经济管理权限分析论文

【摘要】随着中国社会经济发展方式的不断转型，股市调控，楼市调控，地方政府债务危机等名词逐渐成为街头巷尾群众谈论的焦点。本文将通过对泡沫经济产生原因分析，探究泡沫经济表现形式，为我国金融发展健康发展提供一定借鉴。今天小编给大家找来了《经济管理权限分析论文 (精选3篇)》的文章，希望能够很好的帮助到大家，谢谢大家对小编的支持和鼓励。

经济管理权限分析论文 篇1：

“强县扩权”与农业发展：基于县级面板数据的实证研究

内容提要 “强县扩权”改革作为政府层级改革的重要构成部分，是一项重要的政府治理结构改革。县级政府获得更多经济管理权限后，能够利用当地经济资源优势引导县域经济发展，并依托农业资源推动农业及相关企业发展。本文基于县级面板数据实证检验了“强县扩权”对县域农业增加值占比的影响。结果显示，“强县扩权”对辖区内农业增加值占比有显著正向影响，这表明“强县扩权”改革有利于县域农业发展。

关键词 强县扩权 倍差法 农业增长

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一、引言

城乡发展失衡问题是困扰我国经济和社会发展的一个难题，其主要表现在以下两个方面：一是城乡公共资源配置失衡，农村道路、水利、教育、卫生等公共产品供给不足，远不能满足农村发展的需要;二是城乡居民收入差距有不断扩大的趋势，城镇居民人均可支配收入和农村居民人均纯收入之比已由1985年的1.86∶1扩大到2012年的3.1∶1。①近年来，为了解决城乡发展失衡问题，一方面政府加大了对“三农”的投入力度。比如，2011年中央财政用于粮食及农资器具的补贴比2004年增长了近9倍。另一方面，为了加快县域经济的发展，克服传统“市管县”体制下由于“市县争利”而导致的城乡差距不断拉大的局面，②政府还进行了政府层级改革，即“省直管县”财政体制改革和“强县扩权”改革。“省直管县”财政体制改革是指将地方政府间的财政级次由原来的“省-市-县”三级财政缩减为“省-市(县)”两级财政，省级财政与市(县)财政直接联系。“强县扩权”是指将一部分原属于地市级的经济和社会管理权直接下放给县一级政府，扩大县级政府的自主决策权。③

“省直管县”财政体制改革和“强县扩权”改革作为两项重要的政府治理结构改革，近年来受到学术界广泛的关注。已有的相关研究成果大体可分为两类。第一类文献主要研究政府层级改革对经济增长的影响。例如，郑新业等基于河南省县级数据的研究结果表明，“省直管县”改革显著地提高了直管县(市)的经济增长率。郑新业、王晗、赵益卓：《“省直管县”能促进经济增长吗?——双重差分方法》，《管理世界》2011年第8期;李一花、刘蓓蓓、高焕洪：《基层财政分权测度与增长效应重估》，《财贸经济》2014年第6期。赵海利基于浙江省县级数据的研究结果表明，“强县扩权”改革未能显著促进扩权县(市)经济增长，而袁渊和左翔利用浙江、福建两省企业微观数据的研究结果表明，“强县扩权”改革能显著促进当地企业发展。赵海利：《基层分权改革的增长绩效——基于浙江省强县扩权改革实践的经验考察》，《财贸经济》2011年第8期;袁渊、左翔：《“扩权强县”与经济增长：规模以上工业企业的微观证据》，《世界经济》2011年第3期。才国伟和黄亮雄使用我国500个县(市)的数据检验了政府层级改革的经济绩效，发现“强县扩权”和“省直管县”改革均能促进县域经济增长，而“强县扩权”改革的作用更大。才国伟、黄亮雄：《政府层级改革的影响因素及其经济绩效研究》，《管理世界》2010年第8期。李猛的研究进一步表明，“省直管县”改革如果未能明显改善县乡财政困境，则无法推动县域经济平稳较快增长。李猛：《“省直管县”能否促进中国经济平稳较快增长?——理论模型和绩效评价》，《金融研究》2012年第1期。第二类文献主要研究政府层级改革对县级财政支出的影响。例如，郭庆旺和贾俊雪研究发现“省直管县”改革有助于遏制县级政府支出规模膨胀。郭庆旺、贾俊雪：《财政分权、政府组织结构与地方政府支出规模》，《经济研究》2010年第11期。王小龙和方金金的研究结果表明，政府层级改革也会显著影响县域公共教育支出。王小龙、方金金：《政府层级改革会影响地方政府对县域公共教育服务的供给吗?》，《金融研究》2014年第8期。

