陕西省直管县财政体制改革的政策效应研究——基于县级面板数据的实证分析

一、引 言

在中国经济体制由计划向市场转型的过程中，各级政府面临重大的机遇与挑战，需要通过自身转变和变革创新适应这一社会转轨过程[1]。在诸多政府创新活动中，旨在重塑地方政府间纵向关系、消弭“市管县”体制弊端的省直管县(市)改革是最受关注的体制创新举措之一。传统的“市管县”体制原本期望发挥中心城市对周边县域经济的辐射带动作用，促进城乡统筹发展，但在长期实践当中却形成了过多财政资源配置向地级市倾斜的局面，出现了所谓的“市吃县”“市压县”现象，习近平总书记在十九大报告指出，转变政府职能，深化简政放权，赋予省级及以下政府更多自主权。日益尖锐的县级政府财政困境问题引发了执政者和研究者对地方政府间纵向关系的反思，省直管县改革于是应运而生。

在各具特色的财政管理改革创新活动中，“省直管县”改革无疑是近年来最受关注的体制改革和创新举措[2]。2009 年财政部出台《关于推进省直接管理县财政改革的意见》，要求“2012年底前力争全国除民族自治地区外全面推进省直接管理县财政改革”，省直管县已成为我国财政管理体制改革中的一项重要举措[3]。然而，省直管县体制改革的实施效果究竟如何？是否实现了改革最初的政策预期？这些问题将是全面推进省直管县体制改革的关键问题所在。

本研究在梳理陕西省省直管县改革实践的基础上，采用国外政策评估中常见的倍差法模型估计，基于陕西省2006-2015年83个县(市)的面板数据，分别从静态和动态角度实证分析了省直管县改革的政策效应，为进一步改革的实践提供理论基础和政策建议。

二、研究综述

在已有研究中，省直管县财政体制改革的政策效应仍然是一个富有争辩性的未解之谜。傅光明(2006)[4]、杨志勇(2009)[5]、贾康、于长革(2010)[6]等学者的研究认为省直管县财政体制改革加大了省级财政对县级财政的支持力度，有效地调动了县级发展经济的积极性，从而有力地促进了县域经济的发展。才国伟、黄亮雄(2010)基于县级面板数据的实证研究也发现，省直管县改革显著地提高了地方政府的财政支出和经济增长速度[7]。李培等(2016)学者通过对1995至2012年间中国县级政府面板数据的实证分析，发现政府层级“扁平化”的改革努力的确增加了县级政府收入和上级转移支付力度[8]。Liu & Alm (2016)采用双重差分方法检验了省直管县改革对城市经济增长的影响，发现地方政府通过促进土地交易带来了GDP等经济指标的增长[9]。

然而，另外一些研究却提供了与此相左的观点和证据。庞明礼、李永久、陈翻(2009)的研究认为省直管县改革并没有从根本上动摇我国政府财权和事权不对等的局面，因此其并不能从根本上解决县级财政困难[10]。熊文钊、曹旭东(2008)的研究则认为实施省直管县后管理幅度太大，会带来巨大的成本和潜在风险[11]。贾俊雪、郭庆旺、宁静(2011)基于全国县级面板数据的研究发现，改革反而在一定程度上加剧了县级财政困难程度[12]。郑新业等(2011)针对河南的“扩权强县”和“财政直管”改革试点的经验研究发现没有证据说明这两项改革对县域经济产生了促进作用[13]；李猛(2012)发现省直管县改革对经济增长的影响受到县乡财政困境的制约，当县乡财政困境加剧时，省直管县改革对经济增长呈现出明显的负面影响[14]；李丽娜等(2016)以河南省直管县改革为例进行了分析，指出“财政直管”改革对县域经济发展并无明显的影响[15]。

从以往研究来看，学术界对各地省直管县改革效果的观察呈现出迥然不同的结论。研究结论的分歧预示出省直管县体制改革政策效应的复杂性。因此，有必要在特定情境下，探讨具体省份实施省直管县改革的政策效应。

