潮起潮落：纵向行政分权改革与经济增长

董雪兵 董文博

一、引言

郡县治，天下无不治。准确把握县域经济发展特点与规律，着力突破县域经济发展的瓶颈，对实现高质量发展具有重大意义。县域经济在我国整体发展格局中具有重要性和特殊性，其重要性体现在县域经济发挥着国民经济基石的作用；特殊性体现在县级行政区是政府治理的基层地带，县级政府处于国家纵向权力结构的末梢。二者叠加，塑造了县域经济独特的发展环境和内在逻辑。改革开放以来，我国县域经济增长始终伴随着一系列纵向权力结构改革政策，可以说，我国县域经济发展与纵向行政权力结构的改革关系密切。

从现实层面出发，我国长期实行“市管县”制度，地级市对县级政府不仅具有领导关系，还在行政权力、要素、财政等方面构成竞争，处于权力末梢的县（市）面临来自上级政府的掣肘，“市卡县”“市刮县”“权力漏斗”等现象普遍存在。实现县域经济发展，必须突破行政权力结构的桎梏，拓宽县级政府的权力空间。最为典型的行政分权政策当属我国于2000 年左右大规模实施的“扩权强县”改革，这项改革将原本属于市级政府的经济社会管理权限下放给县级政府，旨在加快县域经济发展。2010 年后，这项改革逐渐退出历史舞台，现有文献也未能对该改革政策作出统一判断，对纵向行政分权与经济增长的关系也关注较少。这构成本文关注的话题：行政分权改革是否带来经济增长？具体到县域层面，以“扩权强县”为代表的行政分权能否促进经济增长？该改革为何最终停止？

从理论层面出发，学者对分权①早期理论将分权视为整体，指上级政府与下级政府间分散的权力安排，与“集权”相对。后期的研究将其区分为行政领域分权和财政分权，本文关注的是行政分权。与经济增长这一话题的讨论由来已久。站在以Hayek②Hayek F. A.，“The Use of Knowledge in Society”，American Economic Review，1945，35（3），pp.519-530.和Tiebout等③Tiebout C. M.，“A Pure Theory of Local Expenditures”，Journal of Political Economy，1956，64（5），pp.416-424.为代表的经典财政联邦主义视角，在居民异质性偏好和人口自由流动前提下，分权模式能够发挥地方政府的本地信息优势，降低平均公共品供给成本，提高公共品配置效率，促进经济增长。然而，中国式分权有别于典型的财政联邦制度①Qian Y.，Xu C.，“Why China’s Economic Reforms Differ： The M-form Hierarchy and Entry/Expansion of the Non-state Sector”，The Economics of Transition，1993，1（2），pp.135-170. 袁渊、左翔：《“扩权强县”与经济增长：规模以上工业企业的微观证据》，《世界经济》2011 年第3 期。，中国地方政府不仅提供公共品，还具有企业家特征，深刻影响着地方经济发展。有大量文献从宏观制度视角出发研究分权与经济增长间的关系，但较少深入到微观层面，尤其是中国语境下的政府行为。同时，现有研究主要关注财政领域的权力改革，较少考察行政领域这一更为基础的权力。因此，本文关注的另一个问题是，如果行政分权改革能够促进经济增长，那么地方政府将行政权力转化为经济绩效的渠道是什么？

中国语境下的分权改革分为行政分权与财政分权。总体来看，关于分权与经济增长的研究主要集中于财政分权领域，有关行政分权的研究较少。现有文献关于财政分权的经济增长效果存在争论，部分研究认为，财政分权能够促进经济增长②Ligthart J.E.，van Oudheusden P.，“The Fiscal Decentralization and Economic Growth Nexus Revisited”， Fiscal studies，2017，38（1），pp.141-171.，但由于中国分权语境不同于西方国家，该结论受到诸多挑战，有文献得到相反的结论③李永友、周思娇、胡玲慧：《分权时序与经济增长》，《管理世界》2021 年第5 期。④Li P.，Lu Y.，Wang J.，“Does Flattening Government Improve Economic Performance? Evidence from China”，Journal of Development Economics，2016，123，pp.18-37.。