上述研究成果无疑有助于深化理解政府层级改革对宏观经济及地方政府财政支出行为的影响。然而值得关注的是，政府层级改革还会通过政府治理结构的改变产生其他一些重要的社会经济效应。比如，杨志勇认为“省直管县”改革有利于增强基层政府公共服务能力。杨志勇：《省直管县财政体制改革研究——从财政的省直管县到重建政府间财政关系》，《财贸经济》2000年第11期。李金珊和叶托认为“强县扩权”改革导致的区域分割和中心城市要素聚集能力不强等问题会阻碍经济转型和产业升级。李金珊、叶托：《县域经济发展的激励结构及其代价——透视浙江县政扩权的新视角》，《浙江大学学报》(人文社会科学版)2010年第3期。才国伟等的研究发现，“省直管县”和“强县扩权”改革均抑制了城市规模的扩大，但都有利于城市环境质量的改善。才国伟、张学志、邓卫广：《“省直管县”改革会损害地级市的利益吗?》，《经济研究》2011年第7期。除了以上经济影响外，“强县扩权”改革还有以下重要的经济效应：与地市级政府相比，作为基层政府的县级政府因能够充分了解其辖区经济资源(尤其是农业资源)的比较优势，所以县级政府获得更多经济管理权限后，会充分依托县域农业资源优势和信息优势，引导县域农业和工业企业发展，进而推动县域经济发展。事实上，现阶段就全国平均水平而言，县域经济的基本特征表现为物质资本相对稀缺，人力资本水平较低，土地和劳动力资源丰富，农业资源优势明显。这使得县域依托农业资源及相关工业企业来发展县域经济具有比较优势。换言之，行政级别较低的县级政府比地市级政府更了解辖区的比较优势，更了解县域的劳动力、资本、土地等资源禀赋和特色优势产业，更能因地制宜地制定产业发展规划，提高农业及相关工业企业的资源配置效率。“强县扩权”改革实施后，与改革前的地市级政府不同，拥有信息优势和更大自主决策权的县级政府会依托农业资源比较优势来制定政策以发展县域经济。实践中，“强县扩权”改革试点县(市)在项目审批时可能会选择以下举措：(1)与地市级政府不同，扩权县(市)会针对县域农业经济发展的弱项，加大财政支农专项资金的投入和审批;(2)借助强县扩权所给予的项目审批权，围绕市场需求推动当地特色农业向规模化、企业化方向发展，提高农产品附加值;(3)基于当地资源禀赋结构、优先引进和审批那些有利于县域经济发展的农村基础设施投资项目和农产品加工企业项目。上述措施不仅有利于发展和壮大县域经济，而且还可能带动农业更快发展，从而有利于提高农业增加值占比。

本文的研究目标是实证检验“强县扩权”对县域农业增加值占比的影响，从而借之研究“强县扩权”与农业发展之间的关系。本文的结构安排如下：第二部分是实证研究设计，第三部分是变量定义、数据描述及相关检验，第四部分是实证结果，第五部分是主要研究结论。

二、实证研究设计

本文实证研究的目标是检验“强县扩权”改革是否会激励县级政府充分依托其农业经济资源优势来发展县域经济，进而推动县域农业发展。

“强县扩权”改革从开始试点到在全国大多数省份逐步推广，已历经数载，恰好为我们选用自然实验(Natural Experiment)的方法来识别改革效应提供了理论依据。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.具体讲，20世纪90年代，浙江省率先进行了“强县扩权”改革探索，随后21世纪初，浙江、湖北、河南、广东等省份又先后推广了试点。在此期间，由于“强县扩权”试点县(市)政府的社会经济管理权限发生了变化，其农业增加值占GDP比重必然会因县域自主决策权扩大而受到影响，从而可被视为处理组。非试点县(市)的自主决策权则保持不变，则可被视为对照组。这样基于对照组样本和处理组样本，我们选用自然实验的方法研究“强县扩权”改革对县域农业增加值占比的影响。

通常，利用这类方法估计改革效应时会遇到两个问题：其一，试点样本选取往往不是随机的。试点县(市)选取的非随机性使本研究不能单纯通过比较试点县(市)和非试点县(市)在改革实施后农业增加值占GDP比重的差异来估计“强县扩权”的改革效应。这是因为两类县(市)农业增加值占GDP的比重可能存在初始值差异，即在截距上存在差异，而这种差异会直接影响模型对改革效应的估计。其二，试点县(市)农业增加值占GDP比重的变化趋势中包含了各年份宏观经济冲击及其他社会因素的效应。这使得我们不能直接通过比较各试点县(市)改革前后农业增加值占GDP比重的变化来估计改革的影响，这是因为在时间序列上进行一次差分无法剔除时间趋势对估计量的影响。

