“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”與農(nóng)業(yè)發(fā)展：基于縣級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

王小龍　方金金　孔繁成

內(nèi)容提要 “強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革作為政府層級(jí)改革的重要構(gòu)成部分，是一項(xiàng)重要的政府治理結(jié)構(gòu)改革?？h級(jí)政府獲得更多經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限后，能夠利用當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)資源優(yōu)勢(shì)引導(dǎo)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展，并依托農(nóng)業(yè)資源推動(dòng)農(nóng)業(yè)及相關(guān)企業(yè)發(fā)展。本文基于縣級(jí)面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”對(duì)縣域農(nóng)業(yè)增加值占比的影響。結(jié)果顯示，“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”對(duì)轄區(qū)內(nèi)農(nóng)業(yè)增加值占比有顯著正向影響，這表明“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革有利于縣域農(nóng)業(yè)發(fā)展。

關(guān)鍵詞 強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán) 倍差法 農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)

〔中圖分類號(hào)〕F810；F327 〔文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼〕A 〔文章編號(hào)〕0447-662X（2015）06-0034-09

一、引言

城鄉(xiāng)發(fā)展失衡問題是困擾我國(guó)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展的一個(gè)難題，其主要表現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：一是城鄉(xiāng)公共資源配置失衡，農(nóng)村道路、水利、教育、衛(wèi)生等公共產(chǎn)品供給不足，遠(yuǎn)不能滿足農(nóng)村發(fā)展的需要；二是城鄉(xiāng)居民收入差距有不斷擴(kuò)大的趨勢(shì)，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入之比已由1985年的1.86∶1擴(kuò)大到2012年的3.1∶1。①近年來(lái)，為了解決城鄉(xiāng)發(fā)展失衡問題，一方面政府加大了對(duì)“三農(nóng)”的投入力度。比如，2011年中央財(cái)政用于糧食及農(nóng)資器具的補(bǔ)貼比2004年增長(zhǎng)了近9倍。另一方面，為了加快縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，克服傳統(tǒng)“市管縣”體制下由于“市縣爭(zhēng)利”而導(dǎo)致的城鄉(xiāng)差距不斷拉大的局面，②政府還進(jìn)行了政府層級(jí)改革，即“省直管縣”財(cái)政體制改革和“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革?！笆≈惫芸h”財(cái)政體制改革是指將地方政府間的財(cái)政級(jí)次由原來(lái)的“省-市-縣”三級(jí)財(cái)政縮減為“省-市（縣）”兩級(jí)財(cái)政，省級(jí)財(cái)政與市（縣）財(cái)政直接聯(lián)系?！皬?qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”是指將一部分原屬于地市級(jí)的經(jīng)濟(jì)和社會(huì)管理權(quán)直接下放給縣一級(jí)政府，擴(kuò)大縣級(jí)政府的自主決策權(quán)。③

“省直管縣”財(cái)政體制改革和“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革作為兩項(xiàng)重要的政府治理結(jié)構(gòu)改革，近年來(lái)受到學(xué)術(shù)界廣泛的關(guān)注。已有的相關(guān)研究成果大體可分為兩類。第一類文獻(xiàn)主要研究政府層級(jí)改革對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。例如，鄭新業(yè)等基于河南省縣級(jí)數(shù)據(jù)的研究結(jié)果表明，“省直管縣”改革顯著地提高了直管縣（市）的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。鄭新業(yè)、王晗、趙益卓：《“省直管縣”能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)嗎？——雙重差分方法》，《管理世界》2011年第8期；李一花、劉蓓蓓、高煥洪：《基層財(cái)政分權(quán)測(cè)度與增長(zhǎng)效應(yīng)重估》，《財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)》2014年第6期。趙海利基于浙江省縣級(jí)數(shù)據(jù)的研究結(jié)果表明，“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革未能顯著促進(jìn)擴(kuò)權(quán)縣（市）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而袁淵和左翔利用浙江、福建兩省企業(yè)微觀數(shù)據(jù)的研究結(jié)果表明，“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革能顯著促進(jìn)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)發(fā)展。趙海利：《基層分權(quán)改革的增長(zhǎng)績(jī)效——基于浙江省強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)改革實(shí)踐的經(jīng)驗(yàn)考察》，《財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)》2011年第8期；袁淵、左翔：《“擴(kuò)權(quán)強(qiáng)縣”與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的微觀證據(jù)》，《世界經(jīng)濟(jì)》2011年第3期。才國(guó)偉和黃亮雄使用我國(guó)500個(gè)縣（市）的數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了政府層級(jí)改革的經(jīng)濟(jì)績(jī)效，發(fā)現(xiàn)“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”和“省直管縣”改革均能促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革的作用更大。才國(guó)偉、黃亮雄：《政府層級(jí)改革的影響因素及其經(jīng)濟(jì)績(jī)效研究》，《管理世界》2010年第8期。李猛的研究進(jìn)一步表明，“省直管縣”改革如果未能明顯改善縣鄉(xiāng)財(cái)政困境，則無(wú)法推動(dòng)縣域經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)較快增長(zhǎng)。李猛：《“省直管縣”能否促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)較快增長(zhǎng)？——理論模型和績(jī)效評(píng)價(jià)》，《金融研究》2012年第1期。第二類文獻(xiàn)主要研究政府層級(jí)改革對(duì)縣級(jí)財(cái)政支出的影響。例如，郭慶旺和賈俊雪研究發(fā)現(xiàn)“省直管縣”改革有助于遏制縣級(jí)政府支出規(guī)模膨脹。郭慶旺、賈俊雪：《財(cái)政分權(quán)、政府組織結(jié)構(gòu)與地方政府支出規(guī)?！罚督?jīng)濟(jì)研究》2010年第11期。王小龍和方金金的研究結(jié)果表明，政府層級(jí)改革也會(huì)顯著影響縣域公共教育支出。王小龍、方金金：《政府層級(jí)改革會(huì)影響地方政府對(duì)縣域公共教育服務(wù)的供給嗎？》，《金融研究》2014年第8期。