与本文相关的文献有两支。第一支文献是关于行政分权改革对经济增长影响效果的评估。首先，少数文献直接研究行政分权改革对经济增长的影响效果⑤才国伟、黄亮雄：《政府层级改革的影响因素及其经济绩效研究》，《管理世界》2010 年第8 期。⑥郑新业、王晗、赵益卓：《“省直管县”能促进经济增长吗？——双重差分方法》，《管理世界》2011 年第8 期。，这些研究通过经验分析发现行政分权改革能够促进经济增长，但并未深入考察作用渠道。也有文献打开行政分权这一“黑箱”，考察其与经济增长间的内在联系，现有关于行政分权作用渠道的研究包含两个方向：第一个方向从政府视角出发，Gong 等⑦Gong Q.，Liu C.，Wu M.，“Does Administrative Decentralization Enhance Economic Growth? Evidence From a Quasi-natural Experiment in China”，Economic Modelling，2021，94，pp.945-952.、李永友⑧李永友：《省以下多样化放权策略与经济增长》，《经济研究》2021 年第2 期。发现行政分权改革提升了地方政府的基础设施投资水平，从而推动经济增长。政府财政支出是影响经济发展的重要因素，固定资产投资等生产性支出的增加，意味着地方政府的发展动机增强。该结论隐含了周黎安⑨周黎安：《晋升博弈中政府官员的激励与合作——兼论我国地方保护主义和重复建设问题长期存在的原因》，《经济研究》2004 年第6 期；周黎安：《中国地方官员的晋升锦标赛模式研究》，《经济研究》2007 年第7 期。、张军⑩张军：《分权与增长：中国的故事》，《经济学》（季刊）2008 年第1 期。的观点，即地方官员的竞争激励行为是解释中国经济高速增长的重要因素。行政分权改革以经济增长为目标，强化了地方政府间的竞争激励。第二个方向从市场主体视角出发，袁渊和左翔⑪、刘冲等⑫刘冲、乔坤元、周黎安：《行政分权与财政分权的不同效应：来自中国县域的经验证据》，《世界经济》2014 年第10 期。、Shao 等⑬Shao S.，Wang Y.，Yan W.，et al.，“ Administrative Decentralization and Credit Resource Reallocation： Evidence From China’s‘Enlarging Authority and Strengthening Counties’ Reform”，Cities，2020，97，No. 102530.发现行政分权改革提高了企业的经营绩效、促进信贷集聚、吸引更多企业进入市场，对经济增长产生积极作用。除此之外，行政分权改革还可以降低企业进入障碍和融资成本，增强财税优惠，提升企业绩效⑭余锦亮、黄保聪：《纵向政府间行政治理结构改革与企业绩效》，《经济科学》2022 年第1 期。。这支文献隐含了一个内在逻辑，即权力的下放大幅简化各类经济活动的审批流程，创造更加宽松的营商环境，有助于企业的经营和利润增长。

第二支文献关注分权改革的潜在影响，虽然这支文献以财政分权为主，较少涉及行政分权，但都基于中国语境下政府竞争激励行为逻辑，为本文带来借鉴。财政分权改革的影响范围广泛，直观地看，财政分权降低市级政府对县级财政的管理权限，试点县的财政直接由省级政府管理，提高了地方政府财政自给能力①刘勇政、贾俊雪、丁思莹：《地方财政治理：授人以鱼还是授人以渔——基于省直管县财政体制改革的研究》，《中国社会科学》2019 年第7 期。。财政分权通过促进政府竞争提升生产率，但促使县级政府吸纳更多的低技能劳动力，抑制人力资本水平提升，阻碍了生产率的增长②高琳：《分权的生产率增长效应：人力资本的作用》，《管理世界》2021 年第3 期。，也有文献认为财政分权有助于提升地区产业结构水平③王立勇、高玉胭：《财政分权与产业结构升级——来自“省直管县”准自然实验的经验证据》，《财贸经济》2018 年第11 期。。在非生产领域，Li 等从政府权力架构出发，发现财政分权可能引发土地财政腐败，不利于经济增长④Li P.，Lu Y.，Wang J.，“Does Flattening Government Improve Economic Performance? Evidence from China”，Journal of Development Economics，2016，123，pp.18-37.。有研究发现财政分权能够缩小城乡收入差距，提高医疗教育水平⑤谭之博、周黎安、赵岳：《省管县改革、财政分权与民生——基于“倍差法”的估计》，《经济学》（季刊）2015 年第3 期。，也有研究得出相反结论，认为该政策降低了政府的社会民生支出⑥傅勇、张晏：《中国式分权与财政支出结构偏向：为增长而竞争的代价》，《管理世界》2007 年第3 期。⑦陈思霞、卢盛峰：《分权增加了民生性财政支出吗？——来自中国“省直管县”的自然实验》，《经济学》（季刊）2014 年第4 期。。余锦亮发现，行政分权改革强调高增长目标，企业污染规模和程度均显著增加，加剧了辖区污染水平，而财政分权改革效果相反⑧余锦亮：《异质性分权的污染效应：来自市县政府体制改革的证据》，《世界经济》2022 年第5 期。。县级政府的财政能力、政府财政支出偏好都会对经济增长带来潜在影响，也影响一个政策的民生价值和长期存续能力，这为本文全面评价行政分权改革带来借鉴。

本文以省级以下行政分权改革——“扩权强县”作为准自然实验，使用县域和微观企业数据评估改革对经济增长的影响效果及作用渠道。本文发现，行政分权改革能够有效促进试点县（市）的经济增长。作用渠道方面，行政分权改革使得试点县（市）政府扩张生产性支出，加强招商引资，同时扩大外资使用和出口规模，加剧政府间横向竞争。然而，行政分权改革加剧了县级政府事权与财权的失衡，在以经济增长为主要目标时，“重建设、轻民生”问题更加突出，且辖区全要素生产率和资源配置效率并未提升。这些问题可能导致行政分权改革无法长期推行。

本文的边际贡献体现在：第一，行政分权改革自2010 年后逐渐淡出改革舞台，目前尚未有文献对此予以关注并解释。本文首次系统评估行政分权改革政策，不仅关注行政分权改革对经济增长的作用渠道，同时考察行政分权改革在财权与事权匹配、政府支出偏向、区域生产效率等方面的影响，发现其潜在问题，从现实角度丰富了对行政分权改革的认识。第二，本文拓展了行政分权改革研究的新机制，从外资使用、企业出口和政府间横向竞争三个方面进行补充，从经验层面验证政府间横向竞争对经济增长的影响，是对现有研究的深化。

