省管縣對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的整體影響

內(nèi)容摘要：省管縣是近幾年來行政管理體制改革中備受關(guān)注的改革模式，本文基于浙江省2002年強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)改革，研究了省管縣對于地級市經(jīng)濟(jì)增長的影響。文章發(fā)現(xiàn)，從整體來看強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)的改革對改革縣市所在地級市的經(jīng)濟(jì)整體發(fā)展具有顯著的促進(jìn)作用，提高了所在地級市的全要素生產(chǎn)率。而從時間上看，改革在實(shí)施當(dāng)年及次年對于地區(qū)的全要素生產(chǎn)率具有顯著的提高作用，而之后全要素生產(chǎn)率并沒有進(jìn)一步提升。

關(guān)鍵詞：省管縣 分權(quán) 經(jīng)濟(jì)增長 全要素生產(chǎn)率

引言

本文基于浙江省2002年強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)的改革，研究了經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限下放對于地區(qū)（改革縣級市區(qū)縣所在地級市）整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。在我國現(xiàn)行的行政管理體制中，地方行政區(qū)域劃分為省、地、縣、鄉(xiāng)四級。這種行政體系的形成原因非常復(fù)雜，既有許多的歷史原因，又有現(xiàn)實(shí)需要。但隨著市場經(jīng)濟(jì)特別是區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、行政治理環(huán)境和手段的變化，因?qū)蛹夁^多而導(dǎo)致的問題日益顯現(xiàn)。以至于“省直管縣”成為近幾年來行政管理體制中備受關(guān)注的改革模式。

行政管理權(quán)限的集中與分散對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響這一話題在學(xué)術(shù)上一直爭議較大，并沒有得出眾所公認(rèn)的一致結(jié)論?，F(xiàn)有研究大多數(shù)集中于財政分權(quán)問題上，這也是下放權(quán)力的主要內(nèi)容，如Zhang、Zou（1998）、Lin、Liu（2000）和Jin等（2005）。從實(shí)踐的經(jīng)驗(yàn)來看，地方放權(quán)的改革不只是下放財政權(quán)力，與此同時還包括許多經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限的下放，而這種一攬子權(quán)力下放才是我國分權(quán)改革的主要形式。史宇鵬、周黎安（2007）通過對中央對于計劃單列市的研究，認(rèn)為從總體上，放權(quán)確實(shí)有助于計劃單列市提高其經(jīng)濟(jì)效率。本文中研究的強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)改革措施是一種一攬子經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限下放的政策。

與本文研究較為相近的是袁淵、左翔（2011），該研究利用浙江、福建兩省規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，對擴(kuò)權(quán)強(qiáng)縣與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)。結(jié)果表明，擴(kuò)權(quán)強(qiáng)縣對浙江省縣轄企業(yè)的發(fā)展有顯著的促進(jìn)作用。與上述研究不同，本文關(guān)注的不是進(jìn)行改革的縣級行政單位本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況。而是考慮這種改革行為所帶來的外部性。具體來說，本文研究的是，將經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限從地級市下放至縣級市區(qū)縣之后，該地級市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r。

為何研究省管縣改革對于地級市的影響很重要？如果單從實(shí)行改革措施的縣級市縣區(qū)來看這次改革措施對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，其結(jié)果可能是相對較為片面的。一方面，出于各種原因的考慮，地方政府很有可能不能容忍改革失敗的出現(xiàn)，會通過各種手段來幫助改革的縣區(qū)市。這就會使得進(jìn)行改革的縣級市縣區(qū)由于政治因素而獲得更好的發(fā)展，而這些政治因素是我們實(shí)證研究無法捕捉的。

另一方面，由于同一地級市內(nèi)，分別有改革的縣區(qū)市和未改革的縣區(qū)市，那么改革縣區(qū)市的存在對于未改革縣區(qū)市是正面影響還是負(fù)面影響也不得而知。從這個角度來講，即使得到強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)對本縣級市區(qū)縣的經(jīng)濟(jì)發(fā)展有促進(jìn)作用的結(jié)果，這也有可能是犧牲周邊未進(jìn)行改革縣級市區(qū)縣利益而得到的。比如說，或許存在這種可能，企業(yè)認(rèn)識到進(jìn)行改革的縣級市區(qū)縣受到了上級政府的重點(diǎn)關(guān)注，更易于獲得更多的資源，而將經(jīng)營重心或者注冊地從未改革縣級市區(qū)縣轉(zhuǎn)移到改革的縣級市區(qū)縣?；谶@種看法，可以設(shè)想，如果某個地級市的所有縣級市縣區(qū)都進(jìn)行了強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)改革，那么這個改革效應(yīng)也就不存在了。

