“強縣擴權”與農業發展：基于縣級面板數據的實證研究

王小龍　方金金　孔繁成

內容提要 “強縣擴權”改革作為政府層級改革的重要構成部分，是一項重要的政府治理結構改革。縣級政府獲得更多經濟管理權限后，能夠利用當地經濟資源優勢引導縣域經濟發展，并依托農業資源推動農業及相關企業發展。本文基于縣級面板數據實證檢驗了“強縣擴權”對縣域農業增加值占比的影響。結果顯示，“強縣擴權”對轄區內農業增加值占比有顯著正向影響，這表明“強縣擴權”改革有利于縣域農業發展。

關鍵詞 強縣擴權 倍差法 農業增長

〔中圖分類號〕F810；F327 〔文獻標識碼〕A 〔文章編號〕0447-662X（2015）06-0034-09

一、引言

城鄉發展失衡問題是困擾我國經濟和社會發展的一個難題，其主要表現在以下兩個方面：一是城鄉公共資源配置失衡，農村道路、水利、教育、衛生等公共產品供給不足，遠不能滿足農村發展的需要；二是城鄉居民收入差距有不斷擴大的趨勢，城鎮居民人均可支配收入和農村居民人均純收入之比已由1985年的1.86∶1擴大到2012年的3.1∶1。①近年來，為了解決城鄉發展失衡問題，一方面政府加大了對“三農”的投入力度。比如，2011年中央財政用于糧食及農資器具的補貼比2004年增長了近9倍。另一方面，為了加快縣域經濟的發展，克服傳統“市管縣”體制下由于“市縣爭利”而導致的城鄉差距不斷拉大的局面，②政府還進行了政府層級改革，即“省直管縣”財政體制改革和“強縣擴權”改革。“省直管縣”財政體制改革是指將地方政府間的財政級次由原來的“省-市-縣”三級財政縮減為“省-市（縣）”兩級財政，省級財政與市（縣）財政直接聯系。“強縣擴權”是指將一部分原屬于地市級的經濟和社會管理權直接下放給縣一級政府，擴大縣級政府的自主決策權。③

“省直管縣”財政體制改革和“強縣擴權”改革作為兩項重要的政府治理結構改革，近年來受到學術界廣泛的關注。已有的相關研究成果大體可分為兩類。第一類文獻主要研究政府層級改革對經濟增長的影響。例如，鄭新業等基于河南省縣級數據的研究結果表明，“省直管縣”改革顯著地提高了直管縣（市）的經濟增長率。鄭新業、王晗、趙益卓：《“省直管縣”能促進經濟增長嗎？——雙重差分方法》，《管理世界》2011年第8期；李一花、劉蓓蓓、高煥洪：《基層財政分權測度與增長效應重估》，《財貿經濟》2014年第6期。趙海利基于浙江省縣級數據的研究結果表明，“強縣擴權”改革未能顯著促進擴權縣（市）經濟增長，而袁淵和左翔利用浙江、福建兩省企業微觀數據的研究結果表明，“強縣擴權”改革能顯著促進當地企業發展。趙海利：《基層分權改革的增長績效——基于浙江省強縣擴權改革實踐的經驗考察》，《財貿經濟》2011年第8期；袁淵、左翔：《“擴權強縣”與經濟增長：規模以上工業企業的微觀證據》，《世界經濟》2011年第3期。才國偉和黃亮雄使用我國500個縣（市）的數據檢驗了政府層級改革的經濟績效，發現“強縣擴權”和“省直管縣”改革均能促進縣域經濟增長，而“強縣擴權”改革的作用更大。才國偉、黃亮雄：《政府層級改革的影響因素及其經濟績效研究》，《管理世界》2010年第8期。李猛的研究進一步表明，“省直管縣”改革如果未能明顯改善縣鄉財政困境，則無法推動縣域經濟平穩較快增長。李猛：《“省直管縣”能否促進中國經濟平穩較快增長？——理論模型和績效評價》，《金融研究》2012年第1期。第二類文獻主要研究政府層級改革對縣級財政支出的影響。例如，郭慶旺和賈俊雪研究發現“省直管縣”改革有助于遏制縣級政府支出規模膨脹。郭慶旺、賈俊雪：《財政分權、政府組織結構與地方政府支出規模》，《經濟研究》2010年第11期。王小龍和方金金的研究結果表明，政府層級改革也會顯著影響縣域公共教育支出。王小龍、方金金：《政府層級改革會影響地方政府對縣域公共教育服務的供給嗎？》，《金融研究》2014年第8期。