本研究的估计模型如下：

2016年，美国疼痛学会、美国麻醉科医师学会和美国区域阻滞与疼痛医学学会联合发布了术后疼痛管理指南[1]，提出多模式镇痛作为围术期疼痛管理的核心。该指南在术后疼痛管理的多方面均作出了更新，要求麻醉科医师进一步改进临床行为，将单一的以术后镇痛药物作为疼痛管理的方式改进为基于“药物干预-局部阻滞技术-区域阻滞技术-椎管内镇痛-非药物手段干预”等技术手段的多模式镇痛，以不断完善术后镇痛的质量和疗效。针对中国的现状，主要有以下三点需要作出改进。

表4报告了省直管县财政体制改革对县级财政自给能力影响的回归模型分析结果。模型1分析了改革对县财政自给能力的整体影响，结果显示之间存在显著地正向关系(β=2.464，P<0.01)，因此假设2成立。从模型1还可以看出每实施一年，县级财政自给率增加246%。这表明改革能够促进县财政的自给能力，这一研究发现与刘佳等(2012)的研究结果一致。

三、陕西省省直管县改革简要回顾

省直管县改革最初始于地方政府自发性创新改革。20世纪90年代初，为促进县域经济发展，浙江省在1992年出台《关于扩大十三个县市部分经济管理权限的通知》(浙政发〔1992〕169 号)，该文件的出台拉开我国省直管县改革的序幕。2005年初，财政部印发《关于切实缓解县乡财政困难的意见》(财预〔2005〕5号)的通知，其中明确提出“各省(自治区、直辖市)要积极推行省对县财政管理方式改革试点”。2006年初《中华人民共和国国民经济和社会发展第十一个五年规划纲要》中再次指出“理顺省级以下财政管理体制，有条件的地方可实行省级直接对县的管理体制”。

此外，直管县财政体制改革加大了省级财政对县级财政的支持力度，有效地调动了县级发展经济的积极性，从而有力地促进了县域经济的发展。才国伟、黄亮雄(2010)基于县级面板数据的实证研究也发现，省直管县改革显著地提高了地方政府的经济增长速度。李培等(2016)学者研究发现政府层级“扁平化”的改革努力的确增加了县级政府收入。因此，本文提出研究假设1。

从上述改革的历程可以发现，陕西省近十年来围绕县级政府的改革主要有两类，一个是省直管县财政体制改革，一个是扩权强县改革。扩权强县改革在经济管理方面扩大了县级政府的权力，很多管理权限和审批权限直接报省上审核，从形式上形成了近似于“省直管县”的格局[16]。但是扩权强县改革偏重于事权下放，而省直管县财政体制改革则偏重于财权下放，扩大县级政府的财政自主权[3]。本研究更多的是从财政的视角关注省直管县改革的政策效应，关注财政自主权力的下放对县域经济发展的影响关系。因此，本研究仅考察2007年和2009年陕西省两次省管县财政体制改革的政策效应，对于扩权强县的影响后续研究将设置时间虚拟变量将其可能对因变量产生的影响控制起来。

四、理论构建

就省直管县财政体制改革而言，陕西省改革试点的核心目标是为了充分调动县乡政府发展经济、自主理财的积极性，促进城乡经济社会的发展。因此，该省省直管县财政管理体制改革的首要目标是提高县级政府的财政收入，改革最直接的政策效应也亦如此。省直管县改革后县级政府被赋予了更多的自主权，极大地激励了县级政府发展经济的积极性，地区经济的发展带来了税收的增加也进一步促进了县级政府的财政收入。同时，改革后省市县三级财政收入分成的体制改为了省县两级分成，省级政府的财政资金会直接下放到各个县级政府，中间环节减少了市一级政府对县级政府财力上的挤占和截留，一定程度上保障了县级政府的财政资金。

