政府合并能削减财政支出规模吗——一项案例比较研究

高伟华，何 聪，高 琳

(1.浙江财经大学东方学院，浙江 嘉兴 314408；2.浙江财经大学财政税务学院，浙江 杭州 310018；3.浙江省新型高校智库地方财政研究院，浙江 杭州 310018)

一、引 言

对于中国这样一个管理层级多、幅员辽阔的超大型国家，如何低成本地释放国家治理效能始终是一大难题。作为国家治理体系神经末梢的县乡基层政府，直接面对民众和市场主体，其治理绩效关乎国家治理整体效果。然而，自20世纪90年代以来，基层政府普遍存在的财政困境致使公共服务和公共设施供给能力严重不足，加之为了应付层出不穷的改革任务，政策搁置与模糊执行成为基层治理的典型现象[1]，国家治理陷入“最后一公里”困境。为纾解县乡财政压力，中央政府一方面积极推进基层财政管理体制改革，例如“省直管县”“乡财县管”[2][3]，另一方面着力优化基层政府组织结构，力图降低政府运行成本、削减财政开支[4]。从20世纪90年代中后期开始，全国范围持续进行了大规模的乡镇撤并和村庄合并。县级政府合并虽然相对少见，但也呈增长态势，特别是2009年之后合并频率明显加快。围绕基层政府合并(包括村庄合并)的特征、动因及后果，学术界开展了一系列研究。在合并的影响效应方面，现有文献主要集中于评估合并对基层政治生态和公共生活的影响[5][6]、合并后的治理绩效[7][8][9]以及经济增长效应[10][11][12]等。

但是，对于基层政府合并的关键初衷——合并能否削减财政支出的经验证据还很不充分，目前相关研究仅见于刘穷志和苗高杰(2019)[13]、高琳(2013)[14]和贾俊雪等(2011)[4]。既有研究都使用大样本数据，观察的是平均效应，无法对特定场景的政府合并效果及适用条件进行评判。此外，他们均考察乡镇撤并的效果。但是，随着2005年开始的“以县为主”义务教育经费管理体制调整，基础教育等核心财政支出责任已从乡镇上移至县级政府，此时评估基层政府合并的财政绩效更应立足于县级政府合并。基于此，本文选取重庆市2011年同步实施的“万盛区—綦江县”和“双桥区—大足县”两个县域合并案例进行比较研究。

二、文献综述

关于何种政府组织结构更有利于削减财政支出，学术界形成了细碎型(fragmented)结构与整合型(consolidated)结构两种观点。细碎型结构观认为，给定行政区域内设置越多的辖区政府，越能够降低公共服务成本并制约政府规模扩张。这一方面是因为流动性的居民和企业可以迫使地方辖区政府以更低成本提供优质公共服务，否则居民和企业将迁往别的辖区，在公共服务市场的竞争压力下，地方政府必须提升运行效率、压低运行成本[15][16]。另一方面，辖区间竞争还有利于限制地方官僚为追求自身利益的预算规模最大化行为，制约政府对辖区居民和企业的财政剥夺，而财政剥夺的可能性与参与竞争的辖区政府数量成反比[17][18]。

整合型结构观质疑支持细碎型政府结构的条件在现实中不一定成立，比如居民无法自由流动、辖区居民不能获得公共服务成本信息[19]，给定区域内由众多分散的辖区政府提供公共服务还可能产生职责重叠问题[20]。在他们看来，大规模政府具有多方面益处：其一，面向更多的辖区民众提供服务可以分摊固定投入[19]；其二，大政府具备更高的专业管理能力，能够提高公共服务生产效率[21]；其三，大政府在采购时拥有更强的谈判势力，可以压低采购成本[22]；其四，一个更大的政府还可能因同时提供多种公共服务受益于投入品的分享或共同使用，获得范围经济优势[20]。这些优势有利于降低公共服务成本、削减财政支出。为此，整合型结构主义者主张将小规模辖区政府进行合并。但也有研究者指出，政府规模过大可能产生拥挤成本[23]，小政府合并成大政府可能带来规模不经济。公共支出的规模经济也与公共服务类型有关，资本密集型服务面向更大人口规模提供的确具有规模经济，但劳动密集型服务并非如此[24]。此外，还有一种观点认为，行政区规模可能不是公共服务成本的关键决定因素，即使是小政府也可以通过寻求与其他政府合作或者外包给私人企业来生产公共服务从而实现规模经济[25]。