基于上述考虑，本文拟选择“倍差法”(Difference-in-Differences Method， DID)来识别改革效应。从技术上讲，“倍差法”法利用处理组改革前后农业增加值占GDP比重的变化值减去对照组改革前后农业增加值占GDP比重的变化值来识别改革效应，这样便能够同时消除试点县(市)与非试点县(市)农业增加值占GDP比重的初始值差异和两类县(市)各年份共同面临的时间趋势对准确估计改革效应的干扰。本文设计的“倍差法”计量模型如下式所示：

上式中，被解释变量yit是县(市)i在第t年的农业增加值占GDP的比重。改革变量xit，r是本文关注的核心解释变量，被用来估计“强县扩权”改革对县域农业增加值占GDP比重的影响。zit代表一组控制变量，由省直管县改革变量、县级财政经济特征变量与人口特征变量构成。μt是年份虚拟变量，反映第t年所有个体的共同时间效应。通过控制年份虚拟变量μt，能够剔除各年份所有县(市)共同面临的宏观经济冲击与社会因素对估计结果的影响。αi是个体固定效应，代表各县(市)i不随时间变化的特征。通过控制个体固定效应αi，能够剔除各县(市)不随时间变化的固有因素对估计结果的影响。最后一项εit是残差项。

三、变量及数据

1.变量定义

根据计量模型(1)可以将变量分为被解释变量、核心解释变量及控制变量。具体的变量名称、符号及取值定义如下：

(1)被解释变量

如前所述，被解释变量是农业增加值占GDP的比重，用符号ratioind1表示。本文用此变量来估计“强县扩权”改革对农业发展的效应。这里关注的是“强县扩权”改革对农业发展的政策效应，我们认为只要“强县扩权”改革不阻碍二、三产业发展，“农业增加值占GDP比重”便是一个可以被使用的合理指标，能够反映改革对农业发展的效应。换言之，若改革后“农业增加值占GDP比重”增加，则能说明改革推动了农业的发展，即改革对农业带来的增长效应比其对二、三产业带来的增长效应更大。事实上，现有的实证研究已证明“强县扩权”改革确实能够促进二、三产业发展。比如，才国伟和黄亮雄的实证研究表明“强县扩权”改革确实能够推动总量经济增长(包括农业和非农产业)。才国伟、黄亮雄：《政府层级改革的影响因素及其经济绩效研究》，《管理世界》2010年第8期。袁渊和左翔的实证研究结果表明“强县扩权”能够推动县域工业企业的经济增长。袁渊、左翔：《“扩权强县”与经济增长：规模以上工业企业的微观证据》，《世界经济》2011年第3期。陈思霞和卢盛峰还证明“强县扩权”改革能促进县级政府生产性支出的增加，进而也能促进二、三产业的发展。陈思霞、卢盛峰：《分权增加了民生性财政支出吗?》，《经济学》(季刊)2014年第7期。

(2)核心解释变量

“强县扩权”改革变量为本文的核心解释变量，用以估计该项改革对农业增加值占GDP比重的影响，并用xit，r表示。其取值定义为：如果试点县(市)i从第j年开始实施“强县扩权”改革，则xit，r在第j年及之后年份取值为1，之前各年份取值为0;而如果县(市)i为非“强县扩权”改革试点县(市)，则xit，r取值恒为0。

(3)控制变量

控制变量包括“省直管县”改革变量、县域人口特征变量及县域财政经济特征变量等。其中，“省直管县”改革变量用xit，f表示，其定义与“强县扩权”改革类似，即如果试点县(市)i从第j年开始实施“省直管县”改革，则xit，f在第j年及之后年份取值为1，之前各年份取值为0;而如果县(市)i为非“省直管县”改革试点县(市)，则xit，f取值恒为0。控制xit，f能够有效消除“省直管县”改革对估计“强县扩权”改革效应的影响。这是因为如果不对其加以控制，那些只实施了“省直管县”改革的研究样本则不适宜作为“强县扩权”改革的对照组，而那些同时实施了两项改革的研究样本也不能够作为“强县扩权”改革的处理组。

县域人口特征变量包括县域人口规模与非农人口占比。县域人口规模被定义为县域总人口的对数，用符号lnpop表示，而非农人口占比被定义为县域非农业人口占其总人口的比例，用符号ratiounfarm表示。县域财政经济特征变量包括人均GDP、财政自给率、存贷比三个指标，分别用lnpergdp、selfsufficient及rloansave表示。人均GDP采用对数形式。财政自给率被定义为县本级预算收入占县级预算支出的比例，而存贷比被定义为县域贷款余额与存款余额的比值。