本文剩余结构安排如下：第二部分介绍行政分权改革的制度背景和理论基础；第三部分为模型设定和数据说明；第四部分是基准回归分析；第五部分分析行政分权改革对经济增长的影响渠道；第六部分进一步检验行政分权改革的潜在政策效果；最后一部分是结论和政策建议。

二、制度背景与理论分析

（一）省级以下行政分权改革

在以计划经济为主导的央地关系框架下，中央政府掌握主要行政权力，同时下放部分行政权力，地方政府权力相对有限。自20 世纪80 年代以来，为加快市场化转型步伐，中央政府开始逐步向地方政府或大型国有企业下放项目审批、经营决策、财政收支、人事任免等方面权力，试图激发地方政府和企业的发展积极性。这成为转型时期行政分权改革的制度雏形，具有典型的中央政府“放权让利”的特征。然而，该阶段的行政分权具有探索性和试验性，权力下放过程较为曲折，中央政府回收权力的现象时有发生。改革初期存在“一放就活、一活就乱、一乱就收、一收就死、一死再放”的“怪圈”。总体来看，行政分权改革是在曲折中不断推进。

2000 年后，行政分权改革逐渐从央地层面下沉到省级以下，各省相继实施以“扩权强县”为代表的省级以下行政分权改革。该改革由省级政府发起，基本原则是“能放就放、权责统一”，赋予县级行政单位与地级市相近的权力，旨在激活县（市）发展动力，促进县域经济发展。各省下放的权力内容具有相似性，核心在于将市级经济管理权限下放至县，权力内容包括项目审批、事项批准、证照发放、土地出让、建设规划等诸多方面，大幅扩大了县级政府的行政责权范围，减少县级政府的行政成本和审批流程，增强县域经济发展活力，优化发展环境。

“扩权强县”是行政分权改革在省级以下的大范围推广。与改革开放初期的行政分权政策相比，“扩权强县”政策更加成熟，打通了县级行政单位这一末梢，各省出台详细的分权改革规划和内容安排，实施过程中不再出现权力回收等问题，避免了以往政策改革存在的困境。这为本文政策识别带来便利。

（二）理论分析

经典分权理论建立在Hayek 提出的社会知识分散性的基础之上，对政府部门作用的假设偏向于公共品提供者。第二代分权理论在此基础上进行扩展，引入了分权对政府部门的激励作用，不断放宽政府职能范围和行为约束。具体到中国语境，地方政府为增长而竞争的行为模式是政府将行政权力转化为经济增长的实现途径。因此，理论分析部分从政府竞争这一起点出发，进一步扩展到其他问题。

第一代分权理论和第二代分权理论均认为，分权是促进经济增长的重要因素。在中国，数量庞大的县级政府最接近经济现实，但却处于权力结构末梢，权力与信息地位的不对称，造成行政效率损失和信息损失。行政权力下放后，县级政府拥有更多自由裁量权和行政便利，还通过县级政府间竞争创造发展激励，其边际效果是巨大的。直观来看，行政分权能够促进县（市）经济增长。

从作用渠道角度来看，行政分权向县级政府下放的最主要权力内容是审批权，规定非必要事务一律取消审批。作为转型期的过渡制度，审批制成为上级政府对下级政府或市场主体的主要约束方式。处于权力末梢的县级政府，由于缺乏审批权限，辖区内建设、投资、出口、引资等能够促进经济发展的行为均受到限制。当行政分权改革政策下放经济社会管理权限后，县级政府的发展阻碍大幅减少，经济发展动力被激活。从分权内容来看，各省下放的权限包括：减少基本建设领域投资审批复杂度、扩大县级政府出口权力、招商引资无须向更高级政府上报审批、增加因地制宜制定政策的权力等。因此，行政分权改革可能通过扩大试点县政府投资、加强招商引资、扩大外资使用、扩大出口等渠道促进经济增长。

除此之外，尽管较多省份在“扩权强县”政策文件中强调社会、民生、教育等领域的重要性，但并未对上述领域提出明确发展目标。相比之下，大多省份明确规定了经济发展绩效目标，将经济绩效作为最主要的考核指标，部分省份将此作为官员晋升的依据。因此，“扩权强县”不仅给县级政府更多行政权力，还给县级政府带来更大的发展压力，强化了政府“为增长而竞争”的动机。基于此，可以作出以下基本判断：“扩权强县”激发县级政府竞争动力，有助于促进经济增长。

