作者简介：叶杰，浙江工商大学公共管理学院副教授
文章来源：《公共管理与政策评论》2024年第3期
摘要：财政安全是经济安全的基础和保障。财政省直管县改革是构筑县级财政安全防线的重要屏障，是解释中国地方政府财政安全的重要途径。本文选取山西省作为典型案例，以财政省直管县为准自然实验，考察了财政分权改革对县级财政收支平衡度的政策效应。采取倾向得分匹配与双重差分法相结合(PSM+DID)的方式，识别出改革对县级财政收支比的因果处置效应，并从社会资源整合能力机制、内部动力机制和外部压力机制三个角度验证了因果处置效应的内在机理。研究表明，财政省直管县改革显著提升试点县6个百分比的财政收支比，且政策效应具有滞后性和持续性。这一结论在通过改变计量方法、更换样本以及安慰剂检验后依然成立。本文从财政体制改革角度为认识地方财政安全提供了解释路径，为持续推进和深化财政省直管县改革提供了学理依据。
关键词：财政安全；财政分权；省直管县；财政收支平衡
一、问题的提出：地方财政安全与财政省直管县改革
站在中华民族伟大复兴的战略全局和世界百年未有之大变局的历史坐标上，党中央在2020年7月30日政治局会议上作出了构建新发展格局的重大战略决策。在构建新发展格局中，“安全”被提高到了前所未有的高度，并和“发展”一起共同构成开启下一个百年奋斗目标，实现下一个五年规划和2035年远景目标的重要考量。党的十九届五中全会通过的《十四五规划和二〇三五年远景目标》在原先“更高质量、更有效率、更加公平、更可持续”四个发展原则的基础上，进一步增加了“更为安全”的原则和要求，同时还强调“注重防范化解重大风险挑战，实现发展质量、结构、规模、速度、效益、安全相统一”。不难看出，严守经济安全底线已然成为党和政府治国理政，特别是做好经济工作的基本遵循。
在诸多经济安全中，财政安全是最重要的安全。这是因为，从安全角度讲，财政是国家治理的基础和重要支持以及其他安全的保障，事关政府职能履行落地以及党和国家事业发展全局；从风险角度讲，财政风险不仅危害最大、危险性最强，而且极易成为各领域、各方面风险的转移和集聚地，是所有风险的最后一道防线。作为中西方共同恪守的古老而经典的财政原则，“量入以为出”，促进财政收支平衡，践行安全财政理念，从来都是财政安全的应有之义和重要保障。然而近年特别是新冠疫情发生以来，我国财政安全形势不容乐观，特别是地方财政收支问题较为突出。2020—2021年，地方一般公共预算收入分别为183439亿元和193293亿元，支出210492亿元和211271亿元，赤字达到27053亿元和17978亿元。即便在疫情未暴发的2017—2019年，当年赤字也分别达到16806亿元、20620亿元、17979亿元。因此，降低财政赤字率，促进财政收支平衡，守护财政安全，任重而道远。
一个容易理解的逻辑是，在发展型政府的角色定位和组织使命以及中国特色财政联邦主义和行政发包等制度条件下，随着刚性民生类支出不断加大，地方政府既具有了收不抵支的必然性，也具备了形成财政赤字的动力、激励和能力。近两年只是疫情冲击放大了财政潜在的风险问题。然而，几十年来我国地方政府并未爆发系统性的财政风险，截至2020年年末，地方债务余额与GDP的比值（负债率）远低于60%的国际警戒线，地方财政风险总体可控。如何解释这一具有悖论式的现象，本文认为，除了《预算法》及中央制定的相关债务管理法规政策外，还应着眼于更为基础、更具根本意义的财政体制。财政体制垂直结构的设置与政治体制密切相关，财政省直管县是财政体制垂直结构改革的重要内容，对县政府行为、县域经济发展和县级财政收支具有重要影响，是构筑县级政府财政安全防线的重要屏障，是解释中国地方政府财政安全的重要途径。
早在改革开放初期，为了加快推动工业化、城市化和现代化，在佩鲁的增长极、布代维尔等人的区域经济增长极以及赫希曼的“涓滴效应”等理论支持下，中央和省级政府为了鼓励和支持做强做大中心城市，各地区逐步实现了市管县体制，力图集中资源，优先发展地方中心城市，然后通过中心城市发挥经济辐射功能和经济增长的“溢出效应”，带动周边县域经济社会发展，最终实现中心城市和周边县域共同发展。必须承认的是，改革开放后，市管县体制确实造就了一批经济发达的中心城市，成为所在区域经济的重要增长极，构筑了中国城市体系的基础骨架。然而，在市管县体制的实际运行过程中，出现了一系列政策意外。中心城市和市级政府对所属县域及县级政府的“吃、刮、卡、压”问题日渐凸显，形成甚至放大了所谓的“极化效应”和“虹吸效应”，各界对市管县体制的批评也随之甚嚣尘上。