上述研究成果無(wú)疑有助于深化理解政府層級(jí)改革對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)及地方政府財(cái)政支出行為的影響。然而值得關(guān)注的是，政府層級(jí)改革還會(huì)通過政府治理結(jié)構(gòu)的改變產(chǎn)生其他一些重要的社會(huì)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。比如，楊志勇認(rèn)為“省直管縣”改革有利于增強(qiáng)基層政府公共服務(wù)能力。楊志勇：《省直管縣財(cái)政體制改革研究——從財(cái)政的省直管縣到重建政府間財(cái)政關(guān)系》，《財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)》2000年第11期。李金珊和葉托認(rèn)為“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革導(dǎo)致的區(qū)域分割和中心城市要素聚集能力不強(qiáng)等問題會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和產(chǎn)業(yè)升級(jí)。李金珊、葉托：《縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的激勵(lì)結(jié)構(gòu)及其代價(jià)——透視浙江縣政擴(kuò)權(quán)的新視角》，《浙江大學(xué)學(xué)報(bào)》（人文社會(huì)科學(xué)版）2010年第3期。才國(guó)偉等的研究發(fā)現(xiàn)，“省直管縣”和“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革均抑制了城市規(guī)模的擴(kuò)大，但都有利于城市環(huán)境質(zhì)量的改善。才國(guó)偉、張學(xué)志、鄧衛(wèi)廣：《“省直管縣”改革會(huì)損害地級(jí)市的利益嗎？》，《經(jīng)濟(jì)研究》2011年第7期。除了以上經(jīng)濟(jì)影響外，“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革還有以下重要的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)：與地市級(jí)政府相比，作為基層政府的縣級(jí)政府因能夠充分了解其轄區(qū)經(jīng)濟(jì)資源（尤其是農(nóng)業(yè)資源）的比較優(yōu)勢(shì)，所以縣級(jí)政府獲得更多經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限后，會(huì)充分依托縣域農(nóng)業(yè)資源優(yōu)勢(shì)和信息優(yōu)勢(shì)，引導(dǎo)縣域農(nóng)業(yè)和工業(yè)企業(yè)發(fā)展，進(jìn)而推動(dòng)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。事實(shí)上，現(xiàn)階段就全國(guó)平均水平而言，縣域經(jīng)濟(jì)的基本特征表現(xiàn)為物質(zhì)資本相對(duì)稀缺，人力資本水平較低，土地和勞動(dòng)力資源豐富，農(nóng)業(yè)資源優(yōu)勢(shì)明顯。這使得縣域依托農(nóng)業(yè)資源及相關(guān)工業(yè)企業(yè)來(lái)發(fā)展縣域經(jīng)濟(jì)具有比較優(yōu)勢(shì)。換言之，行政級(jí)別較低的縣級(jí)政府比地市級(jí)政府更了解轄區(qū)的比較優(yōu)勢(shì)，更了解縣域的勞動(dòng)力、資本、土地等資源稟賦和特色優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)，更能因地制宜地制定產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃，提高農(nóng)業(yè)及相關(guān)工業(yè)企業(yè)的資源配置效率?！皬?qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革實(shí)施后，與改革前的地市級(jí)政府不同，擁有信息優(yōu)勢(shì)和更大自主決策權(quán)的縣級(jí)政府會(huì)依托農(nóng)業(yè)資源比較優(yōu)勢(shì)來(lái)制定政策以發(fā)展縣域經(jīng)濟(jì)。實(shí)踐中，“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革試點(diǎn)縣（市）在項(xiàng)目審批時(shí)可能會(huì)選擇以下舉措：（1）與地市級(jí)政府不同，擴(kuò)權(quán)縣（市）會(huì)針對(duì)縣域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的弱項(xiàng)，加大財(cái)政支農(nóng)專項(xiàng)資金的投入和審批；（2）借助強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)所給予的項(xiàng)目審批權(quán)，圍繞市場(chǎng)需求推動(dòng)當(dāng)?shù)靥厣r(nóng)業(yè)向規(guī)模化、企業(yè)化方向發(fā)展，提高農(nóng)產(chǎn)品附加值；（3）基于當(dāng)?shù)刭Y源稟賦結(jié)構(gòu)、優(yōu)先引進(jìn)和審批那些有利于縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資項(xiàng)目和農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)項(xiàng)目。上述措施不僅有利于發(fā)展和壯大縣域經(jīng)濟(jì)，而且還可能帶動(dòng)農(nóng)業(yè)更快發(fā)展，從而有利于提高農(nóng)業(yè)增加值占比。