2.数据来源

本文所用数据来源于2002-2010年《中国县(市)社会经济统计年鉴》和《中华人民共和国全国分县市人口统计资料》。其中，县域财政、经济数据来源于《中国县(市)社会经济统计年鉴》，而县域人口数据来源于《中华人民共和国全国分县市人口统计资料》。此外，改革省份试点县(市)名单及改革时间来源于各省(区)政府官方网站、相关政府文件及已有研究文献。考虑到某些省(直辖市、自治区)自身的特殊性与某些县(市)数据的质量问题，本文对总样本作如下处理：剔除四个直辖市和建省之初就已实现市(县)分治的海南省所包含的样本;剔除自1992年就开始试点推广“强县扩权”改革的浙江省所包含的样本和湖北省三个副地级市(仙桃市、天门市和潜江市)样本;剔除人口稀少和强烈依赖国家转移支付的西藏自治区所包含的样本;剔除因数据缺失、错误或行政区划改革导致样本年份不连续的县(市)样本。经过以上处理，最终形成包含13887个有效样本的县级平衡面板数据。

3.统计性描述

根据2010年各县(市)是否为“强县扩权”改革试点县(市)，本文将1543个县(市)分成两类，即646个试点县(市)和897个非试点县(市)。表1给出了这两类样本主要相关变量各年份的统计均值。

表1显示，2002-2010年间试点县(市)和非试点县(市)农业增加值占GDP比重基本上呈下降趋势，而2002-2008年间的非农人口占比与2002-2010年间的县域人均GDP呈上升趋势，这既与我国工业化、城镇化进程相一致，也符合经济发展一般规律。然而，两类县(市)2002-2009年间的财政自给率和2002-2008年间的存贷比却都呈现出逐年下降的趋势，而之后又开始上升。这表明长期以来县域财政状况不断恶化的趋势开始出现了拐点，且县域金融服务效率也开始改善。

通过对比表1中两类县(市)的财政经济与人口特征变量可以看出，与非试点县(市)相比，“强县扩权”改革试点县(市)农业比重和存贷比水平均较低，而其非农人口占比、人均GDP、财政自给率及县域人口规模则均较高。

表1还显示：自2003年起两类试点县(市)数目均在不断增加。样本中的“强县扩权”试点数目由最初的69个(约占总样本县(市)的4.5%)，最终增加到2010年的646个(约占总样本县(市)的41.9%);在“强县扩权”改革与非“强县扩权”改革样本县(市)中，“省直管县”试点数目所占比重自2004年以来不断上升，至2010年已分别占到两类样本县(市)的30.5%和82.4%。从理论上讲，“强县扩权”试点数目的增加有利于增强样本的代表性和实证研究结论的可靠性，而“省直管县”试点范围的扩大使得本文有必要在估计“强县扩权”改革效应时控制“省直管县”改革变量，以消除“省直管县”改革对准确识别“强县扩权”改革效应的影响。

4.“倍差法”适用条件检验

使用“倍差法”估计“强县扩权”的改革效应必须满足两个条件：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、陈烨：《中国农村税费改革的政策效果： 基于双重差分模型的估计》，《经济研究》2005年第8期。第一，“强县扩权”试点县(市)的选取必须是外生的;第二，改革前两类县(市)的农业增加值占GDP比重的变化趋势相同。事实上，“强县扩权”改革省份选取试点县(市)所依据标准的多样性确实能够在一定程度上增强样本的代表性，但我们无法据此推断改革的实施是外生的。因此，在使用“倍差法”估计改革效应之前有必要对研究样本进行上述两方面的检验。

(1)改革政策的外生性检验

借助改革前的研究样本，本文设计了LOGIT二元选择模型来间接检验“强县扩权”改革的外生性，检验模型设定如下：

P(Ir=1|yit，Xit)=G(α+βyit+γXit)(2)

其中，Ir是二值变量，其取值定义为：如果某县(市)在样本期内实施了“强县扩权”改革，则Ir恒为1，否则Ir恒为0;yit是农业增加值占GDP的比重;Xit是其他控制变量;G为LOGIT函数。理论上讲，如果β在统计上无异于0，就可以认为“强县扩权”改革的实施是外生的。

表2给出了“强县扩权”改革政策外生性检验的结果。其中，第一列中的模型仅使用了2002年的研究样本，而第二列中的模型使用了2002-2003年两年的研究样本。

结果显示：(1)第一列和第二列的ratioind1的回归系数均不显著;(2)县域人口和人均GDP指标的回归系数显著为正，而财政自给率和存贷比的回归系数则显著为负。这说明尽管人口规模较大、城市化程度与人均GDP较高而财政自给率和存贷比较低的县(市)被选作“强县扩权”试点对象的可能性更大，但试点县(市)的选取并没有依赖于改革前各县(市)的农业增加值占GDP的比重。因此，本文的研究样本满足“倍差法”对改革变量的(条件)外生性要求。