正是意识到市管县对县域经济和财政发展的体制性制约，中央相继出台了各种规范性政策文件，限制市管县的体制作用，并逐步推行省直管县改革。其中，财政分权是各地省直管县改革共同的内容和目标，它赋予了县级政权更多的自主权以推动县域经济社会发展，县域经济也确实因此而获得了空前的发展机遇和更好的发展条件，并取得了显著的经济绩效。随着财政省直管县改革的持续推进，特别是进入新发展阶段后，面对“统筹发展与安全”的历史性任务，如何认识和看待财政体制改革对于缓解县级财政困难和提高县级财政安全水平的作用，是一项兼具理论和实践意义的课题。本文着眼于我国地方财政安全问题，关注财政省直管县对县级财政纾困的影响，具体研究改革对县级财政收支平衡的政策效应。
本文接下来的安排如下：第二部分交代山西财政省直管县改革的制度背景，并说明选取山西作为研究对象的依据和原因；进行文献回顾，梳理财政省直管县改革对县级财政政策效应的相关研究，明确本研究的学术价值和研究定位；提出研究假设，从制度环境以及社会资源整合能力机制、内部动力机制和外部压力机制三个角度建立了财政省直管县改革促进县级财政收支平衡内在机理的理论模型。第三部分是研究设计，该部分提出采取倾向得分匹配与双重差分相结合的反事实估计策略的依据、原理、步骤和优势，并交代了变量选取和数据选择的基本情况。第四部分是实证结果与分析，汇报了财政省直管县改革对县级财政收支平衡的平均处置效应、改革的动态效应，并进行了多个维度的稳健性检验。第五部分是影响机制检验，进一步梳理形成改革政策效应的内在机理。第六部分是研究的总结和对未来研究的展望，指出本研究的主要发现、基本观点、学术价值和不足之处以及未来的研究方向。
二、制度环境、文献回顾与研究假说
（一）制度背景：省直管县改革与山西省财政省直管县实践
自21世纪初以来，全国各地纷纷开始了以财政省管县、扩大县经济社会管理权为主要内容的省管县改革，山西省财政分权改革就是在此背景下开展的。
1.作为财政分权改革的山西财政省直管县
自省直管县推行以来，山西省一直积极参与这项改革进程中，并于2006年12月开始正式启动了财政省直管县改革试点。从政策文本和实践来看，山西省财政省直管县改革主要包括以下内容：一是依据事项明晰地方各级政府支出责任；二是按属地原则划分收入；三是统一规范税收共享收入范围和分享比例，重新核定体制基数，保证各级财政既得利益；四是建立增收返还机制，鼓励县级多收多得；五是补助困难县，财政体制调整时，凡市本级人均财力高于全省市级人均财力的，市级财政应按超出平均财力数额的一定比例用于对所属困难县的定额财力补助；六是各市对所属县区的财政体制调整，必须按照全省的统一规定划分市县收入范围，合理确定对县区的体制补助（或上解）及定额财力补助。总之，改革在收支划分、体制基数、税收返还、财政结算、资金调度、转移支付、专项补助等方面实现了由省直接管理到县。
2.选择山西作为分析财政省直管县改革与县级财政收支平衡关系的样本意义
与“国发[2005]24号”文一样，山西省政府颁布的《通知》开宗明义并明确指出，改革的背景是“财权、事权不统一，市对县财政体制不规范，上级集中较多、县级收入留成过小等”，“上述问题影响了县乡政府培植财源、组织收入的积极性”，不利于缓解县乡财政困难，不利于保持财政收入的稳定快速增长，不利于建立公共财政，甚至在一定程度上影响了地方财政安全。
很显然，山西省的改革在全国具有典型性和代表性。正如一滴水以其相同的分子结构能折射长江黄河和汪洋大海的本质一样，本文认为，通过解剖山西样本的这只“麻雀”，是可以窥测财政省直管县改革对县级财政平衡政策效应的全貌的。进一步地，选择山西而不是其他省份和全国性样本的可行性、典型性和科学性原因还包括：第一，财政省直管县改革形塑地方政府行为，特别是改革对县级财政收支的影响的机理具有一致性，因此，通过山西“一孔”的研究，可以分析推测和掌握全国其他“各孔”情况，案例具有良好的典型性和代表性。第二，各省推进财政省直管县改革的时间并不一致，不能进行基于全国数据的研究，经过数据检索和比对发现，在政策时间段内，山西省的数据具有较好的可得性、一致性和完整性。第三，财政省直管县改革是对省市县各级财政的利益调整，具有很强的政策性和一定程度的政治性，改革的力度、强度、速度以及具体试点的范围和选择，都是各种力量博弈的结果，具有很强的内生性，且由于我国省域治理和改革自主权大，各省异质性强，如果进行跨省样本分析，则很难捕捉和控制各类可观察和不可观察的影响因素，更难揭示财政省直管县改革与县级财政平衡之间的关系。而只选取某个省作为案例，则可以显著改善那些跨地区数据研究中存在的制度与文化差异带来的异质性问题，有效避免那些重要却难以捕捉或量化的影响财政收支平衡的制度和文化性因素带来的有偏估计。