本文的研究目標(biāo)是實(shí)證檢驗(yàn)“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”對(duì)縣域農(nóng)業(yè)增加值占比的影響，從而借之研究“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”與農(nóng)業(yè)發(fā)展之間的關(guān)系。本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是實(shí)證研究設(shè)計(jì)，第三部分是變量定義、數(shù)據(jù)描述及相關(guān)檢驗(yàn)，第四部分是實(shí)證結(jié)果，第五部分是主要研究結(jié)論。

二、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

本文實(shí)證研究的目標(biāo)是檢驗(yàn)“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革是否會(huì)激勵(lì)縣級(jí)政府充分依托其農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)資源優(yōu)勢(shì)來(lái)發(fā)展縣域經(jīng)濟(jì)，進(jìn)而推動(dòng)縣域農(nóng)業(yè)發(fā)展。

“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革從開始試點(diǎn)到在全國(guó)大多數(shù)省份逐步推廣，已歷經(jīng)數(shù)載，恰好為我們選用自然實(shí)驗(yàn)（Natural Experiment）的方法來(lái)識(shí)別改革效應(yīng)提供了理論依據(jù)。Meyer B.D.， “Natural and Quasi-experiments in Economics，” Journal of Business & Economic Statistics， vol.13， no.2， 1995， pp.151～161； Stecklov G.， Paul W.， Stampini M. and Davis B.， “Do Conditional Cash Transfers Influence Migration？ A Study Using Experimental Data from the Mexican PROGRESA Program，” Demography， vol.42， no.4， 2005， pp.769～790.具體講，20世紀(jì)90年代，浙江省率先進(jìn)行了“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革探索，隨后21世紀(jì)初，浙江、湖北、河南、廣東等省份又先后推廣了試點(diǎn)。在此期間，由于“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”試點(diǎn)縣（市）政府的社會(huì)經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限發(fā)生了變化，其農(nóng)業(yè)增加值占GDP比重必然會(huì)因縣域自主決策權(quán)擴(kuò)大而受到影響，從而可被視為處理組。非試點(diǎn)縣（市）的自主決策權(quán)則保持不變，則可被視為對(duì)照組。這樣基于對(duì)照組樣本和處理組樣本，我們選用自然實(shí)驗(yàn)的方法研究“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革對(duì)縣域農(nóng)業(yè)增加值占比的影響。

通常，利用這類方法估計(jì)改革效應(yīng)時(shí)會(huì)遇到兩個(gè)問題：其一，試點(diǎn)樣本選取往往不是隨機(jī)的。試點(diǎn)縣（市）選取的非隨機(jī)性使本研究不能單純通過比較試點(diǎn)縣（市）和非試點(diǎn)縣（市）在改革實(shí)施后農(nóng)業(yè)增加值占GDP比重的差異來(lái)估計(jì)“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”的改革效應(yīng)。這是因?yàn)閮深惪h（市）農(nóng)業(yè)增加值占GDP的比重可能存在初始值差異，即在截距上存在差異，而這種差異會(huì)直接影響模型對(duì)改革效應(yīng)的估計(jì)。其二，試點(diǎn)縣（市）農(nóng)業(yè)增加值占GDP比重的變化趨勢(shì)中包含了各年份宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊及其他社會(huì)因素的效應(yīng)。這使得我們不能直接通過比較各試點(diǎn)縣（市）改革前后農(nóng)業(yè)增加值占GDP比重的變化來(lái)估計(jì)改革的影響，這是因?yàn)樵跁r(shí)間序列上進(jìn)行一次差分無(wú)法剔除時(shí)間趨勢(shì)對(duì)估計(jì)量的影響。

