一、引　言

党的二十大报告提出，实施就业优先战略、完善促进创业带动就业的保障制度。在经济高质量发展的新时代背景下，创业活动是带动就业、稳定民生的重要手段，更是释放全社会创新潜能、推动经济结构转型的核心驱动力。创业行为既植根于企业家个人特质，更受到制度环境对资源分配与风险预期的影响。近年来，我国密集出台支持创业活动的相关政策，商事制度改革破除行政壁垒，“双创”政策构建融资支持体系，“十四五”规划更明确提出“优化创新创业创造生态”的顶层设计，这标志着创业激励已从单一政策工具转向系统性制度改革。在此背景下，如何通过深层次制度变革提升创业活力成为破解高质量发展约束的核心命题。

现有文献已证实商事制度改革（黄亮雄等，2020）、创新型城市试点（白俊红等，2022）、信息惠民国家试点（何雨可等，2024）、撤县设区（刘文华等，2024）等政策对创业的促进作用，然而，作为国家治理基础的财政制度，关于其对地方创业活动影响的研究较少。财税制度改革作为国家治理体系现代化的重要内容（马海涛等，2022），通过调整政府间财政关系直接影响地方财力配置与公共支出行为，进而塑造区域创业生态系统。然而，现有研究多聚焦政策工具的直接影响，忽视了财政体制作为基础性制度安排对创业环境的“基石”作用。

本文聚焦省以下政府间财政关系，而“省直管县”改革为揭示财政体制与创业活力的互动机制提供了理想实验场景。作为央地财政关系的纵深延伸，“省直管县”改革自2004年起在全国范围内陆续实施。通过“省—市—县”三级税收分成机制和规范转移支付下达机制，“省直管县”改革增强县级政府的财政自主权并提升县级政府财力。这种制度性放权不仅改变了地方政府的税收征管激励（吴懿和李建军，2022），而且通过公共服务供给效率的提升重塑区域营商环境，这是创业决策的关键制度约束（杜运周等，2020）。现有关于省直管县政策的研究多集中于经济增长（Li等，2016）与资源配置效率（宋恒等，2024）等宏观维度，却较少有文献阐明其如何通过税收征管力度调整、公共支出结构优化等渠道影响微观创业行为。

本文基于2000—2013年全国县域工商企业注册数据，采用多期双重差分模型系统考察了“省直管县”改革对县域创业活力的影响。研究表明，“省直管县”改革使县域创业活力显著提升6.3%，该结论在多种稳健性验证下仍然成立。机制分析表明，“省直管县”改革主要通过扩大财政支出规模激发创业活力，其中民生性支出的驱动效应显著优于生产性支出。税收分成比例提升与转移支付扩张两种财政治理方式对税收征管力度和财政支出结构存在异质性影响。税收分成比例提升通过征管收益效应强化税收征管，而转移支付扩张的税收替代效应弱化征管力度。两种财政治理方式均会通过扩大财政支出规模、提供公共服务来促进创业行为，但税收分成比例提升有助于缓解生产性支出结构偏向。异质性分析结果发现，改革的创业驱动效应在经济实力较弱地区、市场化程度较低区域表现更为突出，并且对大型企业与非个体工商户的激励作用显著强于小微企业。

综上所述，本文可能的边际贡献主要体现在以下三个方面：第一，通过构建理论分析框架，系统阐释省以下财政体制改革影响创业活动的内在逻辑与传导路径，为理解财政体制改革与微观创业行为的互动关系提供新的分析视角。第二，揭示税收分成激励与转移支付扩张的差异化效应，阐明财政自主权提升通过强化民生性支出配置效率来激活创业活力的核心机制，突破传统财政体制改革研究侧重经济总量效应的局限，为完善创业支持体系的政策协同提供微观证据。第三，揭示省以下财政体制改革对创业激励的异质性影响，发现改革效应在经济薄弱地区和大型企业中的政策“红利”更显著，为破解区域创业活力差异的财政制度成因及制定差异化改革方案提供决策依据。

