賈俊雪，張永杰，郭 婧

(1．中國人民大學(xué) 中國財政金融政策研究中心，北京100872；2．江蘇省鹽城政府辦，江蘇鹽城224005)

一、引言

“郡縣治，天下安”。自秦代推行郡縣制以來，縣級政權(quán)一直是我國歷朝歷代國家政權(quán)的基礎(chǔ)，在整個國家的長治久安中扮演著極其重要的角色。新中國成立特別是改革開放以來，我國縣域經(jīng)濟獲得了良好發(fā)展，先后涌現(xiàn)出包括“蘇南模式”在內(nèi)的一批成功發(fā)展模式，為我國國民經(jīng)濟的持續(xù)快速增長奠定了良好基礎(chǔ)。但20世紀90年代中期以來，我國縣域經(jīng)濟發(fā)展也出現(xiàn)了許多新問題、面臨著前所未有的嚴峻挑戰(zhàn)，突出表現(xiàn)在經(jīng)濟增長乏力，地區(qū)間發(fā)展嚴重失衡，縣鄉(xiāng)基層政府普遍財力匱乏、負債嚴重，關(guān)乎國計民生的基礎(chǔ)教育、醫(yī)療衛(wèi)生和農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施等基本公共服務(wù)水平低下，成為制約我國經(jīng)濟社會長期可持續(xù)發(fā)展的主要“瓶頸”［1-3］。

針對縣域經(jīng)濟發(fā)展存在的問題和困難，我國政府推行了一系列改革措施，其中以省直管縣財政體制改革的影響最為深遠。我國地方政府采取的是4級政府架構(gòu)即省、地市、縣和鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府。根據(jù)《預(yù)算法》規(guī)定，一級政權(quán)一級財政，上級政府直接負責(zé)下級政府的財政收支責(zé)任劃分、財政轉(zhuǎn)移支付與預(yù)算資金調(diào)度等。因此，縣級政府主要采取的是地市管縣財政體制。2002年以來，我國在部分省區(qū)推行了以減少財政管理級次、擴大縣級財政管理權(quán)限為核心特點的省直管縣財政體制改革，將縣級政府的財政收支責(zé)任劃分、轉(zhuǎn)移支付分配和預(yù)算資金調(diào)度，完全交由省級財政直接負責(zé)。2009年6月，財政部印發(fā)了《關(guān)于推進省直接管理縣財政改革的意見》，進一步明確提出，要在2012年底前力爭除民族自治地區(qū)外全面推行省直管縣財政體制。①關(guān)于我國省直管縣財政管理體制改革的詳細介紹，請參閱李萍(2010)［4］。那么，迄今已推行近10年之久的省直管縣財政體制改革是在促進我國縣域經(jīng)濟發(fā)展、實現(xiàn)縣鄉(xiāng)財政解困中是否發(fā)揮了應(yīng)有作用?與其他制度改革是否保持了很好的目標兼容和激勵相容性?顯然，這些問題的澄清將有助于更好地評價我國省直管縣財政體制改革成效，為進一步完善省直管縣財政體制及其配套制度改革提供科學(xué)依據(jù)。

事實上，省直管縣財政體制改革自推行以來就一直備受國內(nèi)學(xué)術(shù)界的關(guān)注。例如，賈康、白景明(2002)指出，由于我國政府級次過多，大大降低了在分稅制框架下將稅種在各級政府之間進行重新劃分和調(diào)整的可行性，通過財權(quán)重新劃分實現(xiàn)縣鄉(xiāng)財政解困的政策空間非常有限，而推行省直管縣財政體制改革有助于提高財政資金使用效率、降低行政成本進而更好地實現(xiàn)縣鄉(xiāng)財政解困。［1］王小龍(2006)則認為，減少財政級次雖然在一定程度上有助于縣鄉(xiāng)財政解困，但會扭曲政府改革的總體目標，帶來的社會成本過高，因而主張通過橫向政府合并來破解縣鄉(xiāng)財政困境。［5］賈俊雪、郭慶旺、寧靜(2011)基于我國縣級面板數(shù)據(jù)的實證研究發(fā)現(xiàn)，省直管縣財政體制改革在促進縣鄉(xiāng)財政解困方面并沒有取得明顯成效，縣鄉(xiāng)財政解困的根本還在于優(yōu)化財政收支責(zé)任安排。［2］