也应注意到，行政分权改革的政策对象是政府，可能形成由政府主导的经济发展模式，即地方政府过度依赖行政权力，虽然能带来经济增长，但发展方式较为粗放。首先，教育、科技、民生等非生产性支出在短期内无法带来经济增长，但具有长期发展潜力和正外部性。在“为增长而竞争”的激励下，政府为争取资本要素，有动机加大基本建设支出，挤占社会民生支出，这种做法虽可以使政府独享增长红利，阻碍竞争对手获取正外部性，但也会导致公共品供给“竞次效应”和支出效率低下①Keen M.，Marchand M.，“Fiscal Competition and the Pattern of Public Spending”，Journal of Public Economics，1997，66（1），pp.33-53.。其次，地级市的博弈行为也可能影响改革效果。行政分权改革将原本属于地级市的经济社会管理权限下放给县级政府，但并未对财政领域权力作出明确安排。当向县（市）下放行政权力后，可能引发地级市的警觉，为防备省级政府进一步将地级市的财政权力赋予试点县，地级市政府会策略性地先行减少对试点县的转移支付①贾康、于长革：《“省直管县”财政改革的意义、内容及建议》，《中国税务》2010 年第4 期。，导致试点县财权与事权的进一步失衡。最后，地方政府获得权力后，将积极参与资源要素的争夺，可能引发本地市场保护甚至以邻为壑的现象，阻碍要素跨行政区流动，从而不利于生产效率和资源配置效率的提升。因此，行政分权改革可能存在潜在问题，本文认为这将加剧财权与事权的失衡，扭曲政府支出结构，对生产效率和资源配置效率的提升效果有待商榷。

由此，本文提出以下猜想：以“扩权强县”为代表的省级以下行政分权改革能够促进县域经济增长。在作用渠道方面，行政分权改革促使试点县（市）增加生产性支出、扩大招商引资、增加外资使用、扩大出口，进而促进经济增长。试点县间的横向竞争也是促进经济增长的渠道。然而，“扩权强县”改革对经济增长的促进作用主要依靠政府部门实现，在政府“为增长而竞争”的环境下，该项改革在财权与事权匹配、增加非生产领域支出、提升生产效率等方面存在不足，由此可能造成潜在问题。这可能是“扩权强县”淡出改革舞台的原因。

三、识别条件、模型设定与数据说明

（一）“扩权强县”政策试点的随机性

“扩权强县”改革是我国行政分权改革在省级以下的大规模实践，具有渐进型准自然实验的特征。本文以双重差分模型作为主要工具进行分析。首先对政策试点的随机性进行讨论。在深入研读各省“扩权强县”改革政策文件后，发现试点县的筛选并不具备明确标准。从政策试点经济发展水平来看，各省份各批次“扩权强县”试点既包括经济强县，又包含相对落后的县（市），类型上涵盖资源县、农业县、工业县等种类。以四川省第一批27 个政策试点为例，既包括什邡、绵竹、广汉等经济强县，又包括南部、仪陇、岳池等欠发达县；从产业结构上看，既包括泸县、威远、夹江等工业产值比重较高的县（市），又包括三台、资中、安岳等农业大县，整体来看政策试点分布相对随机②《四川省人民政府关于开展扩权强县试点工作的实施意见》（川府发〔2007〕58 号）。。

进一步，本文提取如下可能影响试点县选择的先决因素：从业人员对数（lnemploy）、规模以上工业企业数量对数（lnfirm_num）、第一产业（first）和第二产业（second）比重、从事农业生产的人口比重（agrpop）、居民储蓄额对数（lndeposit）、固定电话数量对数（lntelephone）等变量，以及面积（land）、人口密度（popdensity）、农村户籍居民占比（popweight）等自然禀赋和社会特征变量。加入省直管县改革变量（sz）以排除考察期内干扰性政策。为进一步检测影响试点选择的特征变量，选取是否为县级市（countycity）、海拔（elevation）、坡度（slope）、国家级贫困县（poorcounty）、2000 年的财政缺口（fiscalgap2000）5 个变量。最后，加入本文关注的核心变量：人均GDP 对数（lnpergdp）。参考La Farrae 等③La Ferrara E.，Chong A.，Duryea S.，“Soap Operas and Fertility： Evidence from Brazil”，American Economic Journal： Applied Economics，2012，4（4），pp.1-31.、Lu 等④Lu Y.，Tao Z.，Zhang Y.，“How Do Exporters Respond to Antidumping Investigations？”，Journal of International Economics，2013，91（2），pp.290-300.和蒋灵多等⑤蒋灵多、陆毅、张国峰：《自由贸易试验区建设与中国出口行为》，《中国工业经济》2021 年第8 期。的方法，将县（市）是否被选为试点作为0—1 被解释变量，将上述特征作为解释变量，使用二值选择模型进行前测检验，考察“扩权强县”政策试点的随机性。估计结果表明，核心变量人均GDP 对数的估计系数不显著，说明县域经济发展水平与是否为试点县之间不存在显著关系，避免了潜在内生性问题⑥由于篇幅限制，估计结果不再展示，留存备索。。

选取上述11 个先决因素作为控制变量，加入其余5 个特征变量。为尽可能缓解遗漏变量导致的估计偏误，参考Li 等①Li P.，Lu Y.，Wang J.，“Does Flattening Government Improve Economic Performance？ Evidence from China”，Journal of Development Economics，2016，123，pp.18-37.进一步补充粮食生产先进县（foodcounty）、2000 年的城镇化率（cityrate2000）、与省会城市距离（distance2）3 个特征变量作为回归模型的控制变量。