2003年底，兰州石化46万吨大乙烯筹建，董松江被调到了项目部。在工程建设期间，审阅资料、指导员工配合工程建设，几天几夜不回家是经常的事，他说，自己是劳模，最不愿意听到别人说什么，只有更加苛求自己。2006年11月20日，大乙烯建成投产，创国内乙烯建设、开车、安全等3项新纪录。董松江说，一生能够有这样一次经历，觉得很满足也很荣耀！

陕西省即是在中央政策文件的倡导下，于2007年正式启动了省直管县改革的试点工作。2009年进一步扩大扩权强县(市)的范围，将其下辖6个县(市)列入扩权强县第二批试点；同年7月，又新增12个县(区)为实行省管县财政体制改革的第二批试点。

H1：省直管县财政体制改革与县级政府财政收入正相关。

提高政府公共财政保障能力是陕西省省直管县财政体制改革的第二个目标，旨在希望通过改革在促进县级财政收入提高的同时，也进一步缩小财政收入与财政支出之间的差距，提高县级政府的财政自给能力。同时，管理层级的减少也使得市一级政府无法把过多的支出责任下派给县级政府，从而也进一步减小收支差距。刘佳(2012)的研究发现省直管县改革显著提高了县级政府的财政自给能力，县级政府的财政自给能力因省直管县改革的实施每年约提高百分之一点三[17]。贾俊雪等(2013)的研究也有相同的发现[18]。综上，省直管县财政体制改革会对县级财政收入和支出之间的差距产生减弱影响，进而促进了县级政府财政自给能力的提升。因此，本文提出研究假设2。

H3：省直管县改革与县农民收入正相关。

陕西省直管县财政体制改革的最后一个目标是促进城乡经济社会的快速发展，改革不仅要促进县域经济的发展，更要减少城乡之间的发展差距。谭之博等(2015)的研究认为省直管县改革会对城乡收入差距产生减弱的影响，有效地拉动了农民收入的增加[19]。迟福林和夏峰(2009)认为在原有市管县的体制下，城乡二元发展的模式很大程度上被固化了，但省直管县体制能有效化解这一问题。省直管县改革后打破了城市和乡镇之间的壁垒，使得城乡之间可以统筹发展，从而缩小了城乡的差距，促进了农民收入的提高[20]。李荣华(2014)基于河南省的研究发现省直管县改革对农民收入具有显著地正向影响[21]。综上，省直管县财政体制改革有利于县域农民收入的提高。因此提出研究假设3。

H2：省直管县财政体制改革与县级政府财政自给能力正相关。

五、研究设计

(一)样本选取与数据来源

为了更好地验证陕西省直管县财政体制改革的政策效应，我们选取了该省下辖的83个县(市)的面板数据进行假设检验。陕西省最早从2007年开始实施省直管县财政体制改革，为了检验省直管县改革前后关键变量的变化，我们选取2006年作为起点。考虑到数据可得性的限制，选择2015年为样本时间段的末点。研究的样本为陕西省83个县(市)2006-2015年的面板数据，观测点830个。为确保数据来源可靠性和研究可重复性，数据均来源于2016年的《陕西省区域统计年鉴》。对于各县(市)省直管县的时间，通过网络检索获得。

(二)变量测量

本研究各变量的描述性统计结果见表2所列。除变量省直管县改革、财政自给率和产业结构外，本研究对其余变量的数据均进行了对数化处理，以保证数据结构的对称性并尽量减少异方差影响。

建议中国石油企业选择君主制国家的油气项目开展合作。阿联酋、卡塔尔在风险防控上相对容易，可作为投资首选。阿曼资源有限，且现有油田均掌握在西方公司手中，需要等待时机。巴林的海上非常规资源勘探取得突破，是该地区潜在的投资机会。

(2)因变量。为了综合考量省直管县财政体制改革的政策效应，本研究关注的因变量有三，分别是县财政收入、县财政自给能力和农民收入状况。关于县财政收入(revenue)的度量，我们采用地方财政收入的自然对数来衡量；关于县财政自给能力(self)的度量，我们采用财政自给率，即地方财政收入占地方财政支出的比重来衡量，刘佳等(2012)的研究也采用了这一指标[17]；关于农民收入状况(income)的度量，我们采用农村居民人均纯收入的自然对数来衡量。