基于上述考慮，本文擬選擇“倍差法”（Difference-in-Differences Method， DID）來(lái)識(shí)別改革效應(yīng)。從技術(shù)上講，“倍差法”法利用處理組改革前后農(nóng)業(yè)增加值占GDP比重的變化值減去對(duì)照組改革前后農(nóng)業(yè)增加值占GDP比重的變化值來(lái)識(shí)別改革效應(yīng)，這樣便能夠同時(shí)消除試點(diǎn)縣（市）與非試點(diǎn)縣（市）農(nóng)業(yè)增加值占GDP比重的初始值差異和兩類縣（市）各年份共同面臨的時(shí)間趨勢(shì)對(duì)準(zhǔn)確估計(jì)改革效應(yīng)的干擾。本文設(shè)計(jì)的“倍差法”計(jì)量模型如下式所示：

上式中，被解釋變量yit是縣（市）i在第t年的農(nóng)業(yè)增加值占GDP的比重。改革變量xit，r是本文關(guān)注的核心解釋變量，被用來(lái)估計(jì)“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革對(duì)縣域農(nóng)業(yè)增加值占GDP比重的影響。zit代表一組控制變量，由省直管縣改革變量、縣級(jí)財(cái)政經(jīng)濟(jì)特征變量與人口特征變量構(gòu)成。μt是年份虛擬變量，反映第t年所有個(gè)體的共同時(shí)間效應(yīng)。通過控制年份虛擬變量μt，能夠剔除各年份所有縣（市）共同面臨的宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊與社會(huì)因素對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響。αi是個(gè)體固定效應(yīng)，代表各縣（市）i不隨時(shí)間變化的特征。通過控制個(gè)體固定效應(yīng)αi，能夠剔除各縣（市）不隨時(shí)間變化的固有因素對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響。最后一項(xiàng)εit是殘差項(xiàng)。

三、變量及數(shù)據(jù)

1.變量定義

根據(jù)計(jì)量模型（1）可以將變量分為被解釋變量、核心解釋變量及控制變量。具體的變量名稱、符號(hào)及取值定義如下：

（1）被解釋變量

如前所述，被解釋變量是農(nóng)業(yè)增加值占GDP的比重，用符號(hào)ratioind1表示。本文用此變量來(lái)估計(jì)“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的效應(yīng)。這里關(guān)注的是“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的政策效應(yīng)，我們認(rèn)為只要“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革不阻礙二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，“農(nóng)業(yè)增加值占GDP比重”便是一個(gè)可以被使用的合理指標(biāo)，能夠反映改革對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的效應(yīng)。換言之，若改革后“農(nóng)業(yè)增加值占GDP比重”增加，則能說明改革推動(dòng)了農(nóng)業(yè)的發(fā)展，即改革對(duì)農(nóng)業(yè)帶來(lái)的增長(zhǎng)效應(yīng)比其對(duì)二、三產(chǎn)業(yè)帶來(lái)的增長(zhǎng)效應(yīng)更大。事實(shí)上，現(xiàn)有的實(shí)證研究已證明“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革確實(shí)能夠促進(jìn)二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展。比如，才國(guó)偉和黃亮雄的實(shí)證研究表明“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革確實(shí)能夠推動(dòng)總量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（包括農(nóng)業(yè)和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)）。才國(guó)偉、黃亮雄：《政府層級(jí)改革的影響因素及其經(jīng)濟(jì)績(jī)效研究》，《管理世界》2010年第8期。袁淵和左翔的實(shí)證研究結(jié)果表明“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”能夠推動(dòng)縣域工業(yè)企業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。袁淵、左翔：《“擴(kuò)權(quán)強(qiáng)縣”與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的微觀證據(jù)》，《世界經(jīng)濟(jì)》2011年第3期。陳思霞和盧盛峰還證明“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革能促進(jìn)縣級(jí)政府生產(chǎn)性支出的增加，進(jìn)而也能促進(jìn)二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。陳思霞、盧盛峰：《分權(quán)增加了民生性財(cái)政支出嗎？》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)》（季刊）2014年第7期。

（2）核心解釋變量

“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革變量為本文的核心解釋變量，用以估計(jì)該項(xiàng)改革對(duì)農(nóng)業(yè)增加值占GDP比重的影響，并用xit，r表示。其取值定義為：如果試點(diǎn)縣（市）i從第j年開始實(shí)施“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革，則xit，r在第j年及之后年份取值為1，之前各年份取值為0；而如果縣（市）i為非“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革試點(diǎn)縣（市），則xit，r取值恒為0。

（3）控制變量

控制變量包括“省直管縣”改革變量、縣域人口特征變量及縣域財(cái)政經(jīng)濟(jì)特征變量等。其中，“省直管縣”改革變量用xit，f表示，其定義與“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革類似，即如果試點(diǎn)縣（市）i從第j年開始實(shí)施“省直管縣”改革，則xit，f在第j年及之后年份取值為1，之前各年份取值為0；而如果縣（市）i為非“省直管縣”改革試點(diǎn)縣（市），則xit，f取值恒為0?？刂苮it，f能夠有效消除“省直管縣”改革對(duì)估計(jì)“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革效應(yīng)的影響。這是因?yàn)槿绻粚?duì)其加以控制，那些只實(shí)施了“省直管縣”改革的研究樣本則不適宜作為“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革的對(duì)照組，而那些同時(shí)實(shí)施了兩項(xiàng)改革的研究樣本也不能夠作為“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革的處理組。