（二）文献回顾：财政省直管县改革对县级财政的政策效应
针对财政省直管县改革对县级政府财政的政策效应，目前的研究集中在以下四个方面：
第一，改革对县级财政纾困的影响。
由于研究视角、方法和样本等方面的原因，省直管县能否解决县级财政问题，学术界的意见并不一致。持支持论者认为，改革有利于减少财政链条和管理层级，有利于增强县级财政地位，加大了省级财政的支持力度。新近的研究显示，改革确实增加了县级财政收入增长率。持审慎论者则认为，县级财政困境源于分税制而非“市管县”的财政体制，而省直管县并未动摇和改变这一基本格局，因而改革无助县级财政纾困，反而因改革造成新的矛盾，加剧县级财政困境。
第二，改革对财政管理效率的影响。
肖洁等人利用1392个县和县级市的数据发现，财政省直管县改革和“扩权强县”改革弱化了县（县级市）和地级市政府间的管理关系，有助于实现全面省直管县改革。浙江的实践调研案例也表明，省、县政府间公文上传下达正常完成时间由原来的十五天缩短到七天，财政资金由省到县从原来至少三天缩短至一天，行政管理效率大大提升。当然，改革对财政管理效率的负面效应也存在，主要表现省级财政对地方财政的支撑和管理难度加大、矛盾集中，县级政府财力与支出责任不相匹配等问题。
第三，改革对财政支出结构的影响。
在晋升压力下，地方政府相互竞争，对民生性公共服务的供给偏好较低，而经典分权理论认为由地方政府提供公共服务与本地居民偏好更加匹配，因而省直管县重要的改革初衷之一就是要促进民生类财政支出。然而，两项基于全国性数据的研究工作都发现，省直管县给予基层政府更大的自主决策权，会加重县级政府“重基建、轻民生性公共服务”的支出倾向：陈思霞等人的研究发现，省直管县显著提高了基础建设支出比重，降低教育等民生性服务支出占比，且这种倾向在贫困地区更为明显。宁静等人的研究工作进一步发现，在医疗服务方面，改革导致医疗支出和教育支出比重相比于改革前分别下降了11.67%和4.19%。
第四，改革对财政收入努力的影响。
税收是地方政府重要的财政收入来源，作为重要的财政制度改革，省直管县对县级政府收入努力的政策作用，也得到了学界关注。李广众等人从企业盈余管理的角度发现，省直管县改革能够激励县级政府加强税收征管，抑制企业逃税；王小龙等进一步发现省直管县使得县域工业企业实际有效税率显著降低约0.45个百分点，且该效应具有持续性。不过，改革提高县级政府税收自主权和税收努力的影响，会受到来自转移支付水平提升作用的抵消，这种抵消作用在经济落后、转移支付依赖度高的地区表现尤甚。
学界对财政省直管县的研究并未间断，但改革的初衷——改善县级财政情况，缓解县乡财政压力，却未得到持续性的跟进。从现有文献来看，关于财政省直管县改革是否能解决县级财政问题的研究，不论是支持论还是审慎论，都集中在十余年前。就政策研究的内在属性而言，这些研究对于当前持续推进和优化财政省直管县，不论就其解释力还是指导性而言，都只具备基于惯性的具有推论性质的价值。而政策效应的发挥，很多时候具有滞后性和延续性。特别是财政省直管县这种长期实施的、一直处于动态调整中的公共政策，更应该进行持续长期跟进。进一步地，在财政纾困的基础上，本文关注一个更为本质性的问题——改革对于县级财政收支平衡的政策效应。
（三）研究假设：改革促进县级财政收支平衡的内在机理
一般而言，财政收支平衡，指的是财政收入和财政支出数量相等，财政收支平衡程度指的是两者的对比关系。财政的动态平衡是政府财政存续的必要条件，是衡量政府财政风险和能力的重要指标，财政平衡意味着政府拥有的财力能够满足政府的支出责任。实现财政收支平衡，促进财政健康稳定，是古今中外政府的共同目标。按照《礼记·王制》，早在奴隶社会，中国就已经提出“量入以为出”的财政预算原则。
与西方的财政周期平衡理论和补偿性财政政策不同，新中国建立以来，中央坚持实行“收支平衡，略有结余”的财政政策。因为不论是从财政理论、财政历史，还是社会主义国家经济建设的实践来看，出现过多的财政结余，或是财政赤字，都会对国民经济产生不利影响。过多的财政结余，会导致物资储备不合理，积压过多，资金周转减缓；出现赤字，可能导致财政性货币发行，从资金和物资的关系上说，是安排了一部分没有物资保证的支出，其结果会造成物资供应紧张，物价上涨，直接影响人民的生活水平。财政收支平衡意味着财政分配与物资分配相适应，这是保证国民经济持续、稳定、协调发展的必要条件。