由图1可以看出，在研究期间，劳动力增长率和土地增长率相对较为平缓，而农业总产值增长率和资本年增长率在不同的时间阶段具有明显的差异。其中，资本投入对第一产业总产值增长的贡献较大，但是，由图1也可以看出随着时间的推移，农村固定资本投入对经济增长的作用有逐渐递减的趋势。从这种情况可以看出，在过去的一段时间内，安徽省农业增长主要依靠传统的要素投入来提高产量，即外延型增长方式；随着社会的进一步发展，资源的分配效率和产品的结构效益得到提高，农业基本要素投入的作用出现了平稳发展、增速减缓的局面。转变经济增长方式，意味着实现主要由生产效率提高来推动产出增长，而技术进步则是提高效率的主要途径。

(3)控制变量。根据数据的可获得性，研究对如下变量进行了控制。首先，人口规模会对政府各方面运作产生影响，政府财政状况显然也受到人口的影响，为此本研究设置了人口(people)控制变量，采用地方总人口的自然对数来衡量；其次，经济发展水平的高低可能影响政府汲财能力，本研究控制了反映经济发展水平的变量人均国内生产总值(perGDP)，采用当年县GDP总量除以总人口数的自然对数来衡量；最后，县域的城市化进程会促进地区经济发展，进而影响县级政府的财政收支，为此本研究通过产业结构和资产投资反映城市化进程。控制变量见表1所列。

 

表1 变量名称及定义

  

变量名称简称操作化定义省管县改革(哑变量)reform该县(市)进行改革的当年及改革之后的所有年份都取1，改革之前的年份都取0财政收入(万元)revenue∗地方财政收入的自然对数财政自给能力(%)self地方财政收入占地方财政支出的比重农民收入状况(元)income∗农村居民人均纯收入的自然对数人口(万人)people∗地方总人口的自然对数人均GDP(元)perGDP∗当年县GDP总量除以总人口数的自然对数产业结构(%)structure第一产业和第二产业占GDP的比重资产投资(万元)invest∗全社会固定资产投资的自然对数

注：*表示该变量取自然对数，表2同。

(三)统计检验方法

省直管县改革在陕西省境内是分阶段逐层推进的。利用政策逐步推进的特征，将其视为一场“自然实验”，借鉴周黎安(2005)，刘佳(2012)以及谭之博(2015)等的研究模型，本研究采用“倍差法”估计的方法对陕西省直管县体制改革的政策效应进行检验。

储量不确定性分析是在参数设定范围内，依据采样方式，进行建模参数多次随机采样，应用随机参数，建立多个地质模型，对有限的模型实现统计分析，得到不确定性分析结果[12-13]。

Yit=β0+β1Reformit+β2Xit+αi+ut+εit

其中，β0为截距，Reformit指i县在t年是否推行了省直管县财政体制改革，β1是省直管县财政体制改革的政策效应。Xit为其他控制变量，αi代表个体固定效应，ut代表时间固定效应，εit为误差项。

六、数据分析与讨论

(一)描述性分析

(1)自变量。研究借鉴周黎安(2005)[22]、刘佳等(2012)[17]和谭之博等(2015)[19]的方法，设省直管县财政改革的政策虚拟变量“改革”(reform)取1，改革之前的年份取0。另外，为了验证改革推行后的持续效应及其趋势，还设置了改革第一年(reform1)、reform2、reform3、reform4和reform5的虚拟变量，当该县(市)处于改革后相应年份时取1，其他年份时取0。