不過，令人遺憾的是，上述研究還存在一些明顯不足，突出表現(xiàn)在如下兩個方面:(1)已有研究主要關(guān)注的是省直管縣財政體制改革在促進縣鄉(xiāng)財政解困中的作用，完全忽略了這一制度改革對縣域經(jīng)濟增長的影響。我國省直管縣財政體制改革的目標并非簡單定位于短期內(nèi)的財政解困，而是致力于增強縣市自主發(fā)展能力、促進縣域經(jīng)濟持續(xù)快速增長，在增長中實現(xiàn)財政解困［6］。這就意味著，在評價省直管縣財政體制改革成效時，決不能忽視其對縣域經(jīng)濟增長的影響。(2)更為重要的是，目前學(xué)術(shù)界還普遍缺乏就影響省直管縣財政體制改革成效的制度約束進行深入研究。省直管縣財政體制改革是我國省以下財政體制的一次探索性實踐創(chuàng)新，但并沒有從根本上改變1994年分稅制改革以來所形成的財力層層集中、事權(quán)逐級下放的省以下財政收支責(zé)任安排的總體格局［2］。另一方面，20世紀90年代中期以來我國在縣級政府層面上實施了以“撤鄉(xiāng)并鎮(zhèn)”為主要措施的政府機構(gòu)改革。這些都勢必會對省直管縣財政體制改革成效產(chǎn)生重要影響，因而我們并不能單純、孤立地看待省直管縣財政體制改革，應(yīng)將其納入到省以下財政分權(quán)化改革和政府機構(gòu)改革的總體框架內(nèi)加以綜合考察。

本文試圖彌補上述缺陷，對此類文獻做出有益補充。具體而言，本文以我國1997—2005年間縣級面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，利用處置效應(yīng)模型(treat-ment effect model)全面考察省直管縣財政體制改革在促進縣域經(jīng)濟增長、實現(xiàn)縣級財政解困中發(fā)揮的作用，以期對省直管縣財政體制改革成效進行全面評價;然后，利用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型考察政府間財政收支責(zé)任安排和政府機構(gòu)改革對省直管縣財政體制改革經(jīng)濟增長和財政解困效應(yīng)的影響，探究制約我國省直管縣財政體制改革成效的制度約束。

二、計量模型設(shè)定

考慮到省直管縣財政體制改革具有較為典型的政策實驗性質(zhì)，可能存在樣本選擇效應(yīng)，因此，我們利用處置效應(yīng)模型來考察省直管縣財政體制改革在促進縣域經(jīng)濟增長和財政解困中的作用。具體而言，我們構(gòu)建如下形式的處置效應(yīng)模型:

其中，方程(1)為總方程，方程(2)為處置方程。εit和μit為誤差項，遵循均值為零，協(xié)方差為的正態(tài)分布，其中λ=ρσ刻畫了總方程和處置方程誤差項的相關(guān)性。