二、制度背景与文献评述

（一）制度背景

1994年分税制改革系统地重构了我国政府间财政关系。改革旨在通过中央财权集中推动区域协调发展，但非对称收支权责状态使得地方政府财政压力较大：其一，支出责任与财力配置错位，2000年地方财政收入占全国财政收入的比重为47.8%，地方财政支出占全国财政支出的比重为65.3%，地方财政自给率持续降低； ¹其二，省以下财政体制逐级模仿中央和地方分成模式，形成“挤压效应”，进一步削弱县级财政可持续性。在此背景下，基层政府陷入“支出责任与财力错配—财力困境—公共服务供给不足”的恶性循环，县域经济活力受到制约。

为了破解基层财政困境，中央政府自2004年起开展“省直管县”改革，旨在通过直接联系省与县的财政，优化资源配置并提升基层政府的财政自主性。2009年，财政部发布《关于推进省直接管理县财政改革的意见》，提出到2012年底前，在民族自治地区以外全面推进“省直管县”改革的目标。截至2013年，大多数省份已实施该改革，覆盖超过900个县，约占全国县级行政区的60%。2022年6月，国务院办公厅进一步强调“省直管县”改革的必要性，并提出要因地制宜逐步优化调整改革实施范围和方式。

相较于传统“市管县”体制，“省直管县”改革存在两种不同的财政治理方式：一是以收支基数核定、税收分成比例直接协商来重塑省和县的财政契约，强化县级收入自主权；二是建立转移支付资金省级直拨机制，规避市级政府的“漏斗效应”。实证研究表明，改革使县级税收分成比例平均提升1.2个百分点，转移支付规模增长4.0个百分点，显著改善基层财政自主度（刘勇政等，2019）。

（二）文献综述与研究假说

1. 创业驱动因素

创业活动一直是学术界关注的重要议题，现有文献从多个维度深入探讨了创业的驱动因素。早期的研究主要聚焦于企业家个人及家庭特征，如年龄、性别、财富、人力资本水平以及风险偏好、工作经历等因素对创业活动的影响。随后的研究则转向宏观经济层面，强调商业周期波动对市场资源分配及创业风险承受能力的影响，而制度环境的稳定性与透明度则被视为创业活力的基础性支撑（Dai和Si，2018；Sahasranamam和Nandakumar，2020）。

近年来，创业活动被普遍认为是推动经济创新和结构转型的关键力量。中国对创业环境的日益重视促使一系列政策出台，推动地方创业。相关文献也开始关注具体政策对创业行为的影响，探讨了商事制度改革（黄亮雄等，2020）、创新型城市试点（白俊红等，2022）、信息惠民国家试点（何雨可等，2024）、撤县设区（刘文华等，2024）等政策通过降低创业门槛、优化基础设施、提升公共服务质量来促进创业。

然而，现有研究较少涉及财政体制改革，尤其是“省直管县”改革对地方创业行为的影响。作为财政体制改革的重要组成部分，“省直管县”改革使得地方政府财力困境得到有效缓解。相对充裕的财力允许地方政府调整税收征管力度、推动基础设施建设和提高公共服务供给，从而显著影响地方的创业环境和创业行为。

2. “省直管县”改革的经济效应

作为一种典型的财政体制改革，“省直管县”改革旨在增强基层政府的税收自主权和财政自给能力，并有效缓解基层政府的财政困难。通过改变税收征管行为和财政支出规模，“省直管县”改革可能会影响地方政府行为和相关绩效：一方面，地方政府财政状况的变化会影响实际税率（王小龙和方金金，2015；宋恒等，2024）；另一方面，财政状况改善的地方政府会调整其收支行为和公共支出。已有研究表明，“省直管县”改革有助于提升资源配置效率（宋美喆等，2020；宋恒等，2024），并促进地方经济增长（Li等，2016；刘灵辉等，2023）。

从理论上讲，“省直管县”改革也会通过多种机制影响本地的创业行为。首先，改革增强了县级政府的财政自给能力，使其能够利用信息优势提供更符合居民需求的公共服务，从而提升公共服务效率。在人口自由流动的情况下，居民的“用脚投票”行为促使地方政府竞争，进一步强化这一效应，降低创业成本并提升经营效率，进而激励创业活动（杜运周等，2020）。其次，“省直管县”改革传递了保护市场的信号，也会增强市场主体的创业预期。地方政府在获得更大财政自主权的情况下，更有激励采取促进经济发展的政策，进而激励市场主体进行创业。最后，改革通过缓解地方财政压力，改变了地方政府的税收和支出行为，进一步影响了创业环境。因此，本文提出如下假说 ：