90年代，无论是题材的拓展、意蕴的深化，还是舞台呈现的品位追求，都体现出河南现代戏试图求得突破和超越的进取姿态，这种努力和积累，终于在新世纪迎来河南戏剧的强势崛起，创造了连续六届中国艺术节大奖、五届文华大奖的历史辉煌。其实，新世纪以来河南现代戏的题材并无太大变化和突破，甚至还有一些是多次进入过创作素材的陈旧题材，实现突破的是河南艺术家的创作观念，这种突破，以对题材的现代开掘和独特表达为主要特点。

 

表2 变量的描述性统计分析结果

  

变量N均值标准差最小值最大值reform830 0．211 0．4080．0001．000revenue∗8309．2851．338 5．889 13．200self83022．46521．5321．652133．684income∗8308．3340．5847．1129．519people∗83028．68516．6993．00076．960perGDP∗8309．6670．8427．79212．302structure83067．60412．21929．99293．724invest∗83012．3811．2358．80315．241

(二)省直管县改革与财政收入的回归分析

本研究采用Stata12.0软件对面板模型进行估计。我们首先探讨了陕西省省直管县财政体制改革对县级财政收入的影响，表3报告了回归模型分析结果。模型1分析了改革对县级财政收入的整体影响，结果显示之间存在显著的正向关系(β=0.168，P<0.01)，因此假设1得到支持。同时，从模型1还可以得出每实施一年，县级财政收入增加16.8%。这表明该省直管县改革通过给县级政府下放经济权力，促进了县域发展的积极性，带动了经济发展。

 

表3 省直管县改革与财政收入的回归模型分析

  

项目M1M2M3M4reform0．168∗∗∗(5．26)reform10．000(0．01)-0．000(-0．01)0．020(0．42)reform2-0．002(-0．04)0．022(0．46)reform3-0．004(-0．09)0．012(0．26)reform40．047(1．00)reform50．087∗(1．83)people0．044∗∗∗(6．58)0．041∗∗∗(6．06)0．041∗∗∗(6．05)0．042∗∗∗(6．13)perGDP0．403∗∗∗(6．24)0．428∗∗∗(6．53)0．428∗∗∗(6．52)0．419∗∗∗(6．37)structure0．013∗∗∗(4．82)0．011∗∗∗(4．20)0．011∗∗∗(4．20)0．012∗∗∗(4．32)invest0．134∗∗∗(5．86)0．138∗∗∗(5．90)0．138∗∗∗(5．89)0．138∗∗∗(5．90)N830830830830F770．83∗∗∗740．94∗∗∗646．56∗∗∗576．42∗∗∗R20．6030．63670．63690．6295

注：括号内为t统计量；*、***和****分别表示在0.05、0.01和0.001的水平上统计显著；上述模型中，均控制了年份虚拟变量和常数项。下同。

为考察省直管县改革对县级财政收入的影响在时间上的变化趋势，模型2～4分别对省直管县改革后的若干年份进行跨期分析，旨在考察省直管县改革对财政收入的动态影响关系。模型2考察了省直管县改革当年的影响，回归结果显示省直管县改革当年并没有促进财政收入的提高(β=0.000，P>0.10)，这说明省直管县改革当年的政策效应并没有显现；模型3考察了省直管县改革后三年的每一年对财政收入的影响，回归结果显示省直管县改革后的三年政策效应依然没有显现(P>0.10)。

模型4考察了省直管县改革后五年的每一年对财政收入的影响，回归结果显示省直管县改革后的第一年、第二年、第三年和第四年县级财政收入都没有提高(P>0.10)，直到省直管县改革后的第五年，改革才显著地提升了财政收入(β=0.087，P<0.10)。这说明陕西省省直管县改革的政策效应具有滞后性，改革对财政收入的影响到第五年才能显现。这可能是因为该省实施省直管县改革的试点县里，经济基础本身较弱的贫困县比例较大，这些县因为前期缺乏经济发展所必需的资本和基础，即便获得政策的扶持，也难以在较短时间发展起来。