對于總方程，我們分別以縣級實際人均GDP增長率和財政困難程度作為被解釋變量Yit。由于缺乏實際人均GDP的數(shù)據(jù)，我們利用縣級人口和省份商品價格指數(shù)將縣級GDP折算成1978年為基期的人均實際值。對于財政困難程度，目前學(xué)術(shù)界和實際部門主要以可支配財力(包括本級財力、稅收返還和財政轉(zhuǎn)移支付)作為縣級財政困難程度的評判指標，但因包含了財政轉(zhuǎn)移支付而無法真實地反映出縣級政府自有財力狀況，而且財政解困的根本目標也不應(yīng)簡單地定位于可支配財力意義上的財政狀況改善，更為重要的是要增強縣級政府財政自給能力。因此，賈俊雪、郭慶旺、寧靜(2011)主張利用縣本級財政收入與財政支出的比值來刻畫縣級財政困難程度。［2］不過，值得注意的是，稅收返還具有很大特殊性，其實質(zhì)上是地方固有財力在形式上的變更，即中央把地方自有財力集中后再部分返還給地方，并且具有很好的確定性，因而將其完全排除在外并不能真實、準確地反映出地方自有財力狀況。為此，本文采用(縣本級財政收入+稅收返還)/縣本級財政支出來度量縣級財政困難程度。這一指標值越小意味著縣級財政自給能力越差，財政困難程度越高。Dpcit為本文核心解釋變量——省直管縣財政體制啞變量(即采取省直管縣財政體制的縣級政府賦值為1，否則賦值為0)。Xit為控制變量，主要包括:(1)財政收支分權(quán)，用以全面考察財政分權(quán)對經(jīng)濟增長的影響［7］。①借鑒已有文獻的普遍做法［7-8］，我們分別利用人均縣級財政收入(支出)/(人均中央財政收入(支出)+人均省份本級財政收入(支出)+人均地市本級財政收入(支出)+人均縣級財政收入(支出))來測度縣級財政收入分權(quán)(支出分權(quán))水平。此外，鑒于我國縣級財政管理體制并不完全相同，存在著兩種模式即省直管縣財政管理體制和地市管縣財政管理體制。對于實行省直管縣財政管理體制的縣級政府，財政收支責(zé)任劃分等方面完全由省級財政管理，因此我們在計算財政收支分權(quán)水平時，將人均地市本級財政收支均賦值為0。(2)萬人擁有鄉(xiāng)鎮(zhèn)數(shù)量和財政供養(yǎng)人口比重(即財政供養(yǎng)人口占總?cè)丝诒戎?，用以考察以“撤鄉(xiāng)并鎮(zhèn)”為主要措施的政府精簡機構(gòu)改革的影響。(3)實際人均GDP(取自然對數(shù))和第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重，用以捕捉經(jīng)濟發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的影響。(4)滯后1期因變量，用以捕捉縣域經(jīng)濟增長和財政困難可能存在的路徑依賴問題。

就處置方程而言，被解釋變量Dpc*it是一個非觀測變量，刻畫了省直管縣財政體制啞變量Dpcit的形成，滿足:Dpc*it＞0時，Dpcit=1;否則，Dpcit=0。Zit是影響省直管縣財政體制改革決策的一組變量。上級主管部門在選擇省直管縣財政體制改革試點單位時顯然具有一定的目的性和針對性，通常會綜合考慮縣級政府經(jīng)濟、社會和財政狀況等各方面因素。因此，我們考慮如下變量:(1)實際人均GDP(取自然對數(shù))和第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重以捕捉經(jīng)濟發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響;(2)人口數(shù)和轄區(qū)面積以捕捉人口和轄區(qū)規(guī)模的影響;(3)萬人擁有鄉(xiāng)鎮(zhèn)數(shù)量以捕捉“撤鄉(xiāng)并鎮(zhèn)”改革的影響;(4)農(nóng)業(yè)稅率(即農(nóng)業(yè)稅收入與第一產(chǎn)業(yè)增加值的比值)和財政困難程度，用于捕捉農(nóng)村稅費改革和財政狀況的影響。①2000年，安徽省首先進行了農(nóng)村稅費改革試點，2003年，農(nóng)村稅費改革在全國范圍內(nèi)展開，2004年開始的農(nóng)業(yè)稅減免試點，直至2006年正式取消農(nóng)業(yè)稅則是農(nóng)村稅費改革的深化。關(guān)于農(nóng)村稅費改革的詳細介紹，請參見謝旭人(2008)［6］。