在政治晋升压力的制度条件下，行政发包制赋予了地方政府完成上级确定的发包物的基础、动力和足够的权限与资源。财政收支平衡作为中央和各省赋予县级政府的重要使命，必然成为财政省直管县改革的重要目标。综合起来看，本文认为，财政省直管县改革促进县级财政收支平衡的内在机理包括社会资源整合能力机制、内部动力机制和外部压力机制。
（1）社会资源整合能力机制指的是财政省直管县改革后，在收支划分、体制基数、税收返还、财政结算、资金调度、转移支付、专项补助等方面由省直接管理到县，县级政府在包括资金、人才、政策等社会资源的调控整合方面能力增强，可以更加自主地做到财政分配与物资分配相适应，进而实现财政收入支持相平衡。
（2）内部动力机制指的是财政省直管县通过减少政策传递和资金拨付环节实现政策信息传递更加快捷和资金下达更加便利，从而提高财政运行效率。省直管县改革能够激励县级政府加强税收征管，且“鼓励县级多收多得”，县级财政地位提升，县级政府对财政的使用自主权也相应提升，县级政府有更强的动力改善县级财政情况，实现财政收支平衡。
（3）外部压力机制指的是在官员政治晋升压力和行政发包制背景下，县级主政官员必须完成上级政府规定的“发包物”，作为一项以提高财政自给率和缓解基层财政困境为出发点和宗旨的财政体制改革，财政省直管县不仅其本身就是一项来自中央和省级政府的重要发包物，又是完成经济增长和提高人民生活水平等其他发包物的重要支撑，因此，县级政府必须通过财政省直管县改革完成财政纾困、经济发展和提高人民生活水平等任务。
据此，本文提出了“财政省直管县改革显著促进了县级财政收支平衡”的研究假设。当然，这些机制是否并在多大程度上发挥作用，还有待进一步的经验研究。这是因为，财政收支平衡受到重大政策冲击、行政管理效率以及经济社会发展水平甚至县域自然条件、自然资源等方面的影响。进一步地，一个县是否成为财政省直管县改革试点，受到多种不可观测因素的影响，并非完全随机，要科学论证财政省直管县改革对县级财政收支平衡的政策效应，就必须从逻辑上排除或控制其他可能影响财政收支平衡的因素。为了对财政省直管县改革之于县级财政收支平衡的政策效应做出准确评估，本文借鉴自然科学研究中的实验法，采取在社会科学，特别是政策评估中经常使用的拟自然实验研究法，通过基于PSM-DID的反事实估计策略，模拟“同时观察一个县处于实施和不实施财政省直管县两种状态下的财政收支比水平”的情境，并控制其他不可观测因素带来的干扰，进而更为客观、精准地评估和分析财政省直管县改革对县级财政收支平衡的政策效应。
三、研究设计：基于倾向得分匹配与双重差分的反事实估计策略
（一）准自然实验设定
在社会实践中，一般不可能进行真正意义上的实验研究，因此在对某项社会公共政策进行评估时，往往就会采取准自然实验的方法。虽然不能做到完全随机选择研究对象，但研究结果较容易与现实拟合起来，是最有效的公共政策评估方法之一。
1.财政省直管县改革作为社会实践领域中的准自然实验
以财政分权改革实践为契机，本文对财政省直管县改革之于县级财政收支比的政策效应进行拟自然实验研究。本文的研究问题是，在其他可能的因素相同或保持不变的前提下，如果一个县实施了财政省直管县改革，则该县的财政收支比会发生何种变化？很显然，如果我们可以同时观察一个县处于实施和不实施财政省直管县两种状态下的财政收支比水平，则很显然，财政省直管县的改革效应就是两者的差值。遗憾的是，现实社会中这两种状态是不可能同时发生的，一个县或处于实施财政省直管县的状态，或处于没有实施改革的状态。若要测算两种状态下财政收支水平差值，就需要在一个真实状态基础上构造一个虚拟状态，即反事实的状态及其结果来识别改革对县级财政收支比的因果处置效应。
反事实估计为解决上述问题提供了处理方法，倾向得分匹配法则是政策评估中反事实估计的基本和常用方法。该方法的基本思路是：控制其他条件后，估算出控制组和处置组全体样本的倾向得分probability（X）。此基础上，将两组样本进行倾向匹配，以综合特征远近为基础，获取并确定处置组的“反事实结果”，估计匹配后两组样本再共同支撑域Sp上被解释变量差异的均值，得到实验的平均处置效应（The Average Treatment Effect on the Treated，ATT）：
在式（1）中，I1代表处置组，I0代表对照组，n1代表I1∩Sp交集中的样本，Y1i和Y0j分别代表处置组和对照组的被解释变量，W（i，j）为对照组县j的权重。