上述研究成果無疑有助于深化理解政府層級改革對宏觀經濟及地方政府財政支出行為的影響。然而值得關注的是，政府層級改革還會通過政府治理結構的改變產生其他一些重要的社會經濟效應。比如，楊志勇認為“省直管縣”改革有利于增強基層政府公共服務能力。楊志勇：《省直管縣財政體制改革研究——從財政的省直管縣到重建政府間財政關系》，《財貿經濟》2000年第11期。李金珊和葉托認為“強縣擴權”改革導致的區域分割和中心城市要素聚集能力不強等問題會阻礙經濟轉型和產業升級。李金珊、葉托：《縣域經濟發展的激勵結構及其代價——透視浙江縣政擴權的新視角》，《浙江大學學報》（人文社會科學版）2010年第3期。才國偉等的研究發現，“省直管縣”和“強縣擴權”改革均抑制了城市規模的擴大，但都有利于城市環境質量的改善。才國偉、張學志、鄧衛廣：《“省直管縣”改革會損害地級市的利益嗎？》，《經濟研究》2011年第7期。除了以上經濟影響外，“強縣擴權”改革還有以下重要的經濟效應：與地市級政府相比，作為基層政府的縣級政府因能夠充分了解其轄區經濟資源（尤其是農業資源）的比較優勢，所以縣級政府獲得更多經濟管理權限后，會充分依托縣域農業資源優勢和信息優勢，引導縣域農業和工業企業發展，進而推動縣域經濟發展。事實上，現階段就全國平均水平而言，縣域經濟的基本特征表現為物質資本相對稀缺，人力資本水平較低，土地和勞動力資源豐富，農業資源優勢明顯。這使得縣域依托農業資源及相關工業企業來發展縣域經濟具有比較優勢。換言之，行政級別較低的縣級政府比地市級政府更了解轄區的比較優勢，更了解縣域的勞動力、資本、土地等資源稟賦和特色優勢產業，更能因地制宜地制定產業發展規劃，提高農業及相關工業企業的資源配置效率。“強縣擴權”改革實施后，與改革前的地市級政府不同，擁有信息優勢和更大自主決策權的縣級政府會依托農業資源比較優勢來制定政策以發展縣域經濟。實踐中，“強縣擴權”改革試點縣（市）在項目審批時可能會選擇以下舉措：（1）與地市級政府不同，擴權縣（市）會針對縣域農業經濟發展的弱項，加大財政支農專項資金的投入和審批；（2）借助強縣擴權所給予的項目審批權，圍繞市場需求推動當地特色農業向規模化、企業化方向發展，提高農產品附加值；（3）基于當地資源稟賦結構、優先引進和審批那些有利于縣域經濟發展的農村基礎設施投資項目和農產品加工企業項目。上述措施不僅有利于發展和壯大縣域經濟，而且還可能帶動農業更快發展，從而有利于提高農業增加值占比。

本文的研究目標是實證檢驗“強縣擴權”對縣域農業增加值占比的影響，從而借之研究“強縣擴權”與農業發展之間的關系。本文的結構安排如下：第二部分是實證研究設計，第三部分是變量定義、數據描述及相關檢驗，第四部分是實證結果，第五部分是主要研究結論。

二、實證研究設計

本文實證研究的目標是檢驗“強縣擴權”改革是否會激勵縣級政府充分依托其農業經濟資源優勢來發展縣域經濟，進而推動縣域農業發展。

“強縣擴權”改革從開始試點到在全國大多數省份逐步推廣，已歷經數載，恰好為我們選用自然實驗（Natural Experiment）的方法來識別改革效應提供了理論依據。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90年代，浙江省率先進行了“強縣擴權”改革探索，隨后21世紀初，浙江、湖北、河南、廣東等省份又先后推廣了試點。在此期間，由于“強縣擴權”試點縣（市）政府的社會經濟管理權限發生了變化，其農業增加值占GDP比重必然會因縣域自主決策權擴大而受到影響，從而可被視為處理組。非試點縣（市）的自主決策權則保持不變，則可被視為對照組。這樣基于對照組樣本和處理組樣本，我們選用自然實驗的方法研究“強縣擴權”改革對縣域農業增加值占比的影響。