三、數(shù)據(jù)描述

本文使用的是全國縣級面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)主要來源于《全國地市縣財政統(tǒng)計資料》。該數(shù)據(jù)集涵蓋了全國31個省、自治區(qū)和直轄市2800多個縣、縣級市和市轄區(qū)1993－2005年間的經(jīng)濟和財政統(tǒng)計數(shù)據(jù)。但該數(shù)據(jù)集缺少1997年以前的GDP數(shù)據(jù)，因此我們選取的樣本期為1997－2005年間。由于數(shù)據(jù)問題，我們沒有考慮西藏自治區(qū)的情況。鑒于市轄區(qū)與縣和縣級市的可比性較差，因此我們沒有考慮市轄區(qū)［9-10］。此外，在樣本期內(nèi)，我國縣級政府的行政區(qū)劃發(fā)生了較大變化。為此，我們以2005年的行政區(qū)劃為標準剔除那些業(yè)已變更為市轄區(qū)的縣和縣級市，并依據(jù)各地區(qū)行政區(qū)劃沿革資料，對各個縣和縣級市的行政隸屬關(guān)系進行了調(diào)整。同時，我們還依據(jù)《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》和各省《統(tǒng)計年鑒》補充了轄區(qū)面積、人口和鄉(xiāng)鎮(zhèn)數(shù)量等數(shù)據(jù)。最終，我們使用的是全國30個省、自治區(qū)和直轄市1938個縣和縣級市1997－2005年間的非平衡面板數(shù)據(jù)。表1給出主要經(jīng)濟變量的統(tǒng)計描述。

表1 主要經(jīng)濟變量的統(tǒng)計描述

由表1可知，實際人均GDP增長率的樣本均值為11.35%，表明我國縣域經(jīng)濟增長較快，但也存在較為嚴重的增長失衡問題，體現(xiàn)在標準差為15.14，最大值為575.1%，最小值僅為 －72.2%。我國縣本級財政收入加稅收返還與財政支出比值的樣本均值為56.3%，表明縣級政府普遍存在較為突出的財政困難——即便是考慮了稅收返還因素，自有財力也僅能支撐不到60%的支出事務(wù)。此外，由標準差以及最大值和最小值可以看出，我國縣級財政狀況存在非常明顯的差異(標準差為30.44%，最小值為1.39%，最大值為618.1%)。

2002年以來，我國在部分省區(qū)推行了省直管縣財政體制改革。截止到2005年，浙江、安徽和湖北等9省區(qū)的全部縣級政府以及河北等4省份的部分縣級政府實行了省直管縣財政體制。②需要指出的是，浙江省自建國以來就一直采取的是省直管縣財政體制。此外，北京等四個直轄市所屬的縣級政府、海南省?？谑泻腿齺喪幸酝獾目h級政府以及河南省濟源市、湖南省仙桃市、天門市、潛江市、神農(nóng)架林區(qū)和新疆自治區(qū)石河子市采取的是省直轄行政管理體制，因而一直屬于省直管縣財政體制。這樣，我們總共有1388個樣本點屬于省直管縣財政體制這種情況，反映在省直管縣財政體制啞變量的樣本均值為0.08。此外，樣本期內(nèi)，我國縣級政府的財政收支分權(quán)存在明顯不匹配:縣級政府承擔(dān)了34.9%的支出事務(wù)，但擁有的收入份額僅為18.1%。萬人擁有的鄉(xiāng)鎮(zhèn)數(shù)量平均為0.612，財政供養(yǎng)人口比重為3.3%，標準差分別為0.67和1.6%，表明我國縣級政府擁有的鄉(xiāng)鎮(zhèn)數(shù)量和財政供養(yǎng)人口規(guī)模存在較為明顯的差異。