假说1：“省直管县”改革会提升地区创业活力。

3. “省直管县”改革的财政治理方式

“省直管县”改革对于宏观经济的影响主要通过两种不同的财政治理方式实现：提高税收分成比例和增加转移支付（刘冲等，2014；刘勇政等，2019）。提高税收分成比例会增加地方政府的税收留成比例，增强地方政府因地制宜实施税收政策的能力。增加转移支付则提高转移支付，提升地方可支配的财力，以实现财政收入与支出责任的匹配。这两种治理方式为地方政府提供了不同的激励机制，可能导致财政收支行为的不同变化（刘勇政等，2019）。具体的理论框架如图1所示。

“省直管县”改革的两种治理方式对税收征管力度的影响存在不同的作用路径。提高税收分成比例会通过征管收益效应和税基激励效应影响地方企业的税收征管力度。征管收益效应表明，税收分成比例的提升意味着地方政府在不改变税基的情况下可获取更多的税收份额，从而促使地方政府加大税收征管力度（吕冰洋等，2016；田彬彬和范子英，2016；赵永辉等，2020）。税基激励效应则表明，地方政府会采取降低税收努力的方式，追求扩大税基，进而增加财政收入（吴懿和李建军，2022）。

转移支付扩张则通过税收替代效应和支出效应影响税收征管力度。税收替代效应表明，作为地方政府的替代收入来源，转移支付的提高可能导致税收征管努力的下降（吕冰洋和张凯强，2018；岳林峰等，2023）。而支出效应则表明，转移支付的提高会导致地方政府增加公共支出（刘畅和马光荣，2015；吴敏等，2019）。

税收征管力度以及税负水平会影响微观个体创业决策。较高的税负将增加企业的经营成本和融资约束，抑制创业意愿。相反，减税降费能够改善市场预期，传递鼓励创新和创业信号，进而提升创业活力（梁季等，2022）。此外，高赋税也可能抑制创业活动（余泳泽等，2017）。

综上所述，“省直管县”改革的两种治理方式对税收征管效果的影响尚不明确。因此，本文提出如下假说 ：

假说2：“省直管县”改革对税收征管力度的影响方向不明确。

“省直管县”改革的两种治理方式对地方支出规模的影响也存在显著差异。一方面，转移支付作为地方政府外部资金来源，相较于自有财政收入，其成本较低，这可能导致地方政府产生“财政幻觉”，进而增加财政支出，并削弱预算约束；另一方面，提高税收分成比例能够增强地方政府的财政自给能力，使其财政支出更加内生化，从而减少道德风险和成本转嫁现象（刘勇政等，2019）。总体来看，“省直管县”改革通过减轻地方财政压力，增加可支配收入，推动了地方公共支出规模的扩大，从而进一步激励了地区的创业活力。

“省直管县”改革对地方政府支出结构的调整也具有明显影响。在财政激励和晋升激励的双重作用下，地方政府往往倾向于增加生产性支出，因为这类支出能在短期内显著促进经济增长（傅勇和张晏，2007）。转移支付的扩张可能会进一步加剧这一倾向，增加经济建设类支出的比重（付文林和沈坤荣，2012）。而税收分成比例的提高则可能通过加强支出内部化，减少生产性支出偏向，促使地方政府更加平衡地配置资源（刘勇政等，2019）。

公共资金投入通常会通过提升公共服务质量影响本地创业活动（杜运周等，2020；王珊珊等，2024）。首先，公共投入的增加能够增加市场需求，激活创业市场。其次，良好的基础设施会促进信息、资源及要素的流通，从而提升市场主体的盈利水平，并降低创业成本和进入门槛（万海远，2021；李彦龙和毕钰，2023）。最后，教育、医疗和养老等民生性投入的增加有助于减少未来的不确定性，提高创业的可预见性，从而提升个体创业概率（姜扬，2021；戴芸和王永钦，2022；刘文华等，2024）。