为了检验政府合并究竟是否有利于削减财政支出，学者们大多利用各国基层政府合并政策进行识别。对此，一些研究发现政府合并的确发挥了支出削减效应，特别是在行政管理领域。例如，Reingenwertz(2012)对以色列的研究发现，市政合并削减了9%的财政支出，并且公共服务水平没有下降[26]。Blom-Hansen 等(2014)对荷兰地方政府合并、Cobban(2017)对加拿大安大略省的市政合并以及高琳(2013)对中国乡镇撤并的研究均发现政府合并削减了行政支出[27][25][14]。Miyazaki(2017)对日本近1600个市的研究发现，合并后城市人均经常支出在短暂增加之后逐渐下降[28]。

更多研究发现，政府合并的财政效应在不同公共领域表现不尽相同，对政府总支出的影响并不明确。Moisio 和 Uusitalo(2013)发现芬兰的市政合并虽然削减了8%的行政开支，但多数公共服务支出上升，总体上并不能削减财政开支[29]。Allers 和 Geertsma(2016)发现荷兰的地方政府合并对总支出也没有影响[30]。Blom-Hansen 等(2016)考察了丹麦市政合并对9项公共服务支出的影响，发现某些领域的成本节约效应被其他领域的恶化抵消[31]。针对德国、澳大利亚的研究揭示，地方政府合并既没有削减财政总支出，也没有削减行政、教育和医疗保健等分类支出[32][33]。对加拿大多伦多的研究发现，市政合并后消防、固体废弃物处理、公园及娱乐服务支出均上升，仅公共图书支出未受影响[34]，基于加拿大安大略省小型市政合并的案例研究也得到类似发现[35]。刘穷志和苗高杰(2019)基于河南省乡镇撤并的研究发现，合并虽然削减了行政支出，但推升了总支出[13]。

政府合并未能发挥支出削减效应，除了与公共项目自身属性有关外，国外学者大多立足于西方地方选举制背景，从选民及官僚集团利益层面展开政治经济学解释。对此主要有三种解释：一是为了让合并动议获得公民投票通过，合并方案存在妥协折中成分，比如安抚强势投票群体及在任官员，从而牺牲了效率目标；二是合并后政府规模扩大带来更复杂的官僚结构，引发协调和管理成本上升；三是合并后新政府对辖区公共服务和人事管理标准进行了整合，比如向合并前较高的一方看齐[36][37][38]。

综上所述，国内外研究揭示地方政府合并在多数情况下可以削减行政运行成本，但未必能够削减其他公共支出及政府总支出。从实践需求的角度来看，仍需识别何种合并更有利于削减财政支出。对于政府合并效果为何存在差异，同样需要超越选举制背景的解释。本文选取重庆市同步推进的两例区县合并进行比较研究，同一个城市内部的案例比较有助于剔除城市层面因素的干扰，较精准识别县域自身条件对合并效果的影响，有助于为进一步推进县级政府合并提供基本行动指南。