（二）模型设定

1.基准回归模型。首先，构建如下包含“扩权强县”改革的双重差分基准模型：模型（1）中，下标c代表县级行政区，t代表年份，p代表县（市）所在省份。

本文关注县域经济增长这一核心被解释变量yct，用人均实际GDP 的对数表示，并用实际GDP 对数值作为补充，均以1978 年作为基期。CPEC表示“扩权强县”政策冲击的虚拟变量，试点县CPEC=1，否则为0。Postct为时间虚拟变量，改革发生当年及以后Postct为1，否则为0，考虑到各省“扩权强县”政策时点存在差异，若政策在12 月份以后实施，则将Postct按下一年进行处理。交乘项CPEC×Postct为本文关注的“扩权强县”核心解释变量，β1是其估计系数。引入特征变量S与年份多项式乘积，以避免政策试点的内生选择问题。φc和μt分别代表县级固定效应和年份固定效应，加入省份与年份的交叉项δpt。

当考察行政分权对要素配置的影响时，模型设定如下：模型（2）中，被解释变量zit代表企业生产效率，控制变量X额外包含企业特征：杠杆率、现金持有率、企业规模、企业年龄及相应平方项，θi代表企业固定效应。

2.动态效应检验模型。为保证双重差分模型有效性，参考Beck 等②Beck T.，Levine R.，Levkov A.，“Big Bad Banks？ The Winners and Losers from Bank Deregulation in the United States”，Journal of Finance，2010，65（5），pp.1637-1667.的方法，构建如下模型进行检验：模型（3）中，Dyearct代表政策发生前后年份的虚拟变量，当县（市）位于政策发生当年时，Dyearct=0；当位于政策发生前1 年时赋值为-1，前2 年赋值为-2，位于政策发生后1 年赋值为1，后2 年赋值为2，以此类推。由于政策时间区间两端的样本观测值数量较少，将Dyearct<-5 的年份统一设置为-5，并将其作为基准期。

所有模型的标准误均聚类到县级层面，以克服潜在的序列相关问题。

（三）数据说明

本文所用县域数据来自《全国地市县财政统计资料》和《中国县（市）社会经济统计年鉴》，企业数据来自中国工业企业数据库，“扩权强县”政策试点信息整理自各省相关政策文件。由于统计口径的变化，《全国地市县财政统计资料》中的县级基本建设、医疗、教育支出等关键指标年份不统一，数据存在一定程度缺失，无法获取2007 年后的数据，而《中国县（市）社会经济统计年鉴》无法获取2000 年以前的数据，综合考虑关键变量可得性和政策覆盖率，选取2000—2009 年作为样本考察期。本文对数据做如下处理：第一，删除直辖市及发生撤县设区的样本；海南省自建省以来实施市县分管体制，浙江的省管县体制实施较早，甘肃省数据缺失严重，因此将以上省份数据删除。第二，使用Brandt 等③Brandt L.，Van Biesebroeck J.，Zhang Y.，“Creative Accounting or Creative Destruction？ Firm-level Productivity Growth in Chinese Manufacturing”，Journal of Development Economics，2012，97（2），pp.339-351.的方法对工业企业数据进行清洗，删除总资产小于100 万元、职工人数小于8 人、营业状态异常、总资产、固定资产、折旧等指标缺失以及不符合会计准则的企业④由于篇幅限制，主要变量及描述性统计不再展示，留存备索。。

四、基准回归结果分析

（一）基准回归结果

表1展示了行政分权改革对经济增长的影响效果，第（1）—（3）列和第（4）—（6）列分别以人均实际GDP 的对数值和实际GDP 的对数值作为被解释变量。估计结果显示，核心解释变量“扩权强县”改革（CPE）对两种经济增长的测度均表现出正向影响，在添加一系列控制变量并控制县（市）特征变量后，结果仍然成立。行政分权改革发生后，处理组相较于控制组的人均GDP 增长速度提高约7.39%，实际GDP 增长速度提高约6.54%，并且回归系数至少在10%水平上显著。该结论与此前研究结果一致，行政分权改革促进了试点县的经济增长。

表1 基准回归结果

（二）动态效应检验

使用模型（3）对行政分权改革的动态效应进行检验。整体来看，政策发生前处理组和控制组的经济增长水平不存在显著差异，满足共同趋势假设。政策实施当年的影响效果并不显著，可能原因在于：首先，改革政策的实施非一蹴而就，通常需要落地时间，而纵向权力结构的调整涉及政府间事权与利益的再分配，具有复杂性，因此部分权力在政策实施当年可能无法快速部署到位；其次，将经济社会管理权转化为经济绩效也需要一些流程，例如政府部门需要根据新的权力安排制定发展规划后才能使用新权限扩大相应要素投入。上述因素使得行政分权改革的经济影响效果存在滞后性①由于篇幅限制，动态效应检验结果不再显示，留存备索。。

（三）安慰剂检验

我国改革政策推行较为频繁，考察期内可能存在多种干扰，同时存在由不可观测因素导致的内生性偏误。为排除干扰，参考Chetty 等②Chetty R.，Looney A.，Kroft K.，“Salience and Taxation： Theory and Evidence”，American Economic Review，2009，99，pp.1145-1177.、张克中等③张克中、欧阳洁、李文健：《缘何“减税难降负”：信息技术、征税能力与企业逃税》，《经济研究》2020 年第3 期。的做法，随机生成“扩权强县”改革的政策年份和政策试点，重复回归1000 次，并绘制估计结果的分布。结果表明，两个被解释变量安慰剂估计系数的均值接近于0，基准回归结果独立于分布之外。在考虑以上潜在问题后，基准回归结果仍然成立①由于篇幅限制，安慰剂检验结果不再展示，留存备索。。