四、實證結(jié)果

表2給出省直管縣財政體制改革對縣域經(jīng)濟增長和財政困難的影響結(jié)果。為了盡可能避免其他解釋變量可能存在的內(nèi)生性問題，對總方程中的其他解釋變量以及處置方程中的所有解釋變量，我們均取滯后1期。

表2 省直管縣體制、經(jīng)濟增長與財政解困的處置效應(yīng)模型估算結(jié)果

由表2中的似然比檢驗可知，無論是經(jīng)濟增長方程還是財政困難方程，我們至少在10%的置信水平上可以拒絕總方程與處置方程殘差項不相關(guān)的原假設(shè)，表明省直管縣財政體制改革存在顯著的樣本選擇效應(yīng)，因而使用處置效應(yīng)模型總體上是合適的。而且，兩種情況下的處置方程估算結(jié)果非常相似。由這些估算結(jié)果可以清晰地看出，我國政府在選擇省直管縣財政體制改革試點單位時，總體上較為全面地考慮了縣級政府的經(jīng)濟、社會、行政和財政狀況等因素。那些經(jīng)濟發(fā)展水平較好、人口規(guī)模較大、鄉(xiāng)鎮(zhèn)數(shù)量較多而農(nóng)業(yè)稅費負擔(dān)較重的縣級地方政府更容易成為改革試點單位，而財政狀況較好、財政供養(yǎng)人口規(guī)模較小和轄區(qū)面積較大的縣級政府則更容易被排除在外，體現(xiàn)在實際人均GDP、人口規(guī)模、萬人擁有鄉(xiāng)鎮(zhèn)數(shù)量和農(nóng)業(yè)稅率在處置方程中的回歸系數(shù)顯著為正，轄區(qū)面積、財政供養(yǎng)人口比重和財政自給能力的回歸系數(shù)則顯著為負。

省直管縣財政體制啞變量在經(jīng)濟增長和財政困難總方程中的回歸系數(shù)分別為負值和正值且具有很好的統(tǒng)計顯著性，表明省直管縣財政體制改革對我國縣域經(jīng)濟增長具有顯著的抑制作用，但有助于提高縣級財政自給能力，更好地實現(xiàn)財政解困。究其原因，可能在于省直管縣財政體制改革改變了以前縣級財政由地市級財政負責(zé)的做法，不僅有助于避免地市級財政截留、擠占縣級財政資金以及對縣級財政的不恰當(dāng)集中［6］，也有助于增強財政激勵，促使縣級政府提高稅收征管努力，因而在促進縣級財政解困方面發(fā)揮了積極作用，但稅收征管力度的提高對縣域經(jīng)濟增長也產(chǎn)生了明顯的抑制作用。顯然，這與我國省直管縣財政體制改革的初衷相違背——省直管縣財政體制改革的根本目標在于通過擴大縣級財政管理權(quán)限，增強縣級政府自主發(fā)展能力、促進縣域經(jīng)濟持續(xù)快速增長，進而有效破解縣鄉(xiāng)財政困境。換言之，省直管縣財政體制改革的目標并非簡單地定位于短期內(nèi)的財政解困，而是要更好地實現(xiàn)縣域經(jīng)濟的良性健康發(fā)展。因此，在今后的省直管縣財政體制改革中，我國政府應(yīng)積極總結(jié)經(jīng)驗教訓(xùn)，進一步完善相關(guān)措施以更好地促進縣級政府轉(zhuǎn)變職能、優(yōu)化支出結(jié)構(gòu)，培育經(jīng)濟增長點，擴大稅基、涵養(yǎng)稅源，在經(jīng)濟增長中有效實現(xiàn)財政解困。