三、研究设计

(一)案例选取

本文的研究对象是县级政府合并。2000年以来，中国部分大中城市陆续推进所辖县级政府合并。主要有两种类型，一类是城市中心城区间的合并，典型案例包括上海市黄浦区与南市区合并成立新黄浦区(2000年)，北京市东城区、崇文区合并成立新东城区(2011年)，北京市西城区、宣武区合并成立新西城区(2011年)等；另一类是城市中心城区与外围县域的合并，例如南京市浦口区与江浦县合并成立新浦口区(2002年)、南京市大厂区与六合县合并成立新六合区(2002年)，以及本文研究的重庆市万盛区与綦江县合并、双桥区与大足县合并(2011年)(1)2011年10月22日，国务院发布《关于同意重庆市调整部分行政区划的批复》(国函〔2011〕129号)，撤销重庆市双桥区、大足县，设立重庆市大足区，以原双桥区、大足县的行政区域为新设的重庆市大足区的行政区域；撤销重庆市万盛区、綦江县，设立重庆市綦江区，以原万盛区、綦江县的行政区域为新设的重庆市綦江区的行政区域。等。两类合并均强调撤并规模过小的区、减少管理成本，并提升市域统筹规划能力，后一类合并往往还担负着利用中心城区带动外围县加快城市化发展的任务。本文之所以选用重庆市的两个合并案例，主要是考虑到重庆市区县数量多且相关数据的可得性能够较好地支撑运用合成控制法展开研究，接下来予以详细阐述。

(二)研究方法

本文采用合成控制法评估两例区县合并的财政支出效应。合成控制法由Abadie 和 Gardeazabal(2003)最早提出并运用[39]，此后得到进一步完善[40][41]。该方法是一种非参数估计，本质上是对传统双重差分法的扩展，其优势是构造对照组的权重选择由实际数据确定，减少了主观判断，避免了过分外推(extrapolation)。其基础假设是，当处理组和对照组在处理前的特征相同或者高度相似时，若无政策冲击，两组在政策处理后的时间趋势也应是相同或近似的。基于这个假设，合成控制法的核心思想是，通过模拟合成与处理组高度相似的反事实对照组，观察处理组与合成对照组在处理时间点之后的时间趋势，两者时间趋势差值即为处理效应。即：

(1)

评估本文两例区县合并的财政支出效应非常适合采用合成控制法。首先，区划合并政策并没有改变处理组的财政支出规则，即合并政策对处理组的财政支出是外生的；其次，合并政策不影响重庆市其他区县，也没有理由相信合并政策会影响其他地区的财政支出潜力；再次，重庆市较多的区县数量，使得我们能够拟合出与处理组高度相似的合成对照组。

(三)样本和变量

由于两例区县合并发生在2011年，为更好拟合处理前的时间趋势并观察处理效应，研究的时间跨度设定在2007—2017年。 在研究样本方面，将万盛区、綦江县以及合并后的綦江区作为处理组，将其他区县(不含大足县、双桥区以及合并后的大足区)作为合成对照组。大足县与双桥区的合并作类似处理。在被解释变量方面，既有文献中行政支出是最常用的考察变量，但我们从有关数据渠道只能获取样本期一般公共预算口径的地方财政总支出及教育、卫生和社会保障等核心公共服务支出。考虑到不同类型公共服务支出的决定变量存在较大差异，为此，本文聚焦于考察合并对政府总支出的影响。选取GDP(对数)、第二产业GDP占比、固定资产投资率、城镇化率、常住人口规模、60岁以上人口数量以及城镇失业人口登记率作为处理组与合成对照组的预测变量，这些变量直接或间接决定了地方政府财政支出规模。其中，GDP衡量了区县经济规模，捕捉了区县总体财政汲取规模及财政资源的供应能力；第二产业GDP占比衡量区县产业结构特征，捕捉了经济结构对财政支出的影响；固定资产投资率为全社会固定资产投资占GDP的比重，区县一级固定资产投资中有相当部分是基础设施投资；常住人口数量、60岁以上人口数量、城镇登记失业率以及城镇化率是一组衡量公共服务需求的变量。各变量原始数据来源于相应年份《重庆统计年鉴》。