通常，利用這類方法估計改革效應時會遇到兩個問題：其一，試點樣本選取往往不是隨機的。試點縣（市）選取的非隨機性使本研究不能單純通過比較試點縣（市）和非試點縣（市）在改革實施后農業增加值占GDP比重的差異來估計“強縣擴權”的改革效應。這是因為兩類縣（市）農業增加值占GDP的比重可能存在初始值差異，即在截距上存在差異，而這種差異會直接影響模型對改革效應的估計。其二，試點縣（市）農業增加值占GDP比重的變化趨勢中包含了各年份宏觀經濟沖擊及其他社會因素的效應。這使得我們不能直接通過比較各試點縣（市）改革前后農業增加值占GDP比重的變化來估計改革的影響，這是因為在時間序列上進行一次差分無法剔除時間趨勢對估計量的影響。

基于上述考慮，本文擬選擇“倍差法”（Difference-in-Differences Method， DID）來識別改革效應。從技術上講，“倍差法”法利用處理組改革前后農業增加值占GDP比重的變化值減去對照組改革前后農業增加值占GDP比重的變化值來識別改革效應，這樣便能夠同時消除試點縣（市）與非試點縣（市）農業增加值占GDP比重的初始值差異和兩類縣（市）各年份共同面臨的時間趨勢對準確估計改革效應的干擾。本文設計的“倍差法”計量模型如下式所示：

上式中，被解釋變量yit是縣（市）i在第t年的農業增加值占GDP的比重。改革變量xit，r是本文關注的核心解釋變量，被用來估計“強縣擴權”改革對縣域農業增加值占GDP比重的影響。zit代表一組控制變量，由省直管縣改革變量、縣級財政經濟特征變量與人口特征變量構成。μt是年份虛擬變量，反映第t年所有個體的共同時間效應。通過控制年份虛擬變量μt，能夠剔除各年份所有縣（市）共同面臨的宏觀經濟沖擊與社會因素對估計結果的影響。αi是個體固定效應，代表各縣（市）i不隨時間變化的特征。通過控制個體固定效應αi，能夠剔除各縣（市）不隨時間變化的固有因素對估計結果的影響。最后一項εit是殘差項。

三、變量及數據

1.變量定義

根據計量模型（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、符號及取值定義如下：

（1）被解釋變量

如前所述，被解釋變量是農業增加值占GDP的比重，用符號ratioind1表示。本文用此變量來估計“強縣擴權”改革對農業發展的效應。這里關注的是“強縣擴權”改革對農業發展的政策效應，我們認為只要“強縣擴權”改革不阻礙二、三產業發展，“農業增加值占GDP比重”便是一個可以被使用的合理指標，能夠反映改革對農業發展的效應。換言之，若改革后“農業增加值占GDP比重”增加，則能說明改革推動了農業的發展，即改革對農業帶來的增長效應比其對二、三產業帶來的增長效應更大。事實上，現有的實證研究已證明“強縣擴權”改革確實能夠促進二、三產業發展。比如，才國偉和黃亮雄的實證研究表明“強縣擴權”改革確實能夠推動總量經濟增長（包括農業和非農產業）。才國偉、黃亮雄：《政府層級改革的影響因素及其經濟績效研究》，《管理世界》2010年第8期。袁淵和左翔的實證研究結果表明“強縣擴權”能夠推動縣域工業企業的經濟增長。袁淵、左翔：《“擴權強縣”與經濟增長：規模以上工業企業的微觀證據》，《世界經濟》2011年第3期。陳思霞和盧盛峰還證明“強縣擴權”改革能促進縣級政府生產性支出的增加，進而也能促進二、三產業的發展。陳思霞、盧盛峰：《分權增加了民生性財政支出嗎？》，《經濟學》（季刊）2014年第7期。