（四）稳健性检验

基准回归考察了行政分权改革对经济增长的作用，为排除一系列干扰因素或内生性问题影响，进行如下稳健性检验。第一，如果经济发展潜力更好的县（市）更容易成为“扩权强县”试点，则会带来内生性干扰。使用倾向得分匹配筛选可能成为政策试点的因素，将近邻匹配率设定为1∶1，匹配半径为0.01，根据频数加权回归，重新检验基准回归结论。第二，替换被解释变量测度。以GDP 度量经济发展，容易受价格因素干扰，无法全面反映经济发展水平②Rawski T. G.，“What is Happening to China’s GDP Statistics？”，China Economic Review，2001，12（4），pp.347-354.。选取县级层面夜间灯光的平均亮度（取对数）作为替代。第三，排除干扰样本。民族自治县作为相对特殊的县级行政单位，通常发展水平较低、地理位置偏僻，经济增长目标也相对淡化，进一步将民族自治县样本删除再次进行检验。第四，排除考察期变动带来的干扰。受数据可得性限制，各类政府支出数据区间为2000—2006 年，相较被解释变量的考察期更短。因此，选取2003—2006 年作为考察期重新检验基准回归结论。第五，排除政策干扰。主要考虑四种干扰性政策，分别是西部大开发、中部崛起、省直管县改革和加入世界贸易组织。为避免干扰，删除所有西部地区样本。2006 年4 月《中共中央、国务院关于促进中部地区崛起的若干意见》（中发〔2006〕10 号）正式发布，引入中部崛起政策试点与政策时点的交乘项控制其影响。基准回归中已经包含省直管县哑变量，进一步删除考察期内所有发生过省直管县改革的样本。我国于2001 年末加入世界贸易组织，但县级外贸和关税数据缺失严重③关于县级层面外贸数据，我们获取到2000—2009 年间进口、实际利用外资额和出口三种，其中进口和实际利用外资额缺失严重，出口数据有4000 多个观测值，与县域数据匹配后仅剩2858 个观测值，不足样本总量的20%。综合考虑，选取省级层面外贸数据作为替代。，地级市层面缺少2004 年以前的进出口数据，综合考虑，引入省级层面外贸依存度变量加以控制④引入省级层面外贸依存度后，将无法控制县级层面固定效应，因此控制省份固定效应、年份固定效应和省份×时间固定效应作为替代。。第六，删除一次性推进改革的省份。吉林省、湖南省和广东省在全省一次性推广“扩权强县”改革。为避免特殊干扰，删除这三个省份。考虑各类潜在问题后，稳健性估计结果与基准回归基本一致，基本结论具有较强稳健性⑤由于篇幅限制，稳健性估计结果留存备索。。

五、作用渠道：行政分权如何促进经济增长？

（一）政府财政支出的扩张与加强招商引资

“扩权强县”改革以“加快县域经济发展”作为首要目标，在横向竞争和晋升锦标赛的激励下，地方官员有动机追求易于度量的政绩，而扩大财政支出、提供更多公共基础设施⑥王贤彬、张莉、徐现祥：《地方政府土地出让、基础设施投资与地方经济增长》，《中国工业经济》2014 年第7 期。、加强招商引资等手段有助于实现更高经济产出，政府的生产性财政支出是经济增长的重要动力⑦Aschauer D. A.，“Is Public Expenditure Productive？”，Journal of Monetary Economics，1989，23（2），pp.177-200.。经典理论框架下，政府的生产性财政支出直接进入生产函数⑧Barro R.，“Government Spending in a Simple-model of Endogenous Growth”，The Journal of Political Economy，1990，98（S5），pp.103-125.⑨郭庆旺、贾俊雪：《政府公共资本投资的长期经济增长效应》，《经济研究》2006 年第7 期。⑩郭庆旺、吕冰洋、张德勇：《财政支出结构与经济增长》，《经济理论与经济管理》2003 年第11 期。，能够补充私人投资、提供公共品、增加全社会资本存量、促进市场主体发展①韩保江、韩心灵：《公共产品供给与经济增长：影响机制与实证分析——基于31 个省级面板数据模型》，《经济社会体制比较》2017 年第5 期。②刘冲、吴群锋、刘青：《交通基础设施、市场可达性与企业生产率——基于竞争和资源配置的视角》，《经济研究》2020 年第7 期。，从而促进经济增长。行政分权改革政策下放了经济社会管理权限，方便县级政府招商引资，能够吸引更多企业入驻，进而推动经济增长。

为验证行政分权改革通过扩大政府财政支出、加强招商引资影响经济增长这一作用渠道，分别以政府基本建设支出占总支出或GDP 比重、基本建设投资完成额（表示政府的生产性支出）、政府人均财政支出规模（表示政府财政支出规模大小）、辖区内规模以上工业企业总数（以重点企业数量代表招商引资力度）作为被解释变量，基于模型（1）进行回归。