注：①2003年有很小一部分县(市)进行了“强县扩权”试点，但考虑改革政策实施往往需要时间，本文认为2003年样本受到的影响可以忽略;②表2中括号内的数据为回归系数相应的t统计量，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。为了减少异方差对统计显著性的影响，上述t统计量的计算均使用了稳健的标准差。后文中各回归表均以此说明为准。

(2)同趋势性检验

同样，利用改革前的研究样本，本文又设计了与Galiani等相类似的计量模型，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.用以检验改革前两类县(市)农业增加值占GDP比重是否满足时间趋势一致这一基本要求。该模型的具体形式如下：

yit=α0+αrIr+θT+θrIr·T+ωX+εit(3)

其中，yit是农业增加值占GDP的比重;α0为常数项;Ir定义同(2)式;αr用于估计试点县(市)和非试点县(市)农业增加值占GDP的比重在截距项上的差异;T为时间虚拟变量，其在2002年取值为0，而在2003年取值为1;θ被用于估计改革前农业增加值占GDP比重的共同时间趋势，而交乘项中的θr被用来检验改革前两类县(市)农业增加值占GDP比重的下降趋势是否相同;X是一组控制变量;模型(3)中的人口特征变量包括县域人口规模和非农业人口占比，财政经济特征变量包括人均GDP、财政自给率、存贷比;另外，模型还控制了“省直管县”试点县(市)和非“省直管县”试点县(市)农业增加值占GDP比重在截距上的差异项和改革前这两类县(市)农业增加值占GDP比重的异质性时间趋势项。εit为残差项。从理论上讲，如果θr在统计上无异于0，则可以认为两类县(市)改革前农业增加值占GDP比重的时间趋势基本一致。

表3给出了同趋势检验结果。其中，第二列在第一列的基础上增加了人口规模等若干控制变量。回归结果显示，改革前两类县(市)共同时间趋势项的估计系数为负，而异质性时间趋势的估计系数较小且不显著。这表明，改革前两类县(市)的农业增加值占GDP的比重均越来越低，且它们下降的时间趋势是一致的，这符合“倍差法”的同趋势性要求。同时，通过比较两列回归结果还可以看出，在控制了县域人口等特征变量后，截距上的差异值大小急剧下降，且变得不显著。这说明对照组和处理组的截距差异是由这些特征变量引起的。

四、实证结果

1.基本回归结果

表4给出了计量模型(1)的参数估计值。其中，第一列只控制了时间虚拟变量、个体固定效应、省份时间趋势及“省直管县”改革变量。从中可以看出，“强县扩权”改革变量的估计系数为正，但不显著。在第一列回归的基础上，第二列回归至第四列回归又逐步引入了财政经济指标和县域人口指标等控制变量。通过对比第一列至第四列的估计系数可以看出，在控制了人均GDP、财政自给率变量后，虽然“强县扩权”改革变量的估计系数的大小略有波动，但均在1%的显著水平上显著。这说明两类试点县(市)的选取标准和县级人均GDP、财政自给率关系较密切，同时也说明控制这两个因素后，回归模型(2)～(4)中“强县扩权”改革变量基本上满足条件外生性假设，即其估计结果是准确的。

从第四列回归结果来看，“强县扩权”改革使得县域农业增加值占GDP的比重显著增加了0.884%。从理论上讲，“强县扩权”试点县级政府能够利用自主审批权限和信息优势，依托县域农业资源禀赋特点，更加合理地制定产业发展规划和审批产业发展项目，引导工商企业发展。这不仅有利于二、三产业的发展，也使得样本期内“强县扩权”试点县(市)的农业增长更快，最终导致其农业增加值占GDP的比重显著上升。

2.基本模型的拓展分析结果

(1)县与县级市改革效应的异质性分析

为了考察改革效应在县与县级市之间的差异性，本文又设计了模型(4)：

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

其中，Dshi为县级市虚拟变量，其取值定义为：如果研究样本为县级市样本，则取值为1，否则取值为0;Dxian为县虚拟变量，其取值与Dshi恰好相反。其余变量定义同模型(1)。

表5估计结果显示：第一行估计系数为0.224%，但不显著，而第二行估计系数为1.91%，且在1%的显著水平上显著。这种改革效应的差异性可在理论上归结为以下两个主要原因：①与县相比，县级市农业基础建设水平和农业机械化程度通常较高，从而农业投入的边际生产率较高，最终有利于“强县扩权”改革效应的充分发挥;②与县相比，县级市二、三产业发展水平也一般较高，这有利于县级市对上游农产品形成有效需求，从而有利于县级市农业持续较快增长。