（2）核心解釋變量

“強縣擴權”改革變量為本文的核心解釋變量，用以估計該項改革對農業增加值占GDP比重的影響，并用xit，r表示。其取值定義為：如果試點縣（市）i從第j年開始實施“強縣擴權”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“強縣擴權”改革試點縣（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政經濟特征變量等。其中，“省直管縣”改革變量用xit，f表示，其定義與“強縣擴權”改革類似，即如果試點縣（市）i從第j年開始實施“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”改革試點縣（市），則xit，f取值恒為0。控制xit，f能夠有效消除“省直管縣”改革對估計“強縣擴權”改革效應的影響。這是因為如果不對其加以控制，那些只實施了“省直管縣”改革的研究樣本則不適宜作為“強縣擴權”改革的對照組，而那些同時實施了兩項改革的研究樣本也不能夠作為“強縣擴權”改革的處理組。

縣域人口特征變量包括縣域人口規模與非農人口占比。縣域人口規模被定義為縣域總人口的對數，用符號lnpop表示，而非農人口占比被定義為縣域非農業人口占其總人口的比例，用符號ratiounfarm表示。縣域財政經濟特征變量包括人均GDP、財政自給率、存貸比三個指標，分別用lnpergdp、selfsufficient及rloansave表示。人均GDP采用對數形式。財政自給率被定義為縣本級預算收入占縣級預算支出的比例，而存貸比被定義為縣域貸款余額與存款余額的比值。

2.數據來源

本文所用數據來源于2002-2010年《中國縣（市）社會經濟統計年鑒》和《中華人民共和國全國分縣市人口統計資料》。其中，縣域財政、經濟數據來源于《中國縣（市）社會經濟統計年鑒》，而縣域人口數據來源于《中華人民共和國全國分縣市人口統計資料》。此外，改革省份試點縣（市）名單及改革時間來源于各省（區）政府官方網站、相關政府文件及已有研究文獻。考慮到某些省（直轄市、自治區）自身的特殊性與某些縣（市）數據的質量問題，本文對總樣本作如下處理：剔除四個直轄市和建省之初就已實現市（縣）分治的海南省所包含的樣本；剔除自1992年就開始試點推廣“強縣擴權”改革的浙江省所包含的樣本和湖北省三個副地級市（仙桃市、天門市和潛江市）樣本；剔除人口稀少和強烈依賴國家轉移支付的西藏自治區所包含的樣本；剔除因數據缺失、錯誤或行政區劃改革導致樣本年份不連續的縣（市）樣本。經過以上處理，最終形成包含13887個有效樣本的縣級平衡面板數據。

3.統計性描述

根據2010年各縣（市）是否為“強縣擴權”改革試點縣（市），本文將1543個縣（市）分成兩類，即646個試點縣（市）和897個非試點縣（市）。表1給出了這兩類樣本主要相關變量各年份的統計均值。

表1顯示，2002-2010年間試點縣（市）和非試點縣（市）農業增加值占GDP比重基本上呈下降趨勢，而2002-2008年間的非農人口占比與2002-2010年間的縣域人均GDP呈上升趨勢，這既與我國工業化、城鎮化進程相一致，也符合經濟發展一般規律。然而，兩類縣（市）2002-2009年間的財政自給率和2002-2008年間的存貸比卻都呈現出逐年下降的趨勢，而之后又開始上升。這表明長期以來縣域財政狀況不斷惡化的趨勢開始出現了拐點，且縣域金融服務效率也開始改善。

通過對比表1中兩類縣（市）的財政經濟與人口特征變量可以看出，與非試點縣（市）相比，“強縣擴權”改革試點縣（市）農業比重和存貸比水平均較低，而其非農人口占比、人均GDP、財政自給率及縣域人口規模則均較高。

表1還顯示：自2003年起兩類試點縣（市）數目均在不斷增加。樣本中的“強縣擴權”試點數目由最初的69個（約占總樣本縣（市）的4.5%），最終增加到2010年的646個（約占總樣本縣（市）的41.9%）；在“強縣擴權”改革與非“強縣擴權”改革樣本縣（市）中，“省直管縣”試點數目所占比重自2004年以來不斷上升，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，“強縣擴權”試點數目的增加有利于增強樣本的代表性和實證研究結論的可靠性，而“省直管縣”試點范圍的擴大使得本文有必要在估計“強縣擴權”改革效應時控制“省直管縣”改革變量，以消除“省直管縣”改革對準確識別“強縣擴權”改革效應的影響。