表2结果表明，“扩权强县”改革显著扩大了试点县政府基本建设支出和财政支出规模，促进辖区内工业企业数量增加，进而推动试点县经济增长。

表2 作用渠道一

（二）扩大外资使用规模

在东道国人力资本存量较高，基础设施完善的情况下，FDI 可以有效促进经济增长③Borensztein E.，De Gregorio J.，Lee J.，“How Does Foreign Direct Investment Affect Economic Growth？”， Journal of International Economics，1998，45（1），pp.115-135.。部分学者发现，在与本文考察期相近的时期，FDI 对经济增长的促进作用甚至强于国内固定资本投资④郭熙保、罗知：《外资特征对中国经济增长的影响》，《经济研究》2009 年第5 期。。长期以来，地方政府高度重视吸引外资。因此，“扩权强县”改革发生后，外资使用将成为促进县域经济增长的渠道之一。通过深入分析“扩权强县”改革文件，发现较多省份强调“要在利用外资规模和质量上实现新的突破”。由于无法获取县级层面实际使用FDI 数据，为进行检验，以县（市）外资（包含港澳台）工业企业总数作为被解释变量，基于模型（1）回归。表3 第（1）列估计结果显示，“扩权强县”改革发生后，试点县外资企业数量显著增加，说明试点县可以通过扩大外资使用规模促进经济增长。

表3 作用渠道二、三、四

（三）扩大出口规模

已有文献指出，简政放权可以提升企业出口绩效⑤许和连、王海成：《简政放权改革会改善企业出口绩效吗？——基于出口退（免）税审批权下放的准自然试验》，《经济研究》2018 年第3 期。。行政分权改革发生后，县级政府获得的出口审批权限，有效提升辖区内企业出口便利度，同时可以因地制宜地对企业采取针对性的补贴、融资等策略，有助于提升企业出口水平。为进行检验，分别以工业企业出口额、县域层面发生出口行为的企业总数作为被解释变量，度量县（市）层面出口水平。表3 第（2）①第（2）列基于模型（2）进行估计，额外控制了5 个企业特征变量。（3）列估计结果显示，改革发生后，试点县企业的出口额和出口企业数量均显著提升，验证了行政分权改革通过扩大出口规模促进经济增长这一作用渠道。

（四）县级政府间的横向竞争

政府间竞争和晋升激励是分权改革促进经济增长的基本逻辑，然而，较少文献从经验层面直接验证该影响渠道。如果该影响渠道存在，那么一个自然的结论是，县级政府面临的竞争压力越大，那么其经济发展的动机也应该越强，“扩权强县”改革对经济增长的作用效果也越强。因此，本文从以下两方面进行检验。第一，以历年各地级市下属县级行政单位中，“扩权强县”改革试点县数量占县级行政区比重CEPweight作为解释变量，该变量越大，表明越多试点县发生改革，直接反映试点县间的竞争程度。表3 第（4）（5）列估计结果表明，地级市参与改革的县市比重越大，竞争越激烈，“扩权强县”改革对经济增长的促进作用越强。第二，一般而言，上级政府对试点县的考核越严格，试点县压力就越大。为进行检验，借鉴李永友等②李永友、陈安琪、曹畅：《分权时序与地方财政支出结构——基于中国省级权力下放实践的经验分析》，《财政研究》2021 年第7 期。的思路，我们检索各省份“扩权强县”改革的政策文件，设定考核强度指标evaluation，若文件规定“严格考核”“定期检查”“动态奖惩”“与官员晋升挂钩”，则计evaluation=1，否则为0。在模型（1）中引入交乘项CPE×evaluation，若该项估计系数显著为正，则说明竞争压力是导致试点县经济增长的渠道。表3 第（6）—（7）列验证了该渠道。第三，参考许敬轩等③许敬轩、王小龙、何振：《多维绩效考核、中国式政府竞争与地方税收征管》，《经济研究》2019 年第4 期。、余泳泽等④余泳泽、潘妍：《中国经济高速增长与服务业结构升级滞后并存之谜——基于地方经济增长目标约束视角的解释》，《经济研究》2019 年第3 期。的做法，用历年地市级行政区下辖的县级行政区数量表示该市辖区内县（市）的竞争程度，基本逻辑是，同一级别行政区主官之间的政绩是决定晋升的重要依据，一个地级市下辖的县（市）越多，往往竞争越激烈。将样本按地级市下辖县（市）数量的中位数进行分组，分别进行回归①由于篇幅限制，分组回归结果不再列出，留存备索。，结果表明，竞争越激烈的组，经济增长效果越强。

六、改革为何终止

（一）县级政府财权与事权的匹配

地方政府拥有的事权越大，需要的财政支持也相应越多。然而，在“扩权强县”改革中存在地级市与试点县间的博弈，各省“扩权强县”文件虽然要求“县（市、区）地方财政自给有余”，但并未就财政支持作出具体保障。行政分权改革的本质是将原本属于地级市的经济社会管理权下放给县级政府，这可能引发地级市政府的警觉，地级市为防备自身失去统筹试点县财政的便利，可能策略性地先行减少对试点县的财政支持。因此，有必要检验试点县财政转移支付的相对变化。一般性转移支付通常不限定用途，地方政府可以自主使用资金②马光荣、郭庆旺、刘畅：《财政转移支付结构与地区经济增长》，《中国社会科学》2016 年第9 期。，因此，分别以县级政府人均一般性转移支付收入、一般性转移支付占GDP 比重作为被解释变量，基于模型（1）进行回归。