综上所述，“省直管县”改革的两种治理方式对生产性支出和民生性支出的效果尚不明确。因此，本文提出如下假说 ：

假说3a：“省直管县”改革会通过增加生产性支出来促进创业活力。

假说3b：“省直管县”改革会通过增加民生性支出来促进创业活力。

三、研究设计与数据说明

（一）模型设计与变量说明

由于“省直管县”改革在各县实施时间不同，本文采取如下的多期DID模型来进行估计：

其中，下标$ i $代表县，$ t $代表年份。本文被解释变量$ {\mathrm{l}\mathrm{n} Ent}_{it} $表示县域创业活力，参考谢绚丽等（2018）和张柳钦等（2023）的研究，本文选取县域范围内新增工商企业注册数量的对数测度。核心解释变量$ PM{C}_{it} $表示$ i $县在$ t $年是否实施了“省直管县”改革，如果已经实施则为1，否则为0；$ {X}_{i}\times t $表示事前变量与时间趋势的交互项。 ⁵在模型中本文控制了三类变量，具体包括：（1）社会经济特征的时间趋势项，如人均GDP、人口规模、财政自主度、产业结构和人口密度等；（2）参考Li等（2016）的研究，加入可能会影响“省直管县”改革的变量，如是否是县级市、国家贫困县、粮食主产县、省界县等；（3）省份固定效应的时间趋势项$ {\gamma }_{p}\times t $，以控制省级层面上不可观测的因素对于“省直管县”改革和创业活动的影响。$ \varepsilon_{it} $表示随机扰动项。$ {\beta }_{1} $是本文关心的估计系数。如果$ {\beta }_{1} > 0 $，意味着“省直管县”改革激发了县域创业活力；如果$ {\beta }_{1} < 0 $，意味着“省直管县”改革对县域创业活力产生了负面影响。

（二）样本选择和数据来源

本文计算县域创业活力所需的新增工商注册相关信息来源于2000—2013年中国工商企业注册数据库， ²该数据包含了新注册企业的名称、注册地址、成立时间、企业类型等信息，可以计算县域创业活力。根据各省“省直管县”改革政策文本，本文梳理了各省改革的实施时点、试点范围和改革内容，最终确定1745个县（市）作为研究对象， ³共24297个观测值。截至2013年，改革县（市）数量为887个，占样本总体的50.83%；非改革县（市）数量为858个，占比为49.17%。样本县（市）和对应市级地区的社会经济数据来自《中国县域统计年鉴》《中国城市统计年鉴》《全国地市县财政统计资料汇编》等。表1 报告了主要变量的描述性统计。

四、实证结果

（一）基准回归

基于式（1），表2报告了“省直管县”改革对于县域创业活力的基准回归结果。结果显示，“省直管县”改革会显著激发改革县创业活力，系数始终为正且显著。其中，列（1）为单变量回归结果，仅控制了个体固定效应和时间固定效应，“省直管县”改革对创业活力的系数在1%显著性水平下显著。事后社会经济特征可能受到改革政策本身的影响，这会导致条件独立假设（conditional independence assumption，CIA）不成立（黄炜等，2022；江艇，2022）。因此，列（2）控制了事前社会经济特征$ \mathrm{的} $时间趋势项，以控制处理前特征不同的个体间可能存在的时间趋势差异。对于改革县，前定变量选择改革前一期的值；对于非改革县，事前特征选择2003年的值。进一步参考Li等（2016）的研究，列（3）加入了可能影响“省直管县”改革试点选择的时间趋势项。列（4）加入了省份时间趋势项，以控制各省“省直管县”改革政策实施时间、试点选择、政策内容以及其他省级层面不可观测变量的影响。结果显示，在其他因素不变的情况下，相较于非改革县，改革县县域年度新注册企业数量出现明显增长。平均而言，改革县在进行改革后新注册企业数量提高了6.3%，在1%显著性水平下显著，验证了假说1。

（二）稳健性检验

1. 平行趋势检验

双重差分模型要求处理组和对照组之间的差异在处理前不随时间变化，即满足平行趋势假设。平行趋势检验能够展示“省直管县”改革对县域创业活力的动态影响，克服潜在的反向因果问题。如果是因为县域创业活力较高导致县被财政直管，那么改革县在改革前的创业活力趋势应该持续高于非改革县。因此，本文比较了改革前后不同年份内，改革县和非改革县的创业活力差异。参考已有文献，本文采取如下设定形式：