(三)省直管县改革与财政自给能力的回归分析

现有文献对陕西省直管县改革的研究较少，中国知网上仅搜到相关研究6篇，这些研究大多是对陕西省省直管县改革体制情况的介绍，较少关注陕西省省直管县改革的实施效应。本研究基于陕西省近十年的数据，采用自然实验的倍差法模型估计，分别从静态和动态角度实证分析了省直管县财政体制改革的政策效应，在一定程度上弥补了现有研究的不足。

 

表4 省直管县改革与财政自给能力的回归模型分析

  

项目M1M2M3M4reform2．464∗∗∗(3．30)reform10．149(0．14)0．308(0．29)0．636(0．58)reform21．336(1．26)1．683(1．54)reform30．438(0．41)0．682(0．63)reform40．942(0．86)reform51．121(1．02)people1．072∗∗∗(6．88)1．031∗∗∗(6．59)1．037∗∗∗(6．62)1．044∗∗∗(6．67)perGDP11．994∗∗∗(7．96)12．376∗∗∗(8．17)12．389∗∗∗(8．17)12．266∗∗∗(8．07)structure0．194∗∗∗(3．12)0．172∗∗∗(2．76)0．171∗∗∗(2．75)0．175∗∗∗(2．81)invest1．261∗∗(2．35)1．310∗∗(2．43)1．315∗∗(2．43)1．320∗∗(2．44)N830830830830F26．35∗∗∗25．20∗∗∗22．14∗∗∗19．76∗∗∗R20．1350．15300．15090．1465

为考察省直管县改革对县级财政自给能力的影响在时间上的变化趋势，模型2～4分别对省直管县改革后的若干年份进行跨期分析，旨在考察省直管县改革对财政自给率的动态影响关系。模型2考察了省直管县改革当年的影响，回归结果显示省直管县改革当年并没有促进财政收入的提高(β=0.149，P>0.10)，这说明省直管县改革当年的政策效应并没有显现；模型3考察了省直管县改革后三年的每一年对财政自给率的影响，回归结果显示省直管县改革后的三年政策效应依然没有显现(P>0.10)；模型4考察了省直管县改革后五年的每一年对财政自给率的影响，回归结果显示省直管县改革后的五年政策效应也没有显现(P>0.10)。这说明陕西省省直管县改革对财政自给率的影响是一个长期的累积效应，改革五年的时间还不足以观察出改革的效果，还需要更长的时间来验证。

(四)省直管县改革与农民收入的回归分析

表5报告了省直管县体制改革对农民人均纯收入影响的回归模型分析结果。模型1分析了省直管县改革对农民人均纯收入的整体影响，实证结果显示省直管县改革与农民人均纯收入之间没有显著地影响关系(P>0.10)，这说明省直管县体制改革的实施不能促进农民人均纯收入的提高，因此假设3没有得到支持。

一听游戏的名字，我就有点迫不及待。老师先在每个人的背后贴上写有各自名字的纸条后，把我们分成了男生组和女生组进行比赛。

 

表5 省直管县改革与农民人均纯收入的回归模型分析

  

项目M1M2M3M4reform-0．008(-0．82)reform1-0．006(-0．43)-0．008(-0．59)-0．009(-0．67)reform2-0．019(-1．44)-0．021(-1．52)reform3-0．005(-0．42)-0．007(-0．49)reform4-0．003(-0．19)reform5-0．007(-0．51)people0．003∗(1．70)0．003∗(1．76)0．003∗(1．73)0．003∗(1．70)perGDP0．164∗∗∗(8．70)0．162∗∗∗(8．65)0．162∗∗∗(8．64)0．162∗∗∗(8．64)structure-0．002∗∗(-2．22)-0．002∗∗(-2．14)-0．002∗∗(-2．13)-0．002∗∗(-2．16)invest0．057∗∗∗(6．66)0．057∗∗∗(8．55)0．057∗∗∗(8．54)0．057∗∗∗(8．53)N830830830830F5259．19∗∗∗5291．68∗∗∗4631．27∗∗∗4107．00∗∗∗R20．9430．94240．94250．9427