4.“倍差法”適用條件檢驗

使用“倍差法”估計“強縣擴權”的改革效應必須滿足兩個條件：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：《中國農村稅費改革的政策效果： 基于雙重差分模型的估計》，《經濟研究》2005年第8期。第一，“強縣擴權”試點縣（市）的選取必須是外生的；第二，改革前兩類縣（市）的農業增加值占GDP比重的變化趨勢相同。事實上，“強縣擴權”改革省份選取試點縣（市）所依據標準的多樣性確實能夠在一定程度上增強樣本的代表性，但我們無法據此推斷改革的實施是外生的。因此，在使用“倍差法”估計改革效應之前有必要對研究樣本進行上述兩方面的檢驗。

（1）改革政策的外生性檢驗

借助改革前的研究樣本，本文設計了LOGIT二元選擇模型來間接檢驗“強縣擴權”改革的外生性，檢驗模型設定如下：

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）在樣本期內實施了“強縣擴權”改革，則Ir恒為1，否則Ir恒為0；yit是農業增加值占GDP的比重；Xit是其他控制變量；G為LOGIT函數。理論上講，如果β在統計上無異于0，就可以認為“強縣擴權”改革的實施是外生的。

表2給出了“強縣擴權”改革政策外生性檢驗的結果。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。

結果顯示：（1）第一列和第二列的ratioind1的回歸系數均不顯著；（2）縣域人口和人均GDP指標的回歸系數顯著為正，而財政自給率和存貸比的回歸系數則顯著為負。這說明盡管人口規模較大、城市化程度與人均GDP較高而財政自給率和存貸比較低的縣（市）被選作“強縣擴權”試點對象的可能性更大，但試點縣（市）的選取并沒有依賴于改革前各縣（市）的農業增加值占GDP的比重。因此，本文的研究樣本滿足“倍差法”對改革變量的（條件）外生性要求。

注：①2003年有很小一部分縣（市）進行了“強縣擴權”試點，但考慮改革政策實施往往需要時間，本文認為2003年樣本受到的影響可以忽略；②表2中括號內的數據為回歸系數相應的t統計量，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。為了減少異方差對統計顯著性的影響，上述t統計量的計算均使用了穩健的標準差。后文中各回歸表均以此說明為準。

（2）同趨勢性檢驗

同樣，利用改革前的研究樣本，本文又設計了與Galiani等相類似的計量模型，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.用以檢驗改革前兩類縣（市）農業增加值占GDP比重是否滿足時間趨勢一致這一基本要求。該模型的具體形式如下：

yit=α0+αrIr+θT+θrIr·T+ωX+εit（3）

其中，yit是農業增加值占GDP的比重；α0為常數項；Ir定義同（2）式；αr用于估計試點縣（市）和非試點縣（市）農業增加值占GDP的比重在截距項上的差異；T為時間虛擬變量，其在2002年取值為0，而在2003年取值為1；θ被用于估計改革前農業增加值占GDP比重的共同時間趨勢，而交乘項中的θr被用來檢驗改革前兩類縣（市）農業增加值占GDP比重的下降趨勢是否相同；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模和非農業人口占比，財政經濟特征變量包括人均GDP、財政自給率、存貸比；另外，模型還控制了“省直管縣”試點縣（市）和非“省直管縣”試點縣（市）農業增加值占GDP比重在截距上的差異項和改革前這兩類縣（市）農業增加值占GDP比重的異質性時間趨勢項。εit為殘差項。從理論上講，如果θr在統計上無異于0，則可以認為兩類縣（市）改革前農業增加值占GDP比重的時間趨勢基本一致。

表3給出了同趨勢檢驗結果。其中，第二列在第一列的基礎上增加了人口規模等若干控制變量。回歸結果顯示，改革前兩類縣（市）共同時間趨勢項的估計系數為負，而異質性時間趨勢的估計系數較小且不顯著。這表明，改革前兩類縣（市）的農業增加值占GDP的比重均越來越低，且它們下降的時間趨勢是一致的，這符合“倍差法”的同趨勢性要求。同時，通過比較兩列回歸結果還可以看出，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。這說明對照組和處理組的截距差異是由這些特征變量引起的。