四、实证结果分析

(一)案例一：“万盛区—綦江县”合并效果

根据合成控制法思想，需要对重庆市其他区县赋予适当权重构造出合格的合成对照组。该对照组首先需满足与真实“万盛—綦江”具有高度相似的特征。依据本文选取的预测变量，我们确实拟合出了一个合格的合成“万盛—綦江”。(2)在24个控制组样本中，6个地区合成了“万盛—綦江”，按权重大小依次为涪陵区(0.258)、江津区(0.230)、云阳县(0.222)、万州区(0.123)、渝中区(0.118)和垫江县(0.049)。表1报告了合成“万盛—綦江”与真实“万盛—綦江”的特征比较。在7个预测变量中，有6个变量的指标值非常接近，仅城镇化水平有所差异。总体而言，模拟合成的“万盛—綦江”在合并政策实施前与真实处理组有着较高的相似度，将其作为对照组能够保证预测估计的无偏性。

表1 “万盛区—綦江县”合并的预测变量对照表

图1描述了合成“万盛—綦江”与真实“万盛—綦江”在合并前后的财政支出变化趋势。可以看到，在合并政策实施之前的2007年至2011年，合成“万盛—綦江”与真实“万盛—綦江”的财政支出变化趋势是高度重合的，再次显示合成“万盛—綦江”作为对照组是合格的。此外，在合并政策实施后的头一年，两条曲线仍高度重合，但从2013年开始两者出现分离且具有时间持续性，表明2011年的合并政策对合并区县财政支出的影响具有一定滞后性，但具有持久性。而且是持久的负面冲击，即真实“万盛—綦江”的财政支出比合成“万盛—綦江”明显要低，万盛区与綦江县的合并削减了财政支出规模，起到了节约财政资金的效果。

图1 “万盛区—綦江县”处理组与合成对照组的财政支出变化趋势(2007—2017年)

为进一步观测合并政策的影响程度，我们计算了政策处理的量化效应，即真实“万盛—綦江”与合成“万盛—綦江”在2007—2017年的财政支出差值，结果报告在图2。可以看到，不考虑合并后第1年的情况，随着时间推移，合并政策带来的财政支出削减效应有不断扩大的趋势，2015年达到最大，财政支出削减规模为15.67亿元，占当年合成“万盛—綦江”财政支出的16.37%，这可以视为通过政府合并带来的财政支出削减率。此后的影响效应虽有所下降，但从2013—2017年的五年平均效应来看，合并带来的财政支出削减率仍达11.39%。

图2 “万盛区—綦江县”合并的政策处理效应

(二)案例二：“双桥区—大足县”合并效果

选取同样的指标作为预测变量，并通过对其他区县赋予合适权重构造出合成“双桥—大足”(3)在24个对照组样本中，3个地区合成了“双桥—大足”，权重由大到小分别是南川区(0.390)，垫江区(0.353)和江津区(0.257)。。观察各指标发现(见表2)，合成“双桥—大足”与真实“双桥—大足”的特征同样具有较高相似性，因此将模拟合成的“双桥—大足”作为对照组，满足预测估计的无偏性要求。

表2 “双桥区—大足县”合并的预测变量对照表

图3描绘了合成“双桥—大足”与真实“双桥—大足”的财政支出变化趋势。在合并政策实施之前的2007年至2010年，两者的财政支出趋势几乎完全重合，进一步表明合成“双桥—大足”作为双桥大足合并的对照组是理想的。与“万盛区—綦江县”合并不同，在本例合并中，政策实施当年两条支出曲线开始出现分离。此后，合成“双桥—大足”与真实“双桥—大足”的财政支出持续分离，意味着2011年的合并政策对合并区县财政支出确实带来了持久冲击。不过，与“万盛区—綦江县”合并情形相反，真实“双桥—大足”财政支出比合成“双桥—大足”明显要高，显示出双桥区与大足县的合并推升了财政支出规模。

图3 “双桥区—大足县”处理组与合成对照组的财政支出变化趋势(2007—2017年)

为观察本例合并导致的财政支出规模扩张程度，图4报告了“双桥区—大足县”合并的政策处理效应。可以看出，合并政策实施当年开始，新合并政府财政支出规模迅速扩张，此后缓慢上升，2016年有所回调，但在2017年达到12.11亿元的最高水平，占当年合成“双桥—大足”财政支出的15.74 %。2011—2017年，“双桥区—大足县”合并导致财政支出规模扩张幅度平均达到14.82%。