縣域人口特征變量包括縣域人口規(guī)模與非農(nóng)人口占比。縣域人口規(guī)模被定義為縣域總?cè)丝诘膶?duì)數(shù)，用符號(hào)lnpop表示，而非農(nóng)人口占比被定義為縣域非農(nóng)業(yè)人口占其總?cè)丝诘谋壤?，用符?hào)ratiounfarm表示?？h域財(cái)政經(jīng)濟(jì)特征變量包括人均GDP、財(cái)政自給率、存貸比三個(gè)指標(biāo)，分別用lnpergdp、selfsufficient及rloansave表示。人均GDP采用對(duì)數(shù)形式。財(cái)政自給率被定義為縣本級(jí)預(yù)算收入占縣級(jí)預(yù)算支出的比例，而存貸比被定義為縣域貸款余額與存款余額的比值。

2.數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所用數(shù)據(jù)來(lái)源于2002-2010年《中國(guó)縣（市）社會(huì)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中華人民共和國(guó)全國(guó)分縣市人口統(tǒng)計(jì)資料》。其中，縣域財(cái)政、經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)縣（市）社會(huì)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》，而縣域人口數(shù)據(jù)來(lái)源于《中華人民共和國(guó)全國(guó)分縣市人口統(tǒng)計(jì)資料》。此外，改革省份試點(diǎn)縣（市）名單及改革時(shí)間來(lái)源于各?。▍^(qū)）政府官方網(wǎng)站、相關(guān)政府文件及已有研究文獻(xiàn)?？紤]到某些?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）自身的特殊性與某些縣（市）數(shù)據(jù)的質(zhì)量問題，本文對(duì)總樣本作如下處理：剔除四個(gè)直轄市和建省之初就已實(shí)現(xiàn)市（縣）分治的海南省所包含的樣本；剔除自1992年就開始試點(diǎn)推廣“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革的浙江省所包含的樣本和湖北省三個(gè)副地級(jí)市（仙桃市、天門市和潛江市）樣本；剔除人口稀少和強(qiáng)烈依賴國(guó)家轉(zhuǎn)移支付的西藏自治區(qū)所包含的樣本；剔除因數(shù)據(jù)缺失、錯(cuò)誤或行政區(qū)劃改革導(dǎo)致樣本年份不連續(xù)的縣（市）樣本。經(jīng)過以上處理，最終形成包含13887個(gè)有效樣本的縣級(jí)平衡面板數(shù)據(jù)。

3.統(tǒng)計(jì)性描述

根據(jù)2010年各縣（市）是否為“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革試點(diǎn)縣（市），本文將1543個(gè)縣（市）分成兩類，即646個(gè)試點(diǎn)縣（市）和897個(gè)非試點(diǎn)縣（市）。表1給出了這兩類樣本主要相關(guān)變量各年份的統(tǒng)計(jì)均值。

表1顯示，2002-2010年間試點(diǎn)縣（市）和非試點(diǎn)縣（市）農(nóng)業(yè)增加值占GDP比重基本上呈下降趨勢(shì)，而2002-2008年間的非農(nóng)人口占比與2002-2010年間的縣域人均GDP呈上升趨勢(shì)，這既與我國(guó)工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進(jìn)程相一致，也符合經(jīng)濟(jì)發(fā)展一般規(guī)律。然而，兩類縣（市）2002-2009年間的財(cái)政自給率和2002-2008年間的存貸比卻都呈現(xiàn)出逐年下降的趨勢(shì)，而之后又開始上升。這表明長(zhǎng)期以來(lái)縣域財(cái)政狀況不斷惡化的趨勢(shì)開始出現(xiàn)了拐點(diǎn)，且縣域金融服務(wù)效率也開始改善。

通過對(duì)比表1中兩類縣（市）的財(cái)政經(jīng)濟(jì)與人口特征變量可以看出，與非試點(diǎn)縣（市）相比，“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革試點(diǎn)縣（市）農(nóng)業(yè)比重和存貸比水平均較低，而其非農(nóng)人口占比、人均GDP、財(cái)政自給率及縣域人口規(guī)模則均較高。

表1還顯示：自2003年起兩類試點(diǎn)縣（市）數(shù)目均在不斷增加。樣本中的“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”試點(diǎn)數(shù)目由最初的69個(gè)（約占總樣本縣（市）的4.5%），最終增加到2010年的646個(gè)（約占總樣本縣（市）的41.9%）；在“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革與非“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革樣本縣（市）中，“省直管縣”試點(diǎn)數(shù)目所占比重自2004年以來(lái)不斷上升，至2010年已分別占到兩類樣本縣（市）的30.5%和82.4%。從理論上講，“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”試點(diǎn)數(shù)目的增加有利于增強(qiáng)樣本的代表性和實(shí)證研究結(jié)論的可靠性，而“省直管縣”試點(diǎn)范圍的擴(kuò)大使得本文有必要在估計(jì)“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革效應(yīng)時(shí)控制“省直管縣”改革變量，以消除“省直管縣”改革對(duì)準(zhǔn)確識(shí)別“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革效應(yīng)的影響。