式（2）中，$ {D}_{it\;k} $代表第$ t $期的$ i $县将在$ k\left(k < 0\right) $年进行“省直管县”改革，或者在$ k\left(\mathrm{\mathit{k}} > 0\right) $年前接受“省直管县”改革。其中，改革前5年及以上和改革后5年及以上分别归为一组。图2展示了各年的回归系数以及对应的95%的置信区间。可以发现，改革实施之前各年的回归系数均不显著，表明在控制各种因素的情况下，处理组和对照组的创业活力变化趋势没有明显差异，联合检验结果也无法拒绝处理前系数均为0的原假设。改革实施当年及之后的1至3年里回归系数显著为正，说明“省直管县”改革导致改革县的新注册企业数量出现明显增加，但影响在改革后4年及以上消失。图2结果显示，本文的基准回归结果满足平行趋势检验，结论并不受反向因果的影响，说明“省直管县”改革能够有效激发县域创业活力。

2. 安慰剂检验

为了排除混淆因素干扰并确保估计结果的稳健性，本文通过随机构造处理组来进行安慰剂检验。具体方法为：根据现实中每年实施“省直管县”改革的数量逐年随机选择“伪”处理组。该套流程实施之后，得到了一组随机的反事实处理组和对照组。重复该套流程500次，以避免小概率事件或因素对估计结果的干扰。图3显示，“伪”处理的估计系数基本服从正态分布，且绝大多数回归结果都不显著。真实的“省直管县”改革效应用竖线表示，其与“伪”处理估计系数分布之间存在显著差异。

3. 更换被解释变量和子样本回归

本文通过更换被解释变量和子样本回归的方法来进一步验证结果。参考黄亮雄等（2020）、蔡运坤等（2024）和何雨可等（2024）的研究思路，本文采取私营企业注册数量的对数、每万人新注册企业数量以及企业注册数量增长率作为县域创业水平的度量变量，回归结果如表3列（1）至列（3）所示。结果表明，“省直管县”改革对县域创业活力的影响依然存在显著的正向影响。平均而言，改革县的私营企业注册数量和每万人企业注册数量更多，企业注册数量增长率更快。在其他因素不变的情况下，“省直管县”改革后，改革县私营企业注册数量平均增长6.0%，每万人企业注册数量平均增加0.305家，企业注册数量增长率平均高出3.0个百分点，说明基准回归结果不受测量误差的影响。

由于行政级别可能会影响地方的生产率水平和资源配置效率（江艇等，2018），本文排除了省会城市和副省级城市等行政级别较高的城市下辖县。表3列（4）结果显示，在相同行政级别的县市中，“省直管县”改革的创业驱动效应更加明显，平均而言改革县企业注册数量增长7.8%。“扩权强县”改革扩张了县级政府行政权力，可能会对县域创业活力产生影响。本文在基准回归中控制“扩权强县”改革哑变量以消除行政放权的影响。为消除“扩权强县”改革的影响，本文剔除“扩权强县”改革样本进行了稳健性回归。表3列（5）结果显示，在剔除“扩权强县”改革影响后，“省直管县”改革效应更加明显。平均而言，改革县企业注册数量增长10.7%。表3结果显示，本文结论在不同被解释变量和子样本分析中仍然成立，表明本文的基准结果是稳健的。

4. Goodman-Bacon分解

多期双重差分模型存在偏误，主要是因为当处理随着时间动态变化时，估计量是不同标准双重差分模型处理效应的加权平均，其权重可能是负值（de Chaisemartin and D’Haultfœuille，2023）。因此，有必要对双向固定效应估计量进行Goodman-Bacon分解，评估晚处理组与早处理组之间的系数大小和权重对平均处理效应的影响（Goodman-Bacon，2021）。表4展示了Goodman-Bacon分解，可以看到，“省直管县”改革的处理效应主要来自处理组和从未接受处理组之间的差异，系数估计值为0.0968，权重为75.64%；早处理组和晚处理组受处理前之间的差异系数估计值为0.0189，权重为13.94%；晚处理组和早处理组受处理后系数尽管为正，但估计值相对较小，权重占比也较小。根据Goodman-Bacon分解结果可知，多期双重差分模型的估计结果主要来自处理组和从未接受处理组以及早处理组和晚处理组受处理前之间的差异，因此结果具有稳健性。