图4 “双桥区—大足县”合并的政策处理效应

(三)安慰剂检验

为检验上述分析结果的稳健性，我们采用Abadie和Gardeazabal(2003)的安慰剂方法进行验证[39]。安慰剂检验是通过将处理组和对照组群混合在一起构成试验池，将试验池中的任意一个单位作为处理组，剩余单位自动构成对照组群，重新采用合成控制法模拟处理组的反事实演化路径，观测其是否具有显著差异。若观测到试验池中的大部分单位在政策处理时间前后都有显著变化，表明处理组的处理效应并不是一个小概率事件，即原来试验没有通过安慰剂检验，其试验结果是不稳健的。基于上述思路，分别对两例区县合并进行合成模拟过程中所涉及区县作安慰剂检验，计算每个地区真实财政支出和合成财政支出的差值，作为随机选择一个地区估计政策处理效应的分布。若万盛—綦江(或双桥—大足)的政策处理效应与其他地区政策处理效应的分布存在显著差异，即证明我们的分析结果是稳健的。

图5与图6报告了两例合并的安慰剂检验结果。可以看出，在政策处理之前，其他区县的处理效应基本集中在0刻度线上下，政策处理之后趋于分散。同时也可以发现，万盛—綦江和双桥—大足(对应于图中的深色实线)在政策处理后的处理效应与其他地区相比，是存在较为明显差异的。

图5 “万盛区—綦江县”合并的安慰剂检验

图6 “双桥区—大足县”合并的安慰剂检验

此外，通过计算得出“万盛区—綦江县”的平均预测标准差(MSPE)为4.89，“双桥区—大足县”为1.26。MSPE一定程度上代表了合成对照组的拟合程度，因此，剔除MSPE大于万盛—綦江两倍的地区进行检验。由于双桥—大足MSPE值较小，剔除MSPE大于两倍的地区后所剩地区较少，因此剔除MSPE大于双桥大足五倍的地区，得到剩下地区的处理效应分布如图7、图8所示。可以看到，目标地区的处理效应均位于分布图的最外侧，表明其与其他地区处理效应相比，具有显著差异，要想通过随机抽样得到与目标地区相同显著结果的概率很小。因此得以证明，对两例合并合成估计试验得到的效应是稳健的。

图7 “万盛区—綦江县”合并的安慰剂检验(剔除MSPE>2的地区)

图8 “双桥区—大足县”合并的安慰剂检验(剔除MSPE>5的地区)

五、进一步讨论：两例合并效果缘何迥异？

我们的实证分析表明，“万盛区—綦江县”合并显著且可观地削减了财政支出，但“双桥区—大足县”合并反而推升了支出规模。那么，值得深思的是，作为同城的两例区县合并，缘何效果迥异？我们在文献综述中讨论指出，西方国家地方政府合并效果不佳，往往与原政区间的选民利益博弈或官僚博弈有关。在中国的制度背景下，地方政府合并是自上而下强制推动的，不存在同级政府间的自愿协商模式，因而不存在由选民利益博弈引致的支出扩张。但在强制模式下，被合并地区仍可能存在合并意愿的差异。从经济逻辑来讲，经济发展水平高、财力丰厚的地区更不愿意与发展水平低、财力薄弱的地区进行合并。相反，薄弱一方有着更强烈的合并意愿，因为合并本质上带来了财政资源的公共池，这会激励薄弱一方产生免费搭车动机，乃至诱导产生机会主义行为，比如在合并前加大开支乃至举债[22][42]。