浙江省2002年強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)改革概述

浙江省直管縣體制核心是三個方面：首先是財政意義上的省直管縣體制；其次是縣（市）委書記、縣（市）長由省里直管的干部管理制度；再次是四輪“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”所賦予縣的社會經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限。

雖然浙江在1992年、1997年就分別將一些地方經(jīng)濟(jì)管理的權(quán)限下方到部分縣級行政單位，但這些管理權(quán)限的范圍相對而言較小。在2002年，省委、省政府實(shí)行新一輪的強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)政策，按照“能放都放”的總體原則，將313項(xiàng)原屬地級市的經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限下放給17個縣（市）和蕭山、余杭、鄞州3個區(qū)，主要涵蓋計劃、經(jīng)貿(mào)、外經(jīng)貿(mào)、國土資源、交通、建設(shè)等12大類。這次改革措施無論從范圍還是深度上講，都是具有較大影響的。

2002年的這次改革措施造成了浙江的縣級行政單位具有不同的經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限的局面。即20個改革縣市區(qū)具有較大的經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限，而其余的近70個縣市區(qū)的經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限則依然控制在地級市中。這給本文研究強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)政策提供了一個很好的自然實(shí)驗(yàn)平臺?？梢詠碜R別這些改革的措施是否真正促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長。

數(shù)據(jù)及計量方法選取

本文所使用的數(shù)據(jù)均來自于歷年的《浙江統(tǒng)計年鑒》。時間區(qū)間為1995-2009年。本文主要關(guān)注的改革措施發(fā)生在2002年。

為了區(qū)分強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)改革與其他因素對于地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響，必須控制各個地級市所特有的地方屬性。本文所使用的計量方法為固定效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)模型，從而可以控制地級市不隨時間變化的異質(zhì)性特征。

根據(jù)柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，本文設(shè)定如下計量模型：

（1）

上式中，下標(biāo)i表示地區(qū)，下標(biāo)t表示時間。yit為各地級市在各年份的人均GDP，rit為改革的虛擬變量，如果該地級市所屬縣在2002年中成為了改革縣，則在2002年及以后年份取1，否則則取0。2002年以前則均為0。xit為其他控制變量向量，包括人均資本存量對數(shù)、全社會從業(yè)人員對數(shù)、每萬人中技術(shù)人員人數(shù)、非農(nóng)業(yè)人口比例、外資占社會總投資比，以及年度控制變量。αi是各個地級市不隨時間變化的其他個體特征。

本文主要關(guān)注的是強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)改革虛擬變量rit的參數(shù)β1。β1度量了地級市全要素生產(chǎn)率的變化，如果β1顯著為正，則說明省管縣改革提高了地級市的全要素生產(chǎn)率。

為了研究改革措施的動態(tài)效果，本文設(shè)計了如下的計量模型：

（2）

其中，rjit，j=1，…，8，分別為八個虛擬變量，表示該地區(qū)在當(dāng)年是否有所屬縣區(qū)市成為了改革對象，本文稱2002年為改革當(dāng)年，以后分別為改革第二年，…，第八年。如r4i，2005=1 則表示該地區(qū)在2004年是其進(jìn)行改革的第三年。r3i，2005=0 表示在2005年該地區(qū)并不是改革第三年。自然在2002年以前，該虛擬變量均為0，所有未改革地區(qū)的該虛擬變量亦均取0。endprint

本文采用文獻(xiàn)中通行的永續(xù)盤存法來計算城市人均固定資產(chǎn)存量。按照通常的做法，將1995年的起始資本存量定義為為當(dāng)年固定資產(chǎn)投資的10倍，然后按照“下期資本存量=本期資本存量×（1-折舊率）+下期社會投資額”的公式進(jìn)行求解。本文設(shè)定資本折舊率為10%。

強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證檢驗(yàn)

強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)改革措施對所在地級市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展是否具有整體效應(yīng)。本文想要確認(rèn)放權(quán)措施確實(shí)促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，而不是在地區(qū)間使用行政權(quán)力拆東墻補(bǔ)西墻的方式，政府刻意重點(diǎn)發(fā)展某些進(jìn)行改革了的縣級市區(qū)縣，而使其經(jīng)濟(jì)得到更好的發(fā)展。