(2)东部地区和中西部地区县(市)改革效应的异质性分析

本文设置了模型(5)来检验东部地区和中西部地区县(市)改革效应的异质性：

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

其中，Deast为东部地区虚拟变量，其取值定义为：如果样本县(市)属于东部地区，则取值为1，否则取值为0;Dmwest为中西部地区虚拟变量，其取值与Deast恰好相反。其余变量定义同模型(1)。

回归结果显示，第一行和第二行估计系数依次为2.18%和0.537%，但第一行估计系数的大小和显著性水平均较高。这表明：①改革对东部地区和中西部地区试点县(市)农业的正向效应均大于其对非农产业的正向效应。与中西部地区相比，改革对东部地区试点县(市)的改革效应更大。②与导致县与县级市改革效应异质性的原因相似，东部地区和中西部地区县(市)改革效应的异质性可归因于东部地区拥有良好的农业基础设施建设和较高的非农产业发展水平。

五、结论

本文基于我国24个省(区)2002-2010年县级面板数据，实证检验了“强县扩权”改革对县域农业增加值占比的影响。本文的主要研究结论如下：

1.“强县扩权”改革对试点县(市)农业增加值占GDP的比重有显著正向影响。这一研究结论表明，“强县扩权”改革通过下放社会经济管理权限能够增加县级政府自主决策权，进而有利于县级政府充分利用县域农业资源禀赋优势和信息优势，调整产业发展规划和合理引导发展，最终推动县域农业较快发展。

2.“强县扩权”改革对“试点县级市”农业增加值的GDP占比有显著正向效应，即有利于农业较快增长;“强县扩权”改革对“试点县”的影响不显著。这主要是因为，一方面，与县相比，县级市农业基础建设水平和农业机械化程度通常较高，从而农业投入的边际生产率较高，最终有利于“强县扩权”改革效应的充分发挥;另一方面，与县相比，县级市二、三产业发展水平也一般较高，这有利于县级市对上游农产品形成有效需求，从而能够促进县级市农业较快增长。

3.“强县扩权”改革使得东部地区和中西部地区试点县(市)的农业增加值占GDP比重均显著增加，但其对东部地区的改革效应更大。东部地区和中西部地区县(市)改革效应的这种异质性可归因于东部地区拥有良好的农业基础设施和较高的非农产业发展水平。

作者单位：中国人民大学财政金融学院

责任编辑：牛泽东

作者：王小龙　方金金　孔繁成

经济管理权限分析论文 篇2：

现代金融经济中的经济泡沫探析

【摘要】随着中国社会经济发展方式的不断转型，股市调控，楼市调控，地方政府债务危机等名词逐渐成为街头巷尾群众谈论的焦点。本文将通过对泡沫经济产生原因分析，探究泡沫经济表现形式，为我国金融发展健康发展提供一定借鉴。

【关键词】现代金融经济 经济泡沫 表现形式

一、现代金融经济中产生泡沫经济原因分析

(一)现代金融经济产生泡沫经济的根本原因

现代金融经济产生泡沫的根本原因在于投资经济与实体经济发展不协调而造成的。在国家经济发展过程中，虚拟经济因为具有回报周期短，利润率高等特点，一方面，一定规模的虚拟经济泡沫可以起到活跃市场，繁荣经济的作用，另一方面也因为暴利性而被广大投资金融机构所利用，特别是影子银行。如果虚拟经济的规模过大，就会产生泡沫，因为虚拟经济条件下，资金并不是投入实体经济中，产生任何的实体社会效益，而是处于空转的状态，通过短期投资，利用低买高卖的市场机制，获取利益。比如，今年，六月份发生在银行业内的钱荒，虽然看似是有很多原因导致的，尽管每年的六月，包括银行在内的金融机构普遍缺少流动资金，但央行不进行操作性回购，即不向市场注入流动资金是引发大规模钱荒的直接导火索。央行不进行操作性回购是因为，目前，在面临经济危机背景下的今天，实体经济急需要大量资金注入，以避免由于资金链断开而造成的资产损失和可能发生的社会恐慌。由于，金融体系内存在影子银行，大量资金不是进入实体经济，支持实体经济发展，而是进入虚拟经济市场，进行资产的增长，促使市场虚假繁荣，产生了巨大的经济泡沫，严重威胁了国家经济的基础。