然而，PSM只能模拟基于可观测变量的反事实估计，却无法消除非观测变量带来的可能甚至较为严重的估计偏差。为此，学界引入双重差分法并将其与倾向得分匹配法结合起来，通过发挥双重差分法（DID）在控制不可观测变量上的优势和作用，利用面板数据和双重差分有效控制共同冲击和不随时间变化的个体特定因素等非观测因素带来的影响，进而显著降低估计偏差。同时，利用倾向得分匹配法的非参数估计，还弥补了双重差分法在估计结果变量条件期望时要求函数虚线性的不足。
在式（2）中，t0和t1分别代表处置组的事前时点和事后时点，图片分别代表消除了实验期间中处置组和对照组自身的变化趋势，图片即为实验对结果变量的处置效应。
2.财政省直管县改革对县级财政收支比政策效应的模型选择
本文以2007年开始正式实施财政省直管县的区域作为处置组，以山西省的其他县作为控制组，考察改革对县级财政收支比的影响。具体模型设定如下：
其中，模型（3）是用于PSM匹配的Logit回归模型，被解释变量（CZSZGXi）为是否加入政策试点的虚拟变量，若县i属于改革地区则为1，否则为0。此外，参照刘志红的研究，匹配变量选取了可能影响是否成为改革试点县选择的因素，即特定县的特征变量：城镇人口数（Urban），考察城镇人口规模带来的改革概率影响；乡村人口数（Rural），考察乡村人口规模带来的改革概率影响；粮食总产量（Grain），中央政府将粮食产量作为是否实施财政省直管县的重要考量，此处考察其对是否实施改革的影响概率；二产对GDP占比（Second）、三产对GDP的占比（Trird），考察产业结构及结构效应带来的改革概率影响；社会消费品零售总额（Consumer）和财政预算收入额（Budget）分别考察社会消费水平和财政能力及水平带来的改革概率影响。
模型（4）为用于DID的双向固定效应模型，通过年份固定效应，控制不同年份带来的差异，通过地区固定效应，控制不同县份存在的个体差异。β1则为双重差分估计的改革对试点地区财政收支比的净效应。为满足可忽略性假设，ConVars控制了部分影响县级财政收支比的变量。
（二）财政省直管县改革对县级财政收支比政策效应的变量选取
1.结果变量
目前衡量财政平衡程度的指标可分为绝对量指标和相对量指标，前者包括财政赤字（结余）额，后者包括财政赤字度（结余度）、财政依存度和财政平衡度。顾海兵等对比了测定财政平衡程度各指标间的优点和缺陷，认为财政平衡度（财政收入÷财政支出）数值在1周围波动，比较平滑，符合平衡概念本身的理论意义，且作为相对量指标，可以剔除货币计价等因素的影响，进而更好地进行横纵向比较，因而更适宜反映财政波动的本质，从理论和实证的角度来看，都是度量财政平衡程度的合适指标。本文认可并采取顾海兵等人的做法，将财政收支比作为财政平衡程度的操作性指标。
需说明的是，选择财政收支比作为财政省直管县改革的结果变量，还有一个重要原因是考虑到“靓女先嫁”造成的样本选择问题和内生性问题。一个明显的事实是，根据“晋政发（2006）45号文”，入选山西省省直管县改革试点的是标准国家级贫困县，而国家级贫困县的划定标准以当地人年均纯收入作为依据，而非县级财政收支比。这就意味着，作为本文被解释变量的财政收支比对财政省直管县改革没有必然的紧密联系，是改革的外生变量，因此本文不会因内生性问题对政策效应造成严重的有偏估计。
2.解释变量
DID模型的解释变量包括Policy、Year和Policy*Year三个虚拟变量。其中，Policy为分组虚拟变量，1代表改革县，0代表未改革县。Year表示政策冲击的时间虚拟变量，改革前取0，改革后取1。这里需要指出的是，此次山西省政府是2006年年底，且文件明确规定改革从2007年正式实施。这就意味着，2007年之前，各样本县的时间虚拟变量取0，2007年及之后则取1。Policy*Year表示改革分组与时间虚拟变量的交互项，其系数β1即为DID模型的财政省直管县的政策效应。
3.控制变量
考虑到双重差分估计方法不需要选取过多的控制变量，本文选取了城镇人口数（Urban）、乡村人口数（Rural）、粮食总产量（Grain）、二产对GDP占比（Second）、三产对GDP的占比（Third）、社会消费品零售总额（Consumer）、财政预算收入额（Budget）以及地区经济生产总值（GDP）八个指标作为控制变量。
（三）数据说明