在浙江2002年的這次強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)改革中，浙江十一個地級市中有七個地級市發(fā)生了改革，把部分經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限下放到部分縣級市區(qū)縣中，而其余四個地級市則仍然執(zhí)行省、地級市、縣的原有行政管理體制。這就為我們區(qū)分經(jīng)濟(jì)發(fā)展中強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)的政策影響與其他因素影響提供了一個很好的機(jī)會。

表1為模型（1）的固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果。從表1中可以看到，在控制了所有相關(guān)變量之后，2002年的改革措施對于地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長具有顯著促進(jìn)作用。所有四列回歸均表現(xiàn)出參數(shù)β1在1%顯著性水平上的顯著性。說明本文的結(jié)果是具有穩(wěn)健性的。這說明，通過省管縣改革之后，地級市的整體全要素生產(chǎn)率有了顯著提高。通過省管縣改革，地級市的全要素生產(chǎn)率平均提高了約3.9%。即強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)改革措施對所在地級市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有整體效應(yīng)。對縣級市區(qū)縣進(jìn)行行政放權(quán)之后，促進(jìn)了地級市整體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

表2為模型（2）的固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果。從回歸的結(jié)果來看，首先，改革措施在改革的當(dāng)年及次年（即2002年和2003年）對于地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的正效應(yīng)。這個結(jié)果在四個回歸中都顯示出顯著性，說明是很穩(wěn)健的。平均而言，省管縣改革在改革當(dāng)年提高了地級市全要素生產(chǎn)率月5.4%，而在次年提高了約4.2%。其次，當(dāng)控制了所有的相關(guān)變量之后，這種對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效應(yīng)從第三年（即2004年）開始便不是很明顯，具體表現(xiàn)為：一是回歸系數(shù)不斷減小，二是從2004年開始所有的改革虛擬變量參數(shù)均不顯著。

故此，本文認(rèn)為從時間上看，改革措施在改革所在當(dāng)年及次年對于地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的促進(jìn)作用。從改革的第三年起，改革措施對于進(jìn)行改革縣級市區(qū)縣所在的地級市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展不再有進(jìn)一步的刺激作用。

結(jié)論

本文基于浙江的強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)政策來研究強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)政策對于地級市經(jīng)濟(jì)增長的影響。浙江的強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)政策一般也被稱為“浙江模式”。不同于其他地區(qū)財政上的省縣直管，浙江的改革措施是將一攬子的經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限下放到部分縣級行政單位，給予其很大的自主權(quán)力。

利用面板數(shù)據(jù)模型，本文控制了地區(qū)間無法觀測的個體差異，這使文章的結(jié)論更具有可信性。通過靜態(tài)與動態(tài)模型分析，文章得到了三個結(jié)論：第一，從整體來看，強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)的改革對改革縣級市區(qū)縣所在地級市的經(jīng)濟(jì)整體發(fā)展具有顯著的促進(jìn)作用。第二，從時間上看，改革措施在改革所在當(dāng)年及次年對于地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的促進(jìn)作用。第三，從改革的第三年起，改革措施對于進(jìn)行改革縣級市區(qū)縣所在的地級市的經(jīng)濟(jì)增長刺激作用開始不再明顯。

參考文獻(xiàn)：

1.Jin， H.， Y. Qian and B. Weingast， 2005. “Regional Decentralization and Fiscal Incentives： Federalism， Chinese style”， Journal of Public Economics 89（9-10）

2.Lin， J. Yifu and Zhiqiang Liu， 2000，“Fiscal Decentralization and Economic Growth in China”，Economic Development and Culture Change 49（1）

3.Zhang， T. and Zou， H， 1998， “Fiscal Decentralization， Public Spending， and Economic Growth in China”， Journal of Public Economics 67（2）

4.史宇鵬，周黎安.地區(qū)放權(quán)與經(jīng)濟(jì)效率：以計劃單列為例.經(jīng)濟(jì)研究，2007（1）

5.袁淵，左翔.“擴(kuò)權(quán)強(qiáng)縣”與經(jīng)濟(jì)增長：規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的微觀證據(jù).世界經(jīng)濟(jì)，2011（3）

作者簡介：

燕翔，男，1984年生，上海人，北京大學(xué)光華管理學(xué)院應(yīng)用經(jīng)濟(jì)系博士研究生，研究方向：宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)、發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)。endprint

本文采用文獻(xiàn)中通行的永續(xù)盤存法來計算城市人均固定資產(chǎn)存量。按照通常的做法，將1995年的起始資本存量定義為為當(dāng)年固定資產(chǎn)投資的10倍，然后按照“下期資本存量=本期資本存量×（1-折舊率）+下期社會投資額”的公式進(jìn)行求解。本文設(shè)定資本折舊率為10%。