四、實證結果

1.基本回歸結果

表4給出了計量模型（1）的參數估計值。其中，第一列只控制了時間虛擬變量、個體固定效應、省份時間趨勢及“省直管縣”改革變量。從中可以看出，“強縣擴權”改革變量的估計系數為正，但不顯著。在第一列回歸的基礎上，第二列回歸至第四列回歸又逐步引入了財政經濟指標和縣域人口指標等控制變量。通過對比第一列至第四列的估計系數可以看出，在控制了人均GDP、財政自給率變量后，雖然“強縣擴權”改革變量的估計系數的大小略有波動，但均在1%的顯著水平上顯著。這說明兩類試點縣（市）的選取標準和縣級人均GDP、財政自給率關系較密切，同時也說明控制這兩個因素后，回歸模型（2）～（4）中“強縣擴權”改革變量基本上滿足條件外生性假設，即其估計結果是準確的。

從第四列回歸結果來看，“強縣擴權”改革使得縣域農業增加值占GDP的比重顯著增加了0.884%。從理論上講，“強縣擴權”試點縣級政府能夠利用自主審批權限和信息優勢，依托縣域農業資源稟賦特點，更加合理地制定產業發展規劃和審批產業發展項目，引導工商企業發展。這不僅有利于二、三產業的發展，也使得樣本期內“強縣擴權”試點縣（市）的農業增長更快，最終導致其農業增加值占GDP的比重顯著上升。

2.基本模型的拓展分析結果

（1）縣與縣級市改革效應的異質性分析

為了考察改革效應在縣與縣級市之間的差異性，本文又設計了模型（4）：

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

其中，Dshi為縣級市虛擬變量，其取值定義為：如果研究樣本為縣級市樣本，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估計結果顯示：第一行估計系數為0.224%，但不顯著，而第二行估計系數為1.91%，且在1%的顯著水平上顯著。這種改革效應的差異性可在理論上歸結為以下兩個主要原因：①與縣相比，縣級市農業基礎建設水平和農業機械化程度通常較高，從而農業投入的邊際生產率較高，最終有利于“強縣擴權”改革效應的充分發揮；②與縣相比，縣級市二、三產業發展水平也一般較高，這有利于縣級市對上游農產品形成有效需求，從而有利于縣級市農業持續較快增長。

（2）東部地區和中西部地區縣（市）改革效應的異質性分析

本文設置了模型（5）來檢驗東部地區和中西部地區縣（市）改革效應的異質性：

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

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

回歸結果顯示，第一行和第二行估計系數依次為2.18%和0.537%，但第一行估計系數的大小和顯著性水平均較高。這表明：①改革對東部地區和中西部地區試點縣（市）農業的正向效應均大于其對非農產業的正向效應。與中西部地區相比，改革對東部地區試點縣（市）的改革效應更大。②與導致縣與縣級市改革效應異質性的原因相似，東部地區和中西部地區縣（市）改革效應的異質性可歸因于東部地區擁有良好的農業基礎設施建設和較高的非農產業發展水平。

五、結論

本文基于我國24個省（區）2002-2010年縣級面板數據，實證檢驗了“強縣擴權”改革對縣域農業增加值占比的影響。本文的主要研究結論如下：

1.“強縣擴權”改革對試點縣（市）農業增加值占GDP的比重有顯著正向影響。這一研究結論表明，“強縣擴權”改革通過下放社會經濟管理權限能夠增加縣級政府自主決策權，進而有利于縣級政府充分利用縣域農業資源稟賦優勢和信息優勢，調整產業發展規劃和合理引導發展，最終推動縣域農業較快發展。

2.“強縣擴權”改革對“試點縣級市”農業增加值的GDP占比有顯著正向效應，即有利于農業較快增長；“強縣擴權”改革對“試點縣”的影響不顯著。這主要是因為，一方面，與縣相比，縣級市農業基礎建設水平和農業機械化程度通常較高，從而農業投入的邊際生產率較高，最終有利于“強縣擴權”改革效應的充分發揮；另一方面，與縣相比，縣級市二、三產業發展水平也一般較高，這有利于縣級市對上游農產品形成有效需求，從而能夠促進縣級市農業較快增長。

3.“強縣擴權”改革使得東部地區和中西部地區試點縣（市）的農業增加值占GDP比重均顯著增加，但其對東部地區的改革效應更大。東部地區和中西部地區縣（市）改革效應的這種異質性可歸因于東部地區擁有良好的農業基礎設施和較高的非農產業發展水平。

作者單位：中國人民大學財政金融學院

責任編輯：牛澤東