本文中样本县指的是介于省市和乡镇的县级政权，也包括县级市等其他县级政权，但考虑到市辖区作为地级市所在地的中心城市的组成部分，其社会经济管理权限和普通的县具有较大差异，两者可比性不大，故未将其纳入分析样本。剔除市辖区后，本文所涉山西省县级行政单位共96个，其中，进入改革名单的县共计35个，其余61个县（市）均为未实施改革的控制组。本文数据来源于《山西统计年鉴》（2005—2018年）中的“县（市、区）篇”。
四、实证结果与分析
在描述性统计方面，表1展示了2004年—2017年96个样本县的城镇人口数、乡村人口数等八个控制变量4以及结果变量县级财政收支比的均值和标准差。
（一）样本匹配：通过样本匹配确保随机性
正如前文所述，观察财政省直管县对县级财政收支比的政策效应，理想的方式是对同一个县同时进行改革和不改革，进而比较改革影响下的财政收支比和不改革情形下的财政收支比。然而，这种理想的观察方式在现实生活中是不可能出现的。“反事实”的准自然实验，提供了解决这一问题的技术方法。经过近邻匹配后，从控制组和处置组各匹配变量的标准偏差值均小于0.1以及t检验显示p值均大于0.1的结果来看，改革县和非改革县的匹配变量均无显著差异。其他统计指标进一步显示，probit概率模型检验后的B值为20.1%，小于25%；PseudoR2值为0.007，按照Caliendo等人的判断标准，匹配后各主要变量对样本是否成为改革县的解释力已十分弱小，样本是否改革已然成为随机事件了。为确保控制组和处置组的实际可比性，即避免平均处置效应存在子集效应而进行的共同支撑条件检验进一步显示，较之于匹配前，匹配后两组样本的重叠部分较多，满足共同支撑条件（见图1）。
（二）基准模型检验：财政省直管县对改革县财政收支比的平均处置效应
在进行基准模型检验之前，为了直观地对比展示财政省直管县的改革效应，本文绘制了改革县和非改革县财政收支比的时间序列情况。图2的两条折线展示了2004—2017年间财政省直管县的改革县和非改革县财政收支比的具体数值，基于此，本文又利用EXCEL画图中的“添加趋势线”功能，对处理组（改革县）和对照组（非改革县）的财政平衡度的时间序列做了拟合。从折线图来看，试点县的财政收支比一直低于非改革县。而拟合趋势线则直观表明，相比较而言，财政省直管县改革有助于提升县级收支比。
表2汇报了财政省直管县对改革县财政收支比的DID估计结果。其中，列（1）、列（2）表示的是控制了地区效应和年份效应的OLS估计，列（3）、列（4）表示的是固定了地区效应和年份效应的双向固定效应估计。可以看出，不论是何种估计，我们重点关注的Police*Year变量的回归系数均为显著的正数，说明财政改革显著提高了改革县的财政收支比。
（三）滞后效应检验：政策效应释放的动态过程
表2只是从平均意义上估算了在考察年份期间，财政改革对改革县财政收支比的政策效应，并未展示政策效应释放的动态过程。从逻辑上说，政策效应既有可能在当年产生并逐步弱化，也有可能当年并不明显但随着时间的推移变得越来越强劲。因此，估算出平均处置效应后，必须进一步考察政策的滞后效应。为此，本文进一步引入了时间虚拟变量，用Year1、Year2、…，Year11分别代表政策实施当年、第二年直至政策实施后的第十一年。进一步地，将政策实施虚拟变量和年份变量相乘并得到两个变量的交互项，再进行带控制变量和不带控制变量的双向固定效应拟合。列（1）、列（3）代表的不加控制变量的估算结果显示，政策实施的前四年，改革对改革县财政收支比的政策效应并不显著，而从第五年起（2011年），财政省直管县的作用才逐步增强，并于政策实施后的第九年（2015年）达到顶峰。而列（2）、列（4）所代表的加入控制变量的模式估算结果也表明，改革实施第三年后，政策效应才真正显现，并同样在政策实施后的第九年（2015年）达到顶峰（见表3）。
（四）稳健性检验：不同维度下的政策效应再估算
1.基于不同估算方法的再检验
基准模型是基于近邻匹配的PSM估计。此处再进行半径匹配和核匹配，并以两种匹配结果为基础，再次估计财政省直管县政策对改革县财政收支比的平均处置效应。从表4可以看出，不论基于何种匹配方法，也不论是否包括控制变量，双向固定效应的估计结果均显示，财政省直管县对改革县财政收支比的回归系数均是正数，且都通过了显著性检验。进一步地，四个双向固定效应模型的回归系数值和基准模型的系数值基本一致，说明从估算方法的角度看，财政省直管县显著提高了改革县财政收支比的结论具有稳健性。
2.安慰剂检验