5. 倾向得分匹配和双重差分方法

为了解决选择性偏误问题，本文还采用倾向得分匹配的双重差分方法（PSM-DID）增强基准结果的可信度。传统PSM-DID通常采取逐期匹配方式，但存在分类变量错配、对照组不稳定等问题（谢申祥等，2021）。首先，本文参考谢申祥等（2021）的方法，选择可能影响“省直管县”改革试点选择的关键决定因素并进行分组，上述变量包括县级市、粮食主产县、国家贫困县和省界县等。其次，在保证对照组和处理组在上述特殊变量相同的前提下，将面板数据拆分为截面数据，并对每期截面数据进行逐期回归，并计算每个个体每一期的倾向得分值。最后，在保证特殊类变量相同的情况下，在对照组中为处理组个体寻找匹配对象。

表5展示了倾向得分匹配的双重差分方法估计结果，其中列（1）是无分类变量情况下的倾向得分匹配的双重差分方法估计结果，列（2）至列（5）分别是按照县级市、粮食主产县、国家贫困县和省边界县分类后倾向得分匹配的双重差分方法的估计结果。结果显示，“省直管县”改革对县域创业活力存在显著的正向效应，与基准回归结果高度一致。

（三）机制分析

本文研究发现，“省直管县”改革会显著激发县域创业活力。根据理论分析，“省直管县”改革作为一项财政体制改革，会影响改革县的税收征管力度和财政支出结构。本文分别检验了“省直管县”改革对于改革县的税收征管力度、生产性支出和民生性支出的影响 ⁴以及税收征管力度和财政支出情况对于县域创业活力的影响。

参照李言和雷红（2021）以及张明昂等（2024）的研究，县级政府税收征管力度使用税柄法计算，即通过比较实际税收比率与潜在税收比率的偏离程度来反映税收征管力度。 ⁶潜在税收比率通过构建下述方程得出：

其中，$ i $代表县，$ t $代表年份；$ {Tax}_{it}/GD{P}_{it} $是实际税收比率；$ Industry{2}_{it}/GD{P}_{it} $和$ Industry{3}_{it}/GD{P}_{it} $分别代表第二产业占比和第三产业占比；$ \mathrm{ln}po{p}_{it} $是县域人口的对数；$ \mathrm{ln}pgd{p}_{it} $是人均地区生产总值的对数；$ Opennes{s}_{it}/GD{P}_{it} $是年末进出口额占地区生产总值的比重，表示地区的开放程度。此外，我们还控制了省份和年份交互项$ {\gamma }_{p}\times t $。原因在于：2002年所得税分享改革后，各省出台了一系列省以下财政体制改革文件，对于市县主要税种分成方式和比例进行了不同的规定，这会影响各省实际税收收入的留成情况，控制省份和年份交互项保证了各省之间县市实际税收比率存在可比性。将各地区数据代入模型进行估计后，可以得到预期的$ {Tax}_{it}/GD{P}_{it} $的拟合方程，其预期数值$ \widehat{{Tax}_{it}/GD{P}_{it}} $即是地区潜在税收比率。该比值越大，表明当地税收征管越严格，两者的比值如式（4）所示：

1. 税收征管力度与财政支出的创业驱动效应

根据前文的理论分析，“省直管县”改革对于县级政府税收征管力度的影响并不明确：税收分成比例提升导致的征管收益效应和转移支付扩张导致的支出效应均会强化县级政府的税收努力，而税收分成比例提升导致的税基激励效应和转移支付扩张导致的税收替代效应则会弱化县级政府的税收征管力度。表6列（1）结果表明，“省直管县”改革对于税收征管力度的影响并不显著，假说2 成立。在财政支出方面，由于“省直管县”改革导致了财力上升，改革县的生产性支出和民生性支出均有所上升。表6列（2）和列（3）结果表明，相比民生性支出，生产性支出的扩张效应更加明显。平均而言，改革县生产性支出增长16.1%，民生性支出增长2.8%，这说明假说3a和假说3b均成立。