(二)现代金融经济泡沫蔓延原因

现代市场经济制度条件下，一旦出现经济泡沫，往往会很快蔓延到其他领域，影响其他领域的健康发展。原因有三：一是，现代金融条件下，经济泡沫的定性和定量分析理论基础准备不足。目前，经济基础理论研究已经取得了较大的进展，但是目前的经济理论只能通过有限的几种经济模型发现经济泡沫的产生，估计泡沫的大小以及危害，而且，这只是理论上的估计，实际的泡沫危害和大小的往往比预估更大，其涉及到的领域和范围更广。二是，金融衍生工具的变化。现代金融条件下，金融衍生物不断增加，金融衍生物涉及到的领域和范围也比较广，通过衍生工具的增加，金融系统将金融风险成功的转移到了其他的行业和部门，并将这些部门与自身变化绑定在一起。三是，经济全球化。经济全球化背景下，一个国家经济必然会发生一定的经济泡沫，不管这个经济泡沫属于输入性的还是自身生成的。一定量的经济泡沫反映了这个国家整体的发展速度，因为经济发展必然要求资金的推动，但是如果经济泡沫超过一定范围特别是超过成本价格模型下的参照数据，这种的经济泡沫会绑架实体经济，一旦泡沫破裂，会对整个实体经济造成严重的冲击。

(三)现代金融经济产生泡沫的社会因素

现代金融经济产生泡沫的社会因素主要是因为出于推动经济快速发展考虑，政府为经济发展设置的条件，投资门槛，经济氛围，国家调控较为宽松。目前，我国正处于市场经济不断完善的阶段，执行国进民退的政策，因此经济调节主要是利用市场无形的手，政府只负责监管。金融行业具有暴利性质，因此，集中了大量的市场资源，这些市场资源通过虚拟操作，利用市场漏洞和金融周期性波动，利用大资金优化，通过金融利率的变化实现套利，而且，这类操作具有很强的示范性，在某种意义上讲具有不劳而获的性质，因此市场其他流动资金为了获取更好的利益，纷纷投入到虚拟操作当中，通过炒作进行非法牟利。

(四)现代金融经济产生泡沫的机制因素

现代金融经济产生泡沫的机制因素主要是约束性机制不健全。约束性机制不健全的主要体现是国家金融监管不到位。出于保护经济发展速度的考虑，我国经济发展主要依靠投资和出口拉动，消费拉动力较小，即使，近些年来国家大力倡导消费拉动需求，消费的拉动力增长较快，但是投资和出口份额比例较大的总体格局基本没有变化。投资和需求过大的情况下，很容易出现一些虚假经济数据，比如，部分人员利用出口退税漏洞，大打擦边球，通过伪造虚假数据，骗取出口退税。这种情况一方面损害了国家的利益，另一方面虚假数据的提供掩盖了实际经济发展数据，经济发展出现了虚假泡沫。

二、现代金融经济中产生的泡沫类型分析

现代金融经济中产生的泡沫表现形式较多，我国的经济泡沫主要形式有两类：房地产泡沫和股票泡沫：

(一)房地产泡沫

如何解决好房地产经济泡沫是目前我国政府和社会共同关注的焦点。房地产经济泡沫的主要内容是商品房价格不能反映真实的房地产供求关系。目前，我国房地产价格虚高，与我国实际发展国情严重脱离，纵向比较我国房地产发展过程，我国房地产价格增长与工薪阶层的增长幅度严重不符。一方面是房地产价格虚高情况下，各类资源纷纷涌入到房地产市场当中，进一步提高了商品房价格，另一方面房地产资源的高价位下，大部分的工薪阶层由于不能负担高房价而降低房地产需求，造成商品房存货量较多。

(二)股票泡沫

目前，我国证券交易市场的监管并不到位，政府监管的范围和能力有待考究，证监会作为我国证券监管部门，受制于我国体制，其管理权限和能力并不能起到应有的监管能力。股市泡沫的主要内容是，股票价值不能反映实体经济的真实发展。市场经济环境下，价格会对资源的供求关系产生一定的影响，经过十几年的发展，我国股市投资者主体增多，大型投行力量雄厚，为了更好的实现盈利，这些投行通过人为操作股市，利用市场舆论等多种手段，进行低买高卖策略，赚取大量的差价费用。再加上，我国市场经济制度并不完善，股票交易过程中出现了灰色交易和非法交易，部分人员利用信息不对称优势，通过非法手段从内部人员套取可能性信息，实现操控股市的目的。因此，目前我国股市泡沫控制的重点是如何做好投行操作的规范性，使股票交易在公平竞争的环境下进行。

三、总结语

现代金融经济中的经济泡沫如果保持在合理的范围内，对实体经济的发展具有良好的促进作用，如果泡沫经济超过合理范围，会产生虚假繁荣，对实体经济造成严重冲击。目前，我国金融经济中已经产生经济泡沫，不少国外投行唱衰中国，因此，我国有必要通过实际行动控制经济泡沫增长，实现经济软着陆。

参考文献

[1]袁钢明.日本经济泡沫兴败及其对中国经济的启示——兼论日元升值的正面影响[J].国际经济评论，2007年04期.