本文采取反事实安慰剂检验，选取改革前三年的样本数据，假定山西省在此期间实施了省直管县，并进行PSM-DID估算，若处置效应显著，说明“改革县”和非改革县财政收支比的发展趋势，在实施改革之前就存在不同的方向，则双重差分消除相同趋势和共同的不可观测因素的功能就不存在，反之亦然。从表5来看，在反事实估计期间，不论是否包括控制变量，基于双向固定效应的财政省直管县改革的平均处置效应均不显著，安慰剂检验进一步表明改革效应的真实存在。
3.平行趋势检验
平行趋势要求处置组和控制组样本在政策节点之前就存在相同的发展趋势，如果处置组和控制组样本在政策节点之前就存在不同的发展趋势，则双重差分发挥其消除非观测因素及其结果偏差功能的前提条件就不满足。具体来说，首先生成年份虚拟变量与处理组虚拟变量的交互项，做交互项对结果变量的回归，交互项的系数反映的就是特定年份处理组和控制组之间的差异（与基准组相比）。从图3来看，截至2013年，当然也包括了政策开始实施的2007年之前，虚拟变量与处理组虚拟变量的交互项的系数均不显著（95%的置信区间包含了0值），说明在政策时点前处理组和控制组不存在异质性的时间趋势。
4.基于替换样本的稳健性检验
考虑到倾向得分匹配的共同支撑条件可能受到倾向得分分布的尾部的影响，本文采取替换样本的修剪策略，如果基于修剪后的估计结果与前文基准结果基本一致，则表明基准结果不依赖倾向得分分布尾部的影响，说明其估计结果是可靠的，反之亦然。三种修剪水平后估计结果如表6所示，不难看出，基于5对1最邻近匹配和2%、5%和10%三种修剪水平的估计结果，与基准结果基本一致，说明前文得出的财政省直管县改革对县级财政收支比的作用方向和作用能力的估算结果具有较高稳健性。
五、影响机制检验
为更加深入分析财政省直管县改革对县级财政收支平衡的政策效应，本文参照贾俊雪等人采取的通过样本分类进行影响机理检验的方法，实证检验改革的内在机制，检验结果如表7所示。
（一）社会资源整合能力机制检验
社会资源整合能力指的是，财政省直管县改革后，政府对社会资源的调控整合方面能力增强，可以更加自主地做到财政分配与物资分配相适应，实现财政收支平衡。根据财政学基本原理，财政收入反映的是财政参与GDP分配过程的活动，而财政支出反映的则是财政在GDP使用过程的活动，财政支出通过它的规模和结构实现资源的配置，直接影响社会再生产的规模和结构，采取财政支出对GDP的占比更能全面准确地反映财政对宏观社会经济运行的调控能力和对社会资源的整合能力。
本文将其作为社会资源整合能力机制的指标。一个符合逻辑的推论是，对于财政收入对GDP占比较高的样本组而言，由于其社会资源整合能力较强，更能凭借财政省直管县改革，更加自主地做到财政分配与物资分配相适应，提升财政收支平衡度。而对于财政收入对GDP占比较低的样本组而言，由于其社会资源整合能力较弱，财政省直管县改革的政策作用较低，对其县级财政收支平衡的影响力较小。从表7列（1）、列（2）来看，上述假设和推论是成立的，说明县级财政收支平衡度的社会资源整合能力机制是存在的。
（二）内部动力机制检验
内部动力机制指的是财政省直管县改革通过提高财政运行效率、强化税收征管、激励县级政府多收多得、提升财政使用自主权等方式，改善财政状况，提升财政收支比。人均财政收入指的是地方财政年度收入总数与总人数的比值。人均财政收入代表了地方政府可以支配的社会资源的相对水平和能力。实施财政省直管县后，县级政府可以更加自主地支配地方财政收入，更加自主地调控宏观社会经济运行。因此，人均财政收入越低，地方政府可以支配的社会资源的相对水平和能力越弱，则越有动力进行财政省直管县，省直管县改革发挥政策作用的空间越大。
本文将人均财政收入水平作为内部动力机制的指标。一个符合逻辑的推论是，对于人均财政收入较低的样本组而言，由于其政策发挥作用空间较大，进行财政省直管县的动力越强，改革的政策效应应该越强。而对于人均财政收入较高的样本组而言，由于其政策发挥作用空间相对较小，进行财政省直管县的动力相对较弱，改革的政策效应应该越弱。从表7列（3）、列（4）来看，上述逻辑推论是成立的。在人均财政收入比较低的样本县中，财政省直管县的平均处置效应是显著的正向作用，而人均财政收入比较高的样本县，改革的平均处置效应没有通过显著性检验，这就说明财政省直管县改革促进县级财政收支平衡度的内部动力机制是存在的。
（三）外部压力机制检验