结果显示，“扩权强县”改革发生后，试点县（市）人均一般性转移支付收入显著下降，而影响渠道部分发现县级政府财政支出增加，因此政府财政约束收紧。结论表明，当存在市县博弈时，“扩权强县”改革无法有效平衡试点县的财权与事权③篇幅所限，本节估计结果留存备索。。

（二）县级政府支出结构的变化

教育、科技、医疗等非生产性投资对经济增长的作用虽然较慢，但同样重要，然而，“扩权强县”改革强调经济增长这一主要目标，官员为实现晋升可能调整财政支出行为④Niskanen W. A.，“The Peculiar Economics of Bureaucracy”，American Economic Review，1968，58（2），pp.293-305.。非生产性支出在短期内无法带来经济增长，因此，地方政府更愿意增加能直接带来经济增长的支出，减少其他支出，以保障主要政策目标顺利实现。当财政支持不充分时，地方政府这一动机更加强烈。

为进行检验，分别以教育与科技支出、医疗卫生支出等非生产性支出⑤非生产性支出包含医疗卫生、社会保障、行政管理费、科技教育、农林水气支出、公检法支出和其他各项支出，这些支出通常无法直接转化为GDP。占比作为被解释变量，基于模型（1）进行回归。估计结果表明，改革发生后，处理组的教育与科技等非生产性支出比重显著下降，医疗卫生支出没有提升⑥篇幅所限，本节估计结果留存备索。。

行政分权改革以经济增长为主要考核目标，使得县级政府提高基本建设支出比重，但教育、医疗等非生产性支出被“挤出”，具有“重增长、轻民生”的支出结构特征。该结论一定程度反映了县域经济发展过程中存在的过度投资、公共服务发展水平滞后等问题。

（三）资源配置效率

考察行政分权改革对县域资源配置效率的影响，发现根据OP 法测算的企业全要素生产率未发生显著变化，使用Heish 和Klenow⑦Hsieh C.，Klenow P. J.，“Misallocation and Manufacturing TFP in China and India”，Quarterly Journal of Economics，2009，124（4），pp.1403-1448.方法测算的资源错配程度作为被解释变量，估计结果表明资源配置效率也并未显著提升⑧篇幅所限，本节估计结果留存备索。。

研究发现，在下放行政权力的过程中，县级政府获得的一般性财政转移支付减少，加剧政府财权与事权失衡，县级政府偏向“重增长、轻民生”的支出结构，资源配置效率并未提升。这些问题表明，“扩权强县”改革在实际推广过程中可能存在争议。诸多学者从政策角度提出类似看法，例如改革可能导致区域经济增长中心将更难形成、延缓经济规模的集中度、阻碍区域经济的分工与合作、省级政府监管成本大幅提升①郑风田：《不宜神化“省直管县”》，《人民论坛》2009 年第18 期。、加剧县域公共品供给压力、县级政府难以转变为服务型政府等②刘尚希：《改革成果存续时间是否太短——对“省直管县”欢呼背后的冷思考》，《人民论坛》2009 年第4 期。。除此之外，地级市截留权力和财力、以“撤县设区”应对“扩权强县”③纪小乐、魏建：《行政区划调整如何推动中国城市化的进程：动因、类型与方向》，《齐鲁学刊》2019 年第3 期。之类的博弈手段也可能存在。

七、结论与政策建议

本文以行政分权改革在省级以下的大规模实践——“扩权强县”作为研究对象，评估行政分权改革对县域经济增长的政策效果，并对作用渠道和潜在政策影响进行全面考察。结论如下：“扩权强县”改革能够显著促进县域经济增长；改革发生后，试点县生产性支出增加，招商引资、外资使用和出口规模显著提升，同时政府间横向竞争更加激烈，这些因素是“扩权强县”改革促进县域经济增长的作用渠道；“扩权强县”改革未能协调好试点县的财权与事权关系，改革发生后，试点县获得的转移支付收入减少，财政约束收紧，政府采取“重增长、轻民生”的支出结构，县域生产效率和资源配置效率也并未得到改善。本文发现，“扩权强县”在推动县域经济高质量发展方面还有一定政策优化空间，这可能是改革于2010 年后逐渐停止的原因之一。基于这一点，本文提出如下政策建议：

第一，行政分权改革要以充足的财政支持作为基础。行政分权改革发生后，政府财政约束收紧，促使政府扩大生产性支出比重。为避免政府采取偏向性支出的策略性行为，应适当提升对试点县（市）的财政转移支付支持力度，或提供非生产性支出专项资金，以保障经济发展与公共服务水平的相对平衡，这对当前高质量发展具有重要意义。第二，深化分权改革应采取从政府主导到市场主导的发展路线。在深化体制机制改革的要求下，行政分权改革应更加注重政府与市场间的权力结构优化，提高行政效率，减轻财政负担。第三，平衡好不同区域、不同发展水平县（市）之间的改革进程与发展动能。相对落后、财政能力不足的地区无法充分享受到扩权改革的红利，为此应充分考虑到不同地区差异化的发展现实和能力，针对性地制定分权策略，实现精准施策。