4.“倍差法”適用條件檢驗(yàn)

使用“倍差法”估計(jì)“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”的改革效應(yīng)必須滿足兩個(gè)條件：Galiani S.， Paul G. and Ernesto S.， “Water for Life： The Impact of the Privatization of Water Services on Child Mortality，” Journal of Political Economy， vol.113， no.1， 2005， pp.83～120；Heckman J.J. and Hotz V.J.， “Choosing among Alternative Non-experimental Methods for Estimating the Impact of Social Programs： The Case of Manpower Training，” Journal of the American Statistical Association， vol.84， no.408， 1989， pp.862～874；周黎安、陳燁：《中國(guó)農(nóng)村稅費(fèi)改革的政策效果： 基于雙重差分模型的估計(jì)》，《經(jīng)濟(jì)研究》2005年第8期。第一，“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”試點(diǎn)縣（市）的選取必須是外生的；第二，改革前兩類縣（市）的農(nóng)業(yè)增加值占GDP比重的變化趨勢(shì)相同。事實(shí)上，“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革省份選取試點(diǎn)縣（市）所依據(jù)標(biāo)準(zhǔn)的多樣性確實(shí)能夠在一定程度上增強(qiáng)樣本的代表性，但我們無(wú)法據(jù)此推斷改革的實(shí)施是外生的。因此，在使用“倍差法”估計(jì)改革效應(yīng)之前有必要對(duì)研究樣本進(jìn)行上述兩方面的檢驗(yàn)。

（1）改革政策的外生性檢驗(yàn)

借助改革前的研究樣本，本文設(shè)計(jì)了LOGIT二元選擇模型來(lái)間接檢驗(yàn)“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革的外生性，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)定如下：

P（Ir=1|yit，Xit）=G（α+βyit+γXit）（2）

其中，Ir是二值變量，其取值定義為：如果某縣（市）在樣本期內(nèi)實(shí)施了“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革，則Ir恒為1，否則Ir恒為0；yit是農(nóng)業(yè)增加值占GDP的比重；Xit是其他控制變量；G為L(zhǎng)OGIT函數(shù)。理論上講，如果β在統(tǒng)計(jì)上無(wú)異于0，就可以認(rèn)為“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革的實(shí)施是外生的。

表2給出了“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革政策外生性檢驗(yàn)的結(jié)果。其中，第一列中的模型僅使用了2002年的研究樣本，而第二列中的模型使用了2002-2003年兩年的研究樣本。

結(jié)果顯示：（1）第一列和第二列的ratioind1的回歸系數(shù)均不顯著；（2）縣域人口和人均GDP指標(biāo)的回歸系數(shù)顯著為正，而財(cái)政自給率和存貸比的回歸系數(shù)則顯著為負(fù)。這說明盡管人口規(guī)模較大、城市化程度與人均GDP較高而財(cái)政自給率和存貸比較低的縣（市）被選作“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”試點(diǎn)對(duì)象的可能性更大，但試點(diǎn)縣（市）的選取并沒有依賴于改革前各縣（市）的農(nóng)業(yè)增加值占GDP的比重。因此，本文的研究樣本滿足“倍差法”對(duì)改革變量的（條件）外生性要求。

注：①2003年有很小一部分縣（市）進(jìn)行了“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”試點(diǎn)，但考慮改革政策實(shí)施往往需要時(shí)間，本文認(rèn)為2003年樣本受到的影響可以忽略；②表2中括號(hào)內(nèi)的數(shù)據(jù)為回歸系數(shù)相應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量，而*表示p值小于0.1，**表示p值小于0.05，***表示p值小于0.01。為了減少異方差對(duì)統(tǒng)計(jì)顯著性的影響，上述t統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算均使用了穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)差。后文中各回歸表均以此說明為準(zhǔn)。

（2）同趨勢(shì)性檢驗(yàn)