为考察省直管县改革对农民人均纯收入的影响在时间上的变化趋势，模型2～4分别对省直管县改革后的若干年份进行跨期分析，旨在考察省直管县改革对农民人均纯收入的动态影响关系。模型2～4的回归结果显示省直管县改革的每一年对农民人均纯收入均没有显著地影响关系(P>0.10)。这进一步说明陕西省直管县改革在促进县域经济发展的同时，并没有有效地促进农民收入的提高，“国富民穷”的状况依然没有得到改善。

刚下飞机，就能闻到空气的味道。湿润，热烈，杂着植物的气息。在景洪，有着广州一样的闷热，但你心里并不躁动，就像西双版纳人过日子，缓慢，悠游，而只要走出景洪城几十里，空气马上清洌起来，即便酷暑，也带着凉意。空气的味道，其实就是水的味道。

七、结论与启示

本研究基于陕西省83县(市)2006-2015年的面板数据，从静态和动态的角度实证分析了省直管县财政体制改革的政策效应。静态面板数据发现，省直管县改革显著地提高了县级政府的财政收入，每年约提高16.8%。同时，省直管县改革还显著地提高了县级政府的财政自给能力，每年约提高246%。因此，对县级政府而言，省直管县改革的政策效应明显，有效地带动了县域经济发展。静态面板数据分析还发现，省直管县改革对农民人均纯收入没有显著的影响关系。这一结果表明，省直管县改革在促进县域经济发展的同时，并没有有效地促进农民收入的提高。因此，对于农村居民个人而言，并没有享受到省直管县改革的红利，改革总体的社会效应微弱，还有待进一步验证。

动态面板数据分析发现，省直管县改革后的第一年到第四年县级财政收入都没有显著提高，直到省直管县改革后的第五年，改革才显著地提升了财政收入。同时，实证分析还发现省直管县改革后的五年内县财政自给率都没有提到改善，需要更长的时间来验证改革的效果。这些研究发现表明省直管县改革并不是一蹴而就的，其是一个循序渐进的过程。改革的政策效应是长期累积的结果，至少需要五年的时间才能看出改革的成效。

他将自己的使命线索归结为：先是一个基督徒，从一个简单的信徒转变成一名修士，再成为神父，年届七旬之时，又从神父进入传教者的行列。他的隐修生活保持着一种面向人生和社会的入世精神，凝聚有自身特色的对整体生命的终极关怀。

本研究的政策启示在于，省直管县财政体制改革的确会显著提升县级政府财政收入和财政自给率。在县域财政普遍困难的背景下，为改善县级政府财政困难的局面，增加政府的可支配财力，保障政府财力和事责的匹配，有必要不断扩大省直管县改革的广度和深度。需要注意的是，省直管县改革的政策效应具有严重的滞后性，改革的影响在很长一段时间后才能显现。因此，省直管县改革应该是一个长期推进的过程。但我们也应该看到，省直管县改革的社会效应并不显著，今后需要加大力度提升改革的福利效果，实现国富民强的双赢局面。

由于各地出台的改革试点措施差异很大，改革阶段也不尽相同，改革成效可能会存在差异。本研究仅对陕西省省直管县改革效应进行了研究，未来研究可以进一步扩大样本的规模，纳入更多省份的数据，使之涵盖更为广泛的地区，对本文的研究结论进行确证；其次，本研究时间跨度仅涵盖了十年时间，未来研究可以进一步补充数据，在更长和更新的时间框架下验证本研究的理论模型，进一步考察省直管县改革长期效应；最后，不同改革策略的影响不尽相同，未来研究可以进一步对省直管县改革的策略进行分类，细致考察不同改革策略的影响以及不同改革策略之间的配套关系对县级财政的影响。

们拍摄的银河看起来非常清晰，但画面被在悬崖脚下点燃一堆篝火的狂欢者破坏了。我们耐心等待火苗熄灭，这样在构图中的干扰元素就会更少。接下来，Alyn取出他的圆周鱼眼镜头，对准天空拍摄横贯夜空的整个银河中心。

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