表6列（4）模型同时放入了“省直管县”改革、税收征管力度、生产性支出和民生性支出。结果显示，税收征管力度对于县域创业活力的影响为正但不显著，生产性支出和民生性支出均会显著激励地区创业活力，且民生性支出的创业驱动效应更强。

2. “省直管县”改革的财政治理方式

表7展示了“省直管县”改革的两种财政治理方式对于税收征管力度、生产性支出和民生性支出的影响。根据已有政策实践，“省直管县”改革通常会采取提高改革县税收分成比例和增加转移支付规模两种治理方式，而此两种治理方式对于地方政府财政收支行为会存在相反的影响（刘勇政等，2019）。表7列（1）和列（2）结果说明，平均而言，改革县与上级政府的税收分成比例会提高1.4个百分点，而人均转移支付则会增加4.2%。列（3）表明两种治理方式对于税收征管力度存在相反的影响。其中，税收分成比例提升主要引发征管收益效应，即由于改革县对于本地收入的剩余索取权提升，促使地方政府加大税收征管力度。转移支付扩张则主要存在税收替代效应，导致地方政府征税努力下降，降低税收征管力度。列（4）和列（5）则比较了两种财政治理方式分别对于生产性支出和民生性支出的影响。结果表明，转移支付扩张对于生产性支出和民生性支出均存在明显的拉动效应，且对于生产性支出效果更强。税收分成比例提升对于生产性支出和民生性支出则存在相反的影响。税收分成比例的提高有利于地方政府支出内部化行为、降低地方政府的道德风险和成本转嫁行为，从而缓解生产性支出结构偏向。

结合表6结果，本文认为，在省以下财政体制改革的实践推进中，应该更多使用提升税收分成比例的财政治理方式，促使地方政府增加民生性支出规模，强化民生支出对市场主体的保障功能，从而更大程度上激励市场主体进行创业。

（四）异质性分析 ⁸

1. 市县经济实力

“省直管县”改革的目的在于缓解基层财政困难问题，因此在试点选择时往往更加侧重于财力水平较弱的县。但是在实践中，出于全面评估政策效果的考虑，部分地区并未将改革试点局限在财力薄弱地区，而是形成不同市县关系的组合。比较不同市县经济实力下“省直管县”改革对于县域创业活力的影响，有助于全面评估财政体制改革的创业驱动效应，为下一步财政体制改革试点选择、协调市县关系和顺利推进改革提供参考。

本文采用市县人均GDP和相对排名在改革前3年的平均值来度量市县经济实力。其中，相对排名是指市县人均GDP改革前3年平均值在全省范围内的相对排名，数值越小意味着市县相对排名越靠前，经济实力越强。根据回归结果，在改革前人均GDP水平越低、相对排名越靠后的地级市，“省直管县”改革的创业驱动效应更强。这可能是因为在改革后，地级市对于弱县直管改革相对更加配合。因此，协调好市级政府与改革县之间的关系是确保“省直管县”改革成功的关键因素。

2. 市场化程度

本文研究表明，“省直管县”改革会通过增加财政支出、提高基础设施和公共服务供给的方式激励市场主体从事创业行为，提升县域创业活力。但随着经济发展水平的提升，投资环境、法治环境等较高层次需求的制度型公共品将更加重要（钟晓敏，2004）。因此，本文检验了市场化程度对于“省直管县”改革创业驱动效应的异质性影响。基于中国分省份市场化指数（樊纲等，2003），本文使用2000年至2003年各省市场化指数均值来测度不同省份在“省直管县”改革之前的市场化程度，并构建交互项模型以度量不同市场化程度地区“省直管县”改革的异质性影响。根据回归结果，在市场化程度较高的地区，“省直管县”改革对于县域创业活力的影响会出现明显的削弱。而在市场化程度较高的地区，生产性支出对于创业的拉动效应有所降低。上述结果意味着市场化程度与“省直管县”改革之间存在替代效应。在市场化程度较强的地区，仅凭财政支出规模扩张的方式已经不能满足居民一般层次需求的公共产品，而应该更加注重投资环境、法治环境等较高层次需求的公共品供给。