同樣，利用改革前的研究樣本，本文又設(shè)計(jì)了與Galiani等相類似的計(jì)量模型，Galiani S.， Paul G. and Ernesto S.， “Water for Life： The Impact of the Privatization of Water Services on Child Mortality，” Journal of Political Economy， vol.113， no.1， 2005， pp.83～120.用以檢驗(yàn)改革前兩類縣（市）農(nóng)業(yè)增加值占GDP比重是否滿足時(shí)間趨勢(shì)一致這一基本要求。該模型的具體形式如下：

yit=α0+αrIr+θT+θrIr·T+ωX+εit（3）

其中，yit是農(nóng)業(yè)增加值占GDP的比重；α0為常數(shù)項(xiàng)；Ir定義同（2）式；αr用于估計(jì)試點(diǎn)縣（市）和非試點(diǎn)縣（市）農(nóng)業(yè)增加值占GDP的比重在截距項(xiàng)上的差異；T為時(shí)間虛擬變量，其在2002年取值為0，而在2003年取值為1；θ被用于估計(jì)改革前農(nóng)業(yè)增加值占GDP比重的共同時(shí)間趨勢(shì)，而交乘項(xiàng)中的θr被用來(lái)檢驗(yàn)改革前兩類縣（市）農(nóng)業(yè)增加值占GDP比重的下降趨勢(shì)是否相同；X是一組控制變量；模型（3）中的人口特征變量包括縣域人口規(guī)模和非農(nóng)業(yè)人口占比，財(cái)政經(jīng)濟(jì)特征變量包括人均GDP、財(cái)政自給率、存貸比；另外，模型還控制了“省直管縣”試點(diǎn)縣（市）和非“省直管縣”試點(diǎn)縣（市）農(nóng)業(yè)增加值占GDP比重在截距上的差異項(xiàng)和改革前這兩類縣（市）農(nóng)業(yè)增加值占GDP比重的異質(zhì)性時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。εit為殘差項(xiàng)。從理論上講，如果θr在統(tǒng)計(jì)上無(wú)異于0，則可以認(rèn)為兩類縣（市）改革前農(nóng)業(yè)增加值占GDP比重的時(shí)間趨勢(shì)基本一致。

表3給出了同趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果。其中，第二列在第一列的基礎(chǔ)上增加了人口規(guī)模等若干控制變量?；貧w結(jié)果顯示，改革前兩類縣（市）共同時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，而異質(zhì)性時(shí)間趨勢(shì)的估計(jì)系數(shù)較小且不顯著。這表明，改革前兩類縣（市）的農(nóng)業(yè)增加值占GDP的比重均越來(lái)越低，且它們下降的時(shí)間趨勢(shì)是一致的，這符合“倍差法”的同趨勢(shì)性要求。同時(shí)，通過比較兩列回歸結(jié)果還可以看出，在控制了縣域人口等特征變量后，截距上的差異值大小急劇下降，且變得不顯著。這說明對(duì)照組和處理組的截距差異是由這些特征變量引起的。

四、實(shí)證結(jié)果

1.基本回歸結(jié)果

表4給出了計(jì)量模型（1）的參數(shù)估計(jì)值。其中，第一列只控制了時(shí)間虛擬變量、個(gè)體固定效應(yīng)、省份時(shí)間趨勢(shì)及“省直管縣”改革變量。從中可以看出，“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革變量的估計(jì)系數(shù)為正，但不顯著。在第一列回歸的基礎(chǔ)上，第二列回歸至第四列回歸又逐步引入了財(cái)政經(jīng)濟(jì)指標(biāo)和縣域人口指標(biāo)等控制變量。通過對(duì)比第一列至第四列的估計(jì)系數(shù)可以看出，在控制了人均GDP、財(cái)政自給率變量后，雖然“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革變量的估計(jì)系數(shù)的大小略有波動(dòng)，但均在1%的顯著水平上顯著。這說明兩類試點(diǎn)縣（市）的選取標(biāo)準(zhǔn)和縣級(jí)人均GDP、財(cái)政自給率關(guān)系較密切，同時(shí)也說明控制這兩個(gè)因素后，回歸模型（2）～（4）中“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革變量基本上滿足條件外生性假設(shè)，即其估計(jì)結(jié)果是準(zhǔn)確的。

從第四列回歸結(jié)果來(lái)看，“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革使得縣域農(nóng)業(yè)增加值占GDP的比重顯著增加了0.884%。從理論上講，“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”試點(diǎn)縣級(jí)政府能夠利用自主審批權(quán)限和信息優(yōu)勢(shì)，依托縣域農(nóng)業(yè)資源稟賦特點(diǎn)，更加合理地制定產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃和審批產(chǎn)業(yè)發(fā)展項(xiàng)目，引導(dǎo)工商企業(yè)發(fā)展。這不僅有利于二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，也使得樣本期內(nèi)“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”試點(diǎn)縣（市）的農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)更快，最終導(dǎo)致其農(nóng)業(yè)增加值占GDP的比重顯著上升。

2.基本模型的拓展分析結(jié)果

（1）縣與縣級(jí)市改革效應(yīng)的異質(zhì)性分析

為了考察改革效應(yīng)在縣與縣級(jí)市之間的差異性，本文又設(shè)計(jì)了模型（4）：

yit=β0+βr0xit，r·Dshi+βr1xit，r·Dxian+zitγ+μt+αi+εit（4）

其中，Dshi為縣級(jí)市虛擬變量，其取值定義為：如果研究樣本為縣級(jí)市樣本，則取值為1，否則取值為0；Dxian為縣虛擬變量，其取值與Dshi恰好相反。其余變量定義同模型（1）。