此外，如表2所示，我國縣域經(jīng)濟增長存在明顯的路徑依賴和收斂性，體現(xiàn)在滯后1期經(jīng)濟增長率和實際人均GDP在增長總方程中的回歸系數(shù)分別為正值和負值且具有很好的統(tǒng)計顯著性。財政收支分權(quán)對經(jīng)濟增長具有明顯的非對稱影響:收入分權(quán)具有顯著的抑制作用，支出分權(quán)則具有顯著的促進作用。這與基于省份數(shù)據(jù)的研究結(jié)論存在一定偏差［7］，表明財政分權(quán)對經(jīng)濟增長的影響存在較明顯的跨政府級次差異。萬人擁有鄉(xiāng)鎮(zhèn)數(shù)量和第一產(chǎn)業(yè)增加值比重的回歸系數(shù)均顯著為負，不利于縣域經(jīng)濟增長，這比較符合我們的直觀預(yù)期。財政供養(yǎng)人口規(guī)模增加對縣域經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用，這多少有些令人吃驚。原因很可能在于縣級財政供養(yǎng)人口是由上級政府甚至是中央政府嚴格控制，且近年來我國進行了力度較大的行政和事業(yè)單位改革，使得樣本期內(nèi)縣級財政供養(yǎng)人口規(guī)模并未出明顯增長，但承擔(dān)的經(jīng)濟管理事務(wù)大幅增加，從而呈現(xiàn)出明顯的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)。另一方面，縣級財政困難同樣存在路徑依賴問題。財政收支分權(quán)有助于增強縣級財政自給能力，但支出分權(quán)的影響很弱。鄉(xiāng)鎮(zhèn)數(shù)量和財政供養(yǎng)人口增加加重了財政負擔(dān)，不利于財政解困，落后的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)同樣不利于財政解困。上述結(jié)果總體上與已有研究結(jié)論保持了較好一致性［2］。

五、進一步分析

前文分析表明，我國省直管縣財政體制改革在促進縣域經(jīng)濟自主發(fā)展中并未充分發(fā)揮作用。緊接的問題是，什么因素制約了省直管縣財政體制改革積極作用的發(fā)揮?省直管縣財政體制改革是否與其他制度改革保持了很好的激勵相容性?省直管縣財政體制改革是我國省以下財政體制的一次探索性實踐創(chuàng)新，但并沒有從根本上改變1994年分稅制改革以來形成的財力層層集中、事權(quán)逐級下放的省以下財政收支責(zé)任安排的總體格局。另一方面，20世紀90年代中期以來我國積極推行了以“撤鄉(xiāng)并鎮(zhèn)”為主要措施的政府機構(gòu)改革，而正如王小龍(2006)指出的，財政體制改革應(yīng)與政府改革保持很好的目標兼容和激勵相容性［5］。這些都意味著我們不能單純、孤立地看待省直管縣財政體制改革，而應(yīng)充分考慮到其與省以下財政分權(quán)化改革和政府機構(gòu)改革的相互影響。因此，本節(jié)進一步探究財政收支分權(quán)和政府機構(gòu)改革對省直管縣財政體制改革成效的制約影響。

具體而言，我們構(gòu)建如下形式的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型:

其中，Yit為因變量，含義與上文相同。Yit－j為因變量滯后項，M為最大滯后階數(shù)。DcGrit為財政收支分權(quán)和政府機構(gòu)改革變量包括萬人擁有鄉(xiāng)鎮(zhèn)數(shù)量和財政供養(yǎng)人口比重。進一步，我們引入省直管縣財政體制啞變量Dpcit與DcGrit二者的乘積項Dpcit×DcGrit以捕捉財政收支分權(quán)和政府機構(gòu)改革對省直管縣財政體制改革成效的制約影響，這也是本文最為關(guān)心的。Xit為其他控制變量包括實際人均GDP和第一產(chǎn)業(yè)增加值比重。ηi為個體固定效應(yīng)，用以捕捉地理環(huán)境、要素稟賦等地區(qū)異質(zhì)因素的影響，ηt為時間固定效應(yīng)，用以捕捉一些共同沖擊如國家宏觀政策變化的影響，νit為誤差項。