外部压力机制指的是在官员政治晋升压力和行政发包制背景下，县级主政官员必须完成上级政府规定的“发包物”，由于财政省直管县改革不仅本身就是一项来自中央和省级政府的重要发包物，又是完成经济增长和提高人民生活水平等其他发包物的重要支撑，所以县级政府必须通过财政省直管县改革完成财政纾困、经济发展和提高人民生活水平等任务。本文用人均社会消费品零售总额作为衡量财政省直管县改革促进县级财政收支比外部压力机制的操作性指标。社会消费品零售总额由社会商品供给和有支付能力的商品需求的规模所决定，是衡量人们消费水平和社会商品购买力的重要指标，能准确反映一定时期内人民物质文化生活水平的提高情况。
基于这个操作性指标，如果外部压力机制是成立的，则对于人均社会消费品零售总额较低的样本组而言，由于社会消费水平、社会购买力和人民物质文化生活水平较低，地方政府的外部压力较大，必须以财政省直管县改革为契机，提升县级财政收支平衡，实现财政纾困，改革的政策效应应该更为显著。而对于人均社会消费品零售总额较高的样本组而言，由于县级政府的外部压力较小，改革的政策效应应该越弱。从表7列（5）、列（6）来看，上述逻辑推论是成立的。在人均社会消费品零售总额较低的样本县中，财政省直管县的平均处置效应是显著的正向作用，而人均社会消费品零售总额较高的样本县，改革的平均处置效应没有通过显著性检验，这就说明财政省直管县改革促进县级财政收支平衡度的外部压力机制是存在的。
六、结论与未来的研究方向
党的十八大以来，党中央根据国家安全形势以及保障实现“两个一百年”奋斗目标和中华民族伟大复兴的中国梦的需要，提出了总体国家安全观。党的十八届三中全会提出“通过省直管县体制改革实现地方治理现代化”。党的十九届五中全会审议通过的《十四五规划和二○三五年远景目标》明确将“统筹发展与安全”作为今后一个相当长时期内党中央领导全国经济工作的基本原则和重要遵循。在此背景下，推进省直管县改革，守牢财政安全底线，是地方政府提升治理能力，统筹发展与安全的职责使命。完善垂直财政体制是实现县级财政纾困和收支平衡、促进县级财政安全的应有之义和重要动力，是彰显中国特色社会主义制度优势的重要内容和精彩板块。
重新检视财政体制改革和县级财政平衡的关系问题，是解码县级财政纾困，守护财政安全底线，输出地方财政安全中国经验的重要视角，更是社会给予理论界研究推进财政省直管县改革，实现县级财政收支平衡，确保地方财政安全的学术使命。本文以体制改革与地方财政安全的关系为视角，以山西省96个县的县级财政收支平衡度为研究对象，考察财政省直管县对县财政收支比的改革效应，就是对此所做出的一种回应。在论证财政省直管县改革促进县级财政收支平衡的内在机制后，本文搜集了山西省2004—2017年的面板数据，采取PSM-DID方法发现，财政省直管县改革显著提升了0.06个县级财政收支比，且改革效应并未在政策实施当年形成，而是具有一定的滞后性和长期性。同时，本文还从社会资源整合能力机制、外部压力机制、内部动力机制三个方面证实了财政省直管县改革对县级财政收支平衡的内在影响机制，这不仅为持续推进财政省直管县改革提供了学理依据，同时也表明改革效应的情境性和复杂性。
在上述研究发现基础上，我们还能进一步得到以下规律性启示：第一，在中国央地关系和管理情境下，赋予县级政府更高的财政自主权，并不会鼓励县级政府失去约束，走上财政赤字扩大化的道路，反而有助于建立和优化县级财政的激励和约束机制。第二，在发展型政府体制背景下，通过财政分权扩大县级政府财政自主性的改革，能够激发县级政府的能动性和创造性，促进县级政府进一步提高财政运行效率和税收征管效率，有效培育和提升县级政府科学支配财政收支能力，促进财政收支平衡。第三，财政省直管县体制，通过赋予县级政府更直接地对接省级和中央政府的职能和权限，使得县级政府逐步成为更具独立性和自主性的组织，更加高效地用好用足专项补助和转移支付等扶持性财政政策支持和制度红利，更善于经营和处理府际关系，是提升县级政府治理能力的重要制度安排。
虽然本文综合倾向得分匹配和双重差分法，对财政省直管县之于县级财政收支平衡的改革效应进行了准确评估，并从社会资源整合能力机制、外部压力机制、内部动力机制三个方面证实了财政省直管县改革对县级财政收支平衡的内在影响机制，但缺乏进一步评估和研究社会经济发展基础，如财政依存度、产业结构和企业能力等变量在财政省直管县的改革效应及其形成机制中的情境性作用或交互效应，未来应该进一步创设研究条件，继续寻找更能揭示财政省直管县改革效应的交互性、情境性和机制性因素，寻求或构建更为精准有效的操作性变量，以及构建能精确计算影响因素之间的相互关系及其复杂作用的分析工具和计量模型，进而对省直管县之于县级财政收支比的改革效应做出更加深入的分析，得出更具针对性和解释力的结论。