2075 0.3067 0.3113
同表4的估计结果一致，省份与时间的交乘项在1%的显著性水平上显著为负，再次验证了将该项纳入回归模型的必要性。在所有估计结果中，改革项对全要素生产率的影响都至少在10%的显著性水平上显著。区别在于财政“省直管县”的影响为正，是促进全要素生产率提升的主要因素和源泉。经济“省直管县”的影响为负，且影响程度低于财政“直管县”。可能的原因为基层政府在财政方面存在的主要问题在于事权与支出责任的不匹配，事权层层下移，财权层层上移，巨大的财政压力造成的后果就是政府基本的职能不能实现，甚至难以维持机构的正常运转。巧妇难为无米之炊，在此背景下，政府通过税收优惠和补贴等手段鼓励技术研发的力度受限，基础设施的不健全、教育科技发展的滞后使得本地区对创新性资源的吸引力不足，全要素生产率的提升较困难。随着财政“省直管县”改革的推进，省以下财政体制得到完善，财权下放，财力不足的局面得到缓解，县级政府拥有了更多可自由支配的资金，经济实力增强，用于补贴企业科技研发等方面的资金也会比较充裕，从而促进了技术进步和全要素生产率的提高。而经济“省直管县”改革核心在于下放经济社会事务的审批和管理权限，县级政府在相关事务的处理方面拥有更大的自由度，政府间的横向竞争被强化，在自利性的驱使下可能会限制资源的充分流动，导致市场分割和资源配置的扭曲。且在县级政府官员晋升考核仍以经济总量为主的现实情景下，政府官员对经济发展缺乏长远的规划，有限的资源过度投入到能在短期内凸显政绩的基建领域，重复建设，资源被浪费。与此相对应的是，效益产生缓慢的公共服务支出不足，这些都会阻碍全要素生产率的进一步提高。

4.6 动态性回归结果

为检验财政分权对全要素生产率影响的动态特征，引入改革前一个年份与处理组交乘的虚拟变量，并将改革虚拟变量分解为改革当年及改革后的4个年份，在控制省份与时间的交乘项后，估计式（6），结果见表7。
y i t = α + β - 1 D I D i t y e a r - 1 + β 0 D I D i t y e a r 0 + β 1 D I D i t y e a r 1 + β 2 D I D i t y e a r 2 + β 3 D I D i t y e a r 3 + β 4 D I D i t y e a r 4 + C X i t + γ s t + φ i + δ t + ε i t
式中： β - 1反映了改革发生前一年的处理效应，即假设各处理组发生改革的年份提前1年，如果此时改革变量前的系数显著，则说明平行趋势假设不成立； β 0反映了改革发生当年的处理效应； β 1至 β 4依次为改革发生后第一年至第四年的处理效应。
表7 长期动态效应估计结果

Tab.7 The regression results of the long-term dynamic effects

年份 DID估计系数
改革前一年 -0.0012（-0.07）
改革当年 0.0552（3.20）***
改革后第一年 0.0575（3.07）***
改革后第二年 0.0398（2.20）**
改革后第三年 -0.0319（-1.68）*
改革后第四年 0.0296（1.58）
在改革发生的前一年，在控制其他变量不变的前提下，处理组和对照组的全要素生产率没有显著性差异，符合平行趋势假定，满足双重差分模型的适用条件。改革效应在改革后第一年达到最大，此后随时间的推移，呈逐渐衰减的趋势。至改革后第三年，改革效应由正转负，改革对全要素生产率的负面影响占了上风，超过了积极的一面。由估计结果可知，改革后第四年对应的DID项估计系数不再显著，分权的资源再配置作用已非常微弱。

5 结论及政策启示

出于缓解模型内生性的考虑，本文将“省直管县”改革试点视为一项准自然实验，基于湖南省和山西省2005—2016年241个县（市）的面板数据，构建双重差分模型检验了财政分权对全要素生产率的因果效应。研究发现：
第一，财政分权对全要素生产率的正向促进作用大于反向抑制作用。从主要影响渠道来看，地方政府具有“重生产、轻服务”的投资偏好，财政分权促使地方政府增加了基础设施供给，相应减少了公共服务供给。而基础设施建设水平对全要素生产率的影响不显著，公共服务则是推动全要生产率提高的关键性因素。地方政府这种片面追求经济利益的短视行为造成了全要素生产率的损失，导致政府在高质量经济增长中的职能发挥不足。
第二，财政“省直管县”改革对全要素生产率有积极促进作用，经济“省直管县”改革则起到了反向作用，不同形式的分权影响有异质性，财权下放相对事权下放更显著地影响了全要素生产率。可能的原因在于财权下放使地方财力紧张的局面得以缓解，地方政府用于补贴企业科技研发等方面的可用资金增加，有利于全要素生产率的提高。经济社会事务的管理权限下放使政府间的横向竞争被强化，容易造成公共服务供给的“竞次效应”和市场分割，公共服务领域的资源在基层无法得到充分配置，损害了全要素生产率。
第三，财政分权对全要素生产率的因果效应是动态变化的，随着时间推移，影响程度总体呈下降趋势，并变得不再显著。
第四，控制变量中，人力资本和第二产业占比提高对全要素生产率表现为正向作用，是提升全要素生产率的有效途径。
鉴于以上结论，提出建议：第一，全面贯彻落实党的十九大提出的“建立权责明晰、财力协调、区域均衡的政府间财政关系”的指导思想，继续推进财政分权体制改革，做好省以下政府事权与支出责任的划分工作，形成清晰的省与市县级政府事权清单。在明确各级政府支出责任的基础上，优化省以下财力分配格局，提高转移支付资金使用效益，使各级政府事权与支出责任相适应。健全县级政府基本财力保障机制，增加基层政府的可用财力，补足基层政府履行事权的财力缺口，为政府在创新活动中引领作用的发挥打下坚实的物质基础，充分发挥财权下放这种分权形式对全要素生产率的积极作用。
第二，单纯依靠财权下放以达到提高全要素生产率的目标还是不够的，并不具备可持续性，要发挥财政分权的长效推进机制，还需事权下放予以配合，以充分激发基层政府的创造性和主观能动性。而要矫正事权下放这种分权形式对全要素生产率的负面影响，在分权的同时就必须创新地方政府官员的政绩考核制度，使官员晋升与所辖地区整体福利之间激励相容。为保证基层政府能够对有助于提高人力资本水平、优化地区软环境的公共服务足额供给，应提高公共服务类指标在地方政府官员政绩考核中的权重，实现官员晋升考核指标的多元化。并注重指标的可操作性和稳定性，强化结果导向，以政绩考核为手段，形成发现问题、反馈、整改的良性互动管理闭环[34]，从制度上避免地方政府过度追求经济总量而忽视经济质量和效益，缓解基础设施的重复投入和资源过度浪费问题，持续推进“生产型政府”转向为“服务型政府”。各县（市）之间应打破行政性垄断，遏制政府间的恶性竞争，区域联动抱团发展，破除阻碍要素流动的藩篱，实现各自为政的地方经济向统一市场整合，优化资源配置格局。
第三，从控制变量的估计结果来看，要提高全要素生产率还需要促进产业结构升级和调整，根据地方比较优势，因地制宜，有选择、有步骤地推动产业由劳动密集型向资本、技术密集型转变，提高地区第二、三产业占比。注重专业人才培养与科技创新，提高当地劳动者受教育程度和人力资本水平，增强地区软实力。

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