表5估計(jì)結(jié)果顯示：第一行估計(jì)系數(shù)為0.224%，但不顯著，而第二行估計(jì)系數(shù)為1.91%，且在1%的顯著水平上顯著。這種改革效應(yīng)的差異性可在理論上歸結(jié)為以下兩個(gè)主要原因：①與縣相比，縣級(jí)市農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)建設(shè)水平和農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度通常較高，從而農(nóng)業(yè)投入的邊際生產(chǎn)率較高，最終有利于“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革效應(yīng)的充分發(fā)揮；②與縣相比，縣級(jí)市二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平也一般較高，這有利于縣級(jí)市對(duì)上游農(nóng)產(chǎn)品形成有效需求，從而有利于縣級(jí)市農(nóng)業(yè)持續(xù)較快增長(zhǎng)。

（2）東部地區(qū)和中西部地區(qū)縣（市）改革效應(yīng)的異質(zhì)性分析

本文設(shè)置了模型（5）來(lái)檢驗(yàn)東部地區(qū)和中西部地區(qū)縣（市）改革效應(yīng)的異質(zhì)性：

yit=β0+βr0xit，r·Deast+βr1xit，r·Dmwest+zitγ+μt+αi+εit（5）

其中，Deast為東部地區(qū)虛擬變量，其取值定義為：如果樣本縣（市）屬于東部地區(qū)，則取值為1，否則取值為0；Dmwest為中西部地區(qū)虛擬變量，其取值與Deast恰好相反。其余變量定義同模型（1）。

回歸結(jié)果顯示，第一行和第二行估計(jì)系數(shù)依次為2.18%和0.537%，但第一行估計(jì)系數(shù)的大小和顯著性水平均較高。這表明：①改革對(duì)東部地區(qū)和中西部地區(qū)試點(diǎn)縣（市）農(nóng)業(yè)的正向效應(yīng)均大于其對(duì)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的正向效應(yīng)。與中西部地區(qū)相比，改革對(duì)東部地區(qū)試點(diǎn)縣（市）的改革效應(yīng)更大。②與導(dǎo)致縣與縣級(jí)市改革效應(yīng)異質(zhì)性的原因相似，東部地區(qū)和中西部地區(qū)縣（市）改革效應(yīng)的異質(zhì)性可歸因于東部地區(qū)擁有良好的農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和較高的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平。

五、結(jié)論

本文基于我國(guó)24個(gè)?。▍^(qū)）2002-2010年縣級(jí)面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革對(duì)縣域農(nóng)業(yè)增加值占比的影響。本文的主要研究結(jié)論如下：

1.“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革對(duì)試點(diǎn)縣（市）農(nóng)業(yè)增加值占GDP的比重有顯著正向影響。這一研究結(jié)論表明，“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革通過下放社會(huì)經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限能夠增加縣級(jí)政府自主決策權(quán)，進(jìn)而有利于縣級(jí)政府充分利用縣域農(nóng)業(yè)資源稟賦優(yōu)勢(shì)和信息優(yōu)勢(shì)，調(diào)整產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃和合理引導(dǎo)發(fā)展，最終推動(dòng)縣域農(nóng)業(yè)較快發(fā)展。

2.“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革對(duì)“試點(diǎn)縣級(jí)市”農(nóng)業(yè)增加值的GDP占比有顯著正向效應(yīng)，即有利于農(nóng)業(yè)較快增長(zhǎng)；“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革對(duì)“試點(diǎn)縣”的影響不顯著。這主要是因?yàn)?，一方面，與縣相比，縣級(jí)市農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)建設(shè)水平和農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度通常較高，從而農(nóng)業(yè)投入的邊際生產(chǎn)率較高，最終有利于“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革效應(yīng)的充分發(fā)揮；另一方面，與縣相比，縣級(jí)市二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平也一般較高，這有利于縣級(jí)市對(duì)上游農(nóng)產(chǎn)品形成有效需求，從而能夠促進(jìn)縣級(jí)市農(nóng)業(yè)較快增長(zhǎng)。

3.“強(qiáng)縣擴(kuò)權(quán)”改革使得東部地區(qū)和中西部地區(qū)試點(diǎn)縣（市）的農(nóng)業(yè)增加值占GDP比重均顯著增加，但其對(duì)東部地區(qū)的改革效應(yīng)更大。東部地區(qū)和中西部地區(qū)縣（市）改革效應(yīng)的這種異質(zhì)性可歸因于東部地區(qū)擁有良好的農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施和較高的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平。

作者單位：中國(guó)人民大學(xué)財(cái)政金融學(xué)院

責(zé)任編輯：牛澤東