為了更好地解決內(nèi)生性問題，我們采用Arellano 和 Bover(1995)［11］以 及 Blundell 和 Bond(1998)［12］提出的系統(tǒng)GMM進行估算。模型包含了滯后1期因變量、當(dāng)期和滯后1期的解釋變量。在模型3b中將財政收支分權(quán)和財政供養(yǎng)人口比重設(shè)定為內(nèi)生變量，在模型4b中將財政收支分權(quán)、財政供養(yǎng)人口比重、第一產(chǎn)業(yè)增加值比重設(shè)為內(nèi)生變量。為了便于對比，我們也在模型3a和4a中將所有解釋變量均設(shè)定為外生變量。表3給出具體的系統(tǒng)GMM估算結(jié)果。①由于引入了交互項，這里的估算結(jié)果與前文并具有可比性。關(guān)于這方面的詳細介紹，請參閱Wooldridge(2003)［13］。

表3 財政分權(quán)、政府機構(gòu)改革對省直管縣財政體制改革成效的影響

由Arellano-Bond 1階和2階自相關(guān)檢驗可知，各模型殘差序列均存在顯著的1階自相關(guān)，但不存在顯著的2階自相關(guān)。進一步，由Hansen過度識別檢驗可以看出，各模型構(gòu)造的工具變量較為有效。不過，需要注意的是，由于相對于樣本量而言，我們構(gòu)造的工具變量數(shù)目較多，這會造成自由度的較大損失，從而在一定程度上弱化Hansen檢驗結(jié)果，使之缺乏足夠可信度。Bond(2002)指出由于存在內(nèi)生性，因變量滯后1期影響系數(shù)的OLS回歸會產(chǎn)生向上偏差，而基于去均值變換的組內(nèi)估算則會產(chǎn)生向下偏差。這意味著因變量滯后1期影響系數(shù)的真實值應(yīng)介于組內(nèi)估算和OLS估算之間。以此為標準，可以看出模型3a和4a的估算結(jié)果相對較差，意味著我們并不能將所有解釋變量都視為嚴格的外生變量。①經(jīng)濟增長方程中滯后1期因變量的OLS和組內(nèi)回歸系數(shù)分別為－0.004和－0.025，財政困難方程中滯后1期因變量的OLS和組內(nèi)回歸系數(shù)分別為0.837和0.755

由表3可知，財政收支分權(quán)對省直管縣財政體制改革的經(jīng)濟增長效應(yīng)具有較為明顯的非對稱性影響:賦予縣級政府更大的收入自主權(quán)有助于遏制省直管縣財政體制改革對縣域經(jīng)濟增長的不利影響，體現(xiàn)在收入分權(quán)與省直管縣財政體制啞變量二者乘積項在模型3b中的回歸系數(shù)顯著為正，支出分權(quán)則不具有什么顯著影響。萬人擁有鄉(xiāng)鎮(zhèn)數(shù)量與省直管縣財政體制啞變量二者乘積項在經(jīng)濟增長方程中的回歸系數(shù)顯著為正，財政供養(yǎng)人口比重與省直管縣財政體制啞變量二者乘積項的滯后1期的回歸系數(shù)也顯著為正，意味著以“撤鄉(xiāng)并鎮(zhèn)”為主要措施的政府精簡機構(gòu)改革總體上加劇了省直管縣財政體制改革對縣域經(jīng)濟增長的抑制作用。此外，由模型4b的估算結(jié)果可以看出，財政收支分權(quán)對省直管縣財政體制改革的財政解困效應(yīng)并沒有什么顯著影響。不過，支出分權(quán)對省直管縣財政體制改革的財政解困效應(yīng)具有顯著的滯后弱化作用，收入分權(quán)則具有顯著的滯后促進作用。與我們的直觀預(yù)期相符，財政供養(yǎng)人口規(guī)模增加顯著遏制了省直管縣財政體制改革在促進縣級財政解困中的積極作用。