強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證檢驗(yàn)

強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)改革措施對所在地級市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展是否具有整體效應(yīng)。本文想要確認(rèn)放權(quán)措施確實(shí)促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，而不是在地區(qū)間使用行政權(quán)力拆東墻補(bǔ)西墻的方式，政府刻意重點(diǎn)發(fā)展某些進(jìn)行改革了的縣級市區(qū)縣，而使其經(jīng)濟(jì)得到更好的發(fā)展。

在浙江2002年的這次強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)改革中，浙江十一個地級市中有七個地級市發(fā)生了改革，把部分經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限下放到部分縣級市區(qū)縣中，而其余四個地級市則仍然執(zhí)行省、地級市、縣的原有行政管理體制。這就為我們區(qū)分經(jīng)濟(jì)發(fā)展中強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)的政策影響與其他因素影響提供了一個很好的機(jī)會。

表1為模型（1）的固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果。從表1中可以看到，在控制了所有相關(guān)變量之后，2002年的改革措施對于地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長具有顯著促進(jìn)作用。所有四列回歸均表現(xiàn)出參數(shù)β1在1%顯著性水平上的顯著性。說明本文的結(jié)果是具有穩(wěn)健性的。這說明，通過省管縣改革之后，地級市的整體全要素生產(chǎn)率有了顯著提高。通過省管縣改革，地級市的全要素生產(chǎn)率平均提高了約3.9%。即強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)改革措施對所在地級市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有整體效應(yīng)。對縣級市區(qū)縣進(jìn)行行政放權(quán)之后，促進(jìn)了地級市整體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

表2為模型（2）的固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果。從回歸的結(jié)果來看，首先，改革措施在改革的當(dāng)年及次年（即2002年和2003年）對于地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的正效應(yīng)。這個結(jié)果在四個回歸中都顯示出顯著性，說明是很穩(wěn)健的。平均而言，省管縣改革在改革當(dāng)年提高了地級市全要素生產(chǎn)率月5.4%，而在次年提高了約4.2%。其次，當(dāng)控制了所有的相關(guān)變量之后，這種對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效應(yīng)從第三年（即2004年）開始便不是很明顯，具體表現(xiàn)為：一是回歸系數(shù)不斷減小，二是從2004年開始所有的改革虛擬變量參數(shù)均不顯著。

故此，本文認(rèn)為從時間上看，改革措施在改革所在當(dāng)年及次年對于地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的促進(jìn)作用。從改革的第三年起，改革措施對于進(jìn)行改革縣級市區(qū)縣所在的地級市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展不再有進(jìn)一步的刺激作用。

結(jié)論

本文基于浙江的強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)政策來研究強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)政策對于地級市經(jīng)濟(jì)增長的影響。浙江的強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)政策一般也被稱為“浙江模式”。不同于其他地區(qū)財政上的省縣直管，浙江的改革措施是將一攬子的經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限下放到部分縣級行政單位，給予其很大的自主權(quán)力。

利用面板數(shù)據(jù)模型，本文控制了地區(qū)間無法觀測的個體差異，這使文章的結(jié)論更具有可信性。通過靜態(tài)與動態(tài)模型分析，文章得到了三個結(jié)論：第一，從整體來看，強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)的改革對改革縣級市區(qū)縣所在地級市的經(jīng)濟(jì)整體發(fā)展具有顯著的促進(jìn)作用。第二，從時間上看，改革措施在改革所在當(dāng)年及次年對于地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的促進(jìn)作用。第三，從改革的第三年起，改革措施對于進(jìn)行改革縣級市區(qū)縣所在的地級市的經(jīng)濟(jì)增長刺激作用開始不再明顯。

參考文獻(xiàn)：

1.Jin， H.， Y. Qian and B. Weingast， 2005. “Regional Decentralization and Fiscal Incentives： Federalism， Chinese style”， Journal of Public Economics 89（9-10）

2.Lin， J. Yifu and Zhiqiang Liu， 2000，“Fiscal Decentralization and Economic Growth in China”，Economic Development and Culture Change 49（1）

3.Zhang， T. and Zou， H， 1998， “Fiscal Decentralization， Public Spending， and Economic Growth in China”， Journal of Public Economics 67（2）

4.史宇鵬，周黎安.地區(qū)放權(quán)與經(jīng)濟(jì)效率：以計劃單列為例.經(jīng)濟(jì)研究，2007（1）

5.袁淵，左翔.“擴(kuò)權(quán)強(qiáng)縣”與經(jīng)濟(jì)增長：規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的微觀證據(jù).世界經(jīng)濟(jì)，2011（3）