观察两例合并中各区县经济特征可以发现(见表3)，万盛区与綦江县的初始发展水平差距较小，綦江县的人均GDP甚至略高于万盛区，但大足县的人均GDP和人均财政支出均大幅低于双桥区，大足县的城市化水平也远低于双桥区。无论从哪个维度看，双桥区和大足县都处于截然不同的发展阶段。尽管缺乏对有关各方合并意愿的确凿证据，但双桥、大足巨大的发展落差，使得推进双方合并势必面临较高的整合成本，尤其是对财政供养人口的财政补偿，若大足县存在免费搭车动机，势必进一步加剧支出膨胀，这或许正是大桥—双足在合并当年财政支出规模就迅速扩张的一个重要原因。

表3 两例区县合并的关键初始特征对比

另一方面，双桥区与大足县的辖区规模也相差很大，大足县人口规模是双桥区的13倍，具有突出的“小马拉大车”特点。迥异的发展水平与悬殊的人口规模相结合，使得合并后新政府需投入大量财政资源缩小地区内部的公共服务和公共设施标准，以补齐薄弱区域的短板，但受制于新政区人口规模增量太小，且公共服务需求差异大，很难有效发挥公共服务投入的规模经济效应。反观万盛区和綦江县，尽管两者的人口规模也有差距，但并没有“双桥—大足”相差那么大，加上两者的发展差距较小，公共资源的配置和管理能够较充分发挥规模经济优势，从而有力削减财政支出规模。虽然缺乏更精细的数据对上述机制进行严格检验，但既有的大样本研究佐证了我们的判断，例如，一项基于瑞士1952年的政府整合计划研究发现，“大—小”组合式市政合并不能观察到合并的规模经济效应，而规模旗鼓相当的合并则具有显著支出削减效应[43]。

六、结论与政策启示

近二十年来，为削减基层财政压力并提高国家治理效能，我国大规模推进了县级以下基层政府撤并，以期削减政府运行成本和财政支出规模。为评估县级政府层面的合并行动是否发挥了预期效应，本文选取重庆市2011年同步实施的“万盛区—綦江县”和“双桥区—大足县”两个合并案例进行比较研究。通过运用合成控制法构建反事实分析框架发现，“万盛区—綦江县”合并产生了颇为可观的财政资金节约效应，合并后五年内平均削减约11%的财政支出，但“双桥区—大足县”合并不仅没有起到节约财政资金的效果，反而推动了财政支出规模扩张。分析揭示，造成两例同城区县合并迥异的财政支出效应，与所合并区县的初始特征有着密切关系。双桥区与大足县的发展水平及辖区规模均存在显著反差，致使合并行动面临较高的整合成本，合并后辖区规模的小幅增加也难以发挥公共资源投入和管理的规模经济效应，而万盛区与綦江县相对较小的发展差距及规模差距，使得双方合并的摩擦成本低，合并后也能够较充分利用规模经济优势。

基于本文的比较案例研究，我们认为，要想让政府合并有效发挥降低财政支出、节约财政资金的效果，需要选取恰当的合并对象。虽然决定政府合并效果的因素较为复杂，但仍可遵循一般性的行动指南。首先，不宜选取经济社会发展水平悬殊的政区进行合并。尽管中国不存在西方国家因合并方案需全民公决而引发的支出扩张现象，但提出合并动议的上级政府为顺利推进合并、弥合各方分歧，同样存在额外财政补偿的代价，与此同时，公共池效应也很可能激发薄弱一方的免费搭车动机，致使合并后新政府的支出高位运行。其次，不宜对辖区规模悬殊的政区进行合并。虽然我们无法确切知道在中国的地方政府职责体系下，最优的县级政区规模到底是多少，但两个规模悬殊的政区合并，所能获得规模经济效应是很有限的。从我国过去一段时间的县级政区合并现象来看，中心城区与外围县域合并是常见的一条路径，但正如本文案例揭示的，这两类县级政区合并恰恰是最需要同时考虑上述两个问题的。一方面，中心城区规模相对外围县域往往要小得多，与此同时，中心城区的城镇化水平和现代化水平通常也显著高于后者。我们的建议是，若中心城区规模过小，可以考虑先对这些小规模中心城区进行合并，此后再推进与外围县域的合并。