3. 企业规模及类型

已有研究表明，尽管生产性支出和民生性支出均会激励本地创业活动，但作用对象存在差异。教育医疗和社保等民生性支出可以提高个人应对创业失败后果的承担能力，其更多作用于中小企业和个人创业者。为此，本文检验了“省直管县”改革对于不同规模和类型企业注册数量的影响。本文分别研究了“省直管县”改革对于中小企业、大型企业注册数量以及中小企业注册数量占比的影响。 ⁷根据回归结果，“省直管县”改革更多地提升了大型企业的注册数量，在新注册企业中注册资本小于500万元的中小企业占比更低；“省直管县”改革更多地增加了非个体工商户的注册数量，在新注册企业中个体工商户占比更低。结合前文分析，主要原因可能是“省直管县”改革采用增加生产性支出规模的方式激励地区创业行为，这对于中小企业和个人创业者的激励较弱。

五、结论与政策建议

本研究基于2000至2013年中国工商企业注册数据，采用多期双重差分模型，深入分析了“省直管县”改革对县域创业活力的影响。研究发现：第一，在“省直管县”改革后，县域创业活力更强，年度新注册企业数量更多，平均增加了6.3个百分点。多种稳健性检验进一步支持了基准回归结果的稳健性，表明“省直管县”改革确实会对县域创业活力产生积极影响。第二，“省直管县”改革主要通过增加生产性支出和民生性支出，而非改变税收征管力度来活跃县域创业活力。“省直管县”改革的两种财政治理方式对于生产性支出和民生性支出规模的影响是不相同的。转移支付规模扩张会显著增加两类支出规模，但税收分成比例提升会提高民生性支出。相比于生产性支出，民生性支出对于创业活动的影响更加明显。第三，“省直管县”改革存在异质性。在经济实力较弱的市县和市场化程度较低的地区，“省直管县”改革对创业的促进作用更强，而“省直管县”改革对小企业和个人创业者的激励效果较弱。

基于上述研究结果，本文提出以下政策建议。第一，深化省以下财政体制改革，构建民生性支出主导的公共资源配置体系。重点优化县级政府财政支出结构，强化教育、医疗和社会保障等民生领域投入，通过降低创业风险预期激发市场主体活力。省级政府应完善转移支付绩效评估机制，引导县域财政支出从生产型向服务型转变。第二，强化税收分成比例对地方政府行为的激励机制，建立分类指导的差异化财政政策体系。针对经济薄弱地区，适度提高税收留存比例以增强县域财政自主权；针对市场化较高地区，推动财政资源向营商环境优化领域倾斜，促进制度型公共品供给与市场机制有效衔接。第三，实施区域协调导向的财政政策组合，增强落后地区的创业支撑能力。建立跨层级财政协同机制，重点加强省对县的民生支出专项转移支付，配套实施创业孵化基地建设等财政政策。

1数据来源：国家统计局。

22013年修订的《公司法》明确将公司注册资本实缴登记制改为认缴登记制，放宽了市场主体的准入门槛，因此本文未加入2013年以后的样本。

3由于财政管理体制的差异，样本剔除了直辖市和计划单列市下辖县（市）。由于海南省、宁夏回族自治区和浙江省较早实施省管县体制，样本剔除了上述三个省（区）下辖县（市）样本。由于数据质量问题，样本剔除了西藏自治区下辖县（市）。本文数据不包括港澳台地区。

4由于2007年以后政府收支分类科目出现较大变化，难以区分生产性支出和民生性支出，因此本部分回归样本时间区间均为2000年至2006年（张莉等，2018）。

5根据黄炜等（2022）的研究，控制事后变量可能导致条件独立假设(conditional independence assumption, CIA)不成立，因此需控制事前变量与时间趋势的交互项，从而控制处理前特征不同的个体可能存在的时间趋势差异。

6实际税收比率=实际税收收入/GDP，潜在税收比率=潜在税收收入/GDP。

7中小企业为注册资本500万元以下，大型企业为注册资本500万元以上。

8限于篇幅，图表分析省略，留存备索。