作者簡介：

燕翔，男，1984年生，上海人，北京大學(xué)光華管理學(xué)院應(yīng)用經(jīng)濟(jì)系博士研究生，研究方向：宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)、發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)。endprint

本文采用文獻(xiàn)中通行的永續(xù)盤存法來計算城市人均固定資產(chǎn)存量。按照通常的做法，將1995年的起始資本存量定義為為當(dāng)年固定資產(chǎn)投資的10倍，然后按照“下期資本存量=本期資本存量×（1-折舊率）+下期社會投資額”的公式進(jìn)行求解。本文設(shè)定資本折舊率為10%。

強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證檢驗(yàn)

強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)改革措施對所在地級市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展是否具有整體效應(yīng)。本文想要確認(rèn)放權(quán)措施確實(shí)促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，而不是在地區(qū)間使用行政權(quán)力拆東墻補(bǔ)西墻的方式，政府刻意重點(diǎn)發(fā)展某些進(jìn)行改革了的縣級市區(qū)縣，而使其經(jīng)濟(jì)得到更好的發(fā)展。

在浙江2002年的這次強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)改革中，浙江十一個地級市中有七個地級市發(fā)生了改革，把部分經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限下放到部分縣級市區(qū)縣中，而其余四個地級市則仍然執(zhí)行省、地級市、縣的原有行政管理體制。這就為我們區(qū)分經(jīng)濟(jì)發(fā)展中強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)的政策影響與其他因素影響提供了一個很好的機(jī)會。

表1為模型（1）的固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果。從表1中可以看到，在控制了所有相關(guān)變量之后，2002年的改革措施對于地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長具有顯著促進(jìn)作用。所有四列回歸均表現(xiàn)出參數(shù)β1在1%顯著性水平上的顯著性。說明本文的結(jié)果是具有穩(wěn)健性的。這說明，通過省管縣改革之后，地級市的整體全要素生產(chǎn)率有了顯著提高。通過省管縣改革，地級市的全要素生產(chǎn)率平均提高了約3.9%。即強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)改革措施對所在地級市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有整體效應(yīng)。對縣級市區(qū)縣進(jìn)行行政放權(quán)之后，促進(jìn)了地級市整體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

表2為模型（2）的固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果。從回歸的結(jié)果來看，首先，改革措施在改革的當(dāng)年及次年（即2002年和2003年）對于地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的正效應(yīng)。這個結(jié)果在四個回歸中都顯示出顯著性，說明是很穩(wěn)健的。平均而言，省管縣改革在改革當(dāng)年提高了地級市全要素生產(chǎn)率月5.4%，而在次年提高了約4.2%。其次，當(dāng)控制了所有的相關(guān)變量之后，這種對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效應(yīng)從第三年（即2004年）開始便不是很明顯，具體表現(xiàn)為：一是回歸系數(shù)不斷減小，二是從2004年開始所有的改革虛擬變量參數(shù)均不顯著。

故此，本文認(rèn)為從時間上看，改革措施在改革所在當(dāng)年及次年對于地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的促進(jìn)作用。從改革的第三年起，改革措施對于進(jìn)行改革縣級市區(qū)縣所在的地級市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展不再有進(jìn)一步的刺激作用。

結(jié)論

本文基于浙江的強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)政策來研究強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)政策對于地級市經(jīng)濟(jì)增長的影響。浙江的強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)政策一般也被稱為“浙江模式”。不同于其他地區(qū)財政上的省縣直管，浙江的改革措施是將一攬子的經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限下放到部分縣級行政單位，給予其很大的自主權(quán)力。

利用面板數(shù)據(jù)模型，本文控制了地區(qū)間無法觀測的個體差異，這使文章的結(jié)論更具有可信性。通過靜態(tài)與動態(tài)模型分析，文章得到了三個結(jié)論：第一，從整體來看，強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)的改革對改革縣級市區(qū)縣所在地級市的經(jīng)濟(jì)整體發(fā)展具有顯著的促進(jìn)作用。第二，從時間上看，改革措施在改革所在當(dāng)年及次年對于地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的促進(jìn)作用。第三，從改革的第三年起，改革措施對于進(jìn)行改革縣級市區(qū)縣所在的地級市的經(jīng)濟(jì)增長刺激作用開始不再明顯。

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作者簡介：

燕翔，男，1984年生，上海人，北京大學(xué)光華管理學(xué)院應(yīng)用經(jīng)濟(jì)系博士研究生，研究方向：宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)、發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)。endprint