六、結(jié)論及政策建議

省直管縣財政體制改革是1994年分稅制改革以來我國省以下財政體制的一次探索性實踐創(chuàng)新，但令人遺憾的是，迄今為止，國內(nèi)學(xué)術(shù)界尚缺乏對其成效的全面評價。為了彌補這一缺陷，本文以我國1997—2005年間縣級面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，利用處置效應(yīng)模型考察了省直管縣財政體制改革在促進縣域經(jīng)濟增長、實現(xiàn)縣級財政解困中的作用，然后借助動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型考察了財政收支分權(quán)和政府機構(gòu)改革對省直管縣財政體制改革經(jīng)濟增長和財政解困效應(yīng)的影響，探究制約我國省直管縣財政體制改革成效的制度約束。

研究表明，省直管縣財政體制改革有助于增強縣級財政自給能力、實現(xiàn)縣級財政解困，但也顯著抑制了縣域經(jīng)濟增長，這與我國省直管縣財政體制改革致力于增強縣域經(jīng)濟自主發(fā)展能力的根本目標相違背。進一步的研究還表明，財政收支分權(quán)和政府機構(gòu)改革對省直管縣財政體制改革成效具有重要影響:賦予縣級政府更大的收入自主權(quán)總體上有助于更好地發(fā)揮省直管縣財政體制改革在促進縣域經(jīng)濟增長和財政解困中的積極作用，以“撤鄉(xiāng)并鎮(zhèn)”為主要措施的政府精簡機構(gòu)改革則加劇了省直管縣財政體制改革對縣域經(jīng)濟增長的抑制作用，但在一定程度上有助于增強省直管縣財政體制改革在實現(xiàn)財政解困中的積極作用。

上述結(jié)論對于進一步完善我國省直管縣財政體制改革、增強我國縣域經(jīng)濟自主發(fā)展能力具有重要意義。我們從中可得到如下三方面的政策建議。第一，為了更好地發(fā)揮省直管縣財政體制改革在促進縣域經(jīng)濟增長、實現(xiàn)財政解困中的積極作用，我國政府應(yīng)積極總結(jié)經(jīng)驗教訓(xùn)，進一步完善相關(guān)措施，更好地促進縣級政府轉(zhuǎn)變職能、優(yōu)化支出結(jié)構(gòu)，培育經(jīng)濟增長點，在經(jīng)濟增長中有效實現(xiàn)財政解困。第二，應(yīng)進一步優(yōu)化中央與地方特別是省以下各級政府的財政收支責(zé)任劃分，賦予縣級政府更大的收入自主權(quán)，減少事權(quán)，形成一個財權(quán)與事權(quán)更加匹配的分權(quán)格局，這有利于更好地發(fā)揮省直管縣財政體制改革的積極作用。第三，中央政府應(yīng)進一步審視近年來以“撤鄉(xiāng)并鎮(zhèn)”為主要措施的政府機構(gòu)改革中存在的問題，避免各種形式主義，切實采取有效措施解決改革中出現(xiàn)的問題，確保政府機構(gòu)改革與省直管縣財政體制改革目標兼容和激勵相容。 醫(yī)藥企業(yè)提升出口競爭力的“制勝法寶”，尤其對于中藥企業(yè)而言，關(guān)鍵還在于加快產(chǎn)業(yè)規(guī)?；图s化發(fā)展，加強企業(yè)合作創(chuàng)新，提升企業(yè)自身的技術(shù)創(chuàng)新水平。我國專利保護強度的改善對促進成品藥和醫(yī)療器械的進口貿(mào)易有積極作用，而原料藥進口貿(mào)易的發(fā)展則主要得益于我國人均醫(yī)療支出的增加。此外，進口關(guān)稅減讓對我國化學(xué)制劑和生物生化制品進口貿(mào)易產(chǎn)生了一定負面影響。

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