[2]刘玉峰，张亮，刘丹.我国房地产经济泡沫的形成机理与区域性特征[J].重庆建筑大学学报，2004年04期.

[3]王盛，李雪韵.经济泡沫应对机制的中日比较分析——政策节奏、取向与内外部背景[J].开发研究，2011年01期.

[4]王光俊.论中国经济泡沫形成的特殊性——以楼市和股市为例[J].山东行政学院学报，2011年04期.

作者：冯翠平

经济管理权限分析论文 篇3：

义乌当道

经过第四轮扩权后，义乌市政府已经成为当今中国权力最大的县级政府(当然自治政府除外)。

2006年11月，浙江启动了第四轮强县扩权试点，而且，这次扩权试点只有一个，它就是义乌，主要内容包括：在不改变其由金华市领导的管理体制的前提下，进一步扩大义乌市政府经济社会管理权限，以社会管理权限为重点，除规划管理、重要资源配置、重大社会事务管理等经济社会管理事项外，赋予义乌与设区市同等的经济社会管理权限。

通过扩权，义乌市政府除了规划管理、重要资源配置、重大社会事务管理等经济、社会管理事项外，基本上具备了地级市政府所具有的权限。

动力源

事情是这样发生的。浙江省先后于1992年、1997年和2002年三次出台政策，扩大经济强县财政、经济管理和社会事务管理的三步改革围渐次展开。

其中，在2002年的扩权改革中，浙江将313项原属地级市的经济管理权限下放给17个县(市)和萧山、余杭、鄞州3个区。

事实证明，强县扩权政策的实施，令浙江经济强县(市)的发展火上浇油，推动了浙江县域经济的持续快速发展。15年来，浙江省财政收入平均每年递增25%，农民人均年纯收入连续18年居全国第一位，城镇居民收入连续3年全国省区排名第一。

到如今，县域经济GDP已经占到浙江省的70%，成为中国县域经济最发达的省份。在最近3年的国家统计居公布的全国百强县排行榜上，浙江连续3年上榜强县达到30个，位居省市区之首。

表面上看，义乌的第四轮扩权是浙江当地各级政府为了化解制约当地经济社会等发展的瓶颈而积极推动的结果。但事实上，这背后最根本的推动力却是民营经济及其企业家的影响力。

浙江作为中国第一民营经济大省和强省已是不争的事实，目前浙江的GDP和税收收入中民营经济的贡献都超过了70%。作为一个区域面积排在全国倒数第三位、只有10万平方公里、4600万人口的较小省份，浙江的经济总量却排在全国的第四位，其人均国民生产总值、城镇与农民人均收入一直排在全国省份第一，并且，浙江在全国率先摆脱了贫困的帽子、全省没有一个贫困县，2005年人均GDP为3400美元，率先进入了小康和中等发达国家水平。

在义乌进一步突破

过往三轮的强县扩权，为民营经济提供了便利尤其是灵活的政府环境与服务，使得浙江以民营经济为主导的县域经济得到高速发展，这是浙江县域经济和民营经济强大的重要因素。但是随着社会、经济的发展，过去几轮的扩权已不适应经济强县(市)经济社会快速发展的需要，县市一级政府的经济社会管理权限普遍出现与经济社会发展不相适应的问题。

经济强县(市)社会管理权限和力量明显不足，影响了政府职能的全面履行;发展所需的市场监管服务机构缺乏、编制受限，制约了强县经济的进一步发展和提升;强县扩权政策的执行与现行体制和法律法规不相适应，许多权力难以真正下放。这些已在一定程度上成为影响县域经济进一步发展提升的体制瓶颈。于是，第四轮强县扩权被提上了日程，并且在被浙江树为全面和谐发展典型的义乌进行试点。

2005年，义乌全市实现生产总值300.1亿元，人均生产总值超过5400美元;财政总收入35亿元;全市金融机构存款余额586.2亿元、贷款余额355.8亿元;一、二、三产业结构为2.9∶46.2∶50.9。义乌在2005年度全国百强县(市)中居第12位，城市综合竞争力已跃居浙江省县级市首位。

2006年10月22日下午，由商务部和义乌市人民政府共同打造的“义乌·中国小商品指数”跃然而出。义乌市长吴蔚荣认为，义乌指数将成为义乌小商品市场发展的一座里程碑，而商务部部长助理黄海则表示，它将树立中国在世界小商品价格上的话语权，确立了世界小商品价格标杆。而义乌这些奇迹的背后主导力量就是民营企业及其企业家。

作为真正市场主体的民营企业需要的是什么?当然是当地政府的高效率、公正诚实的服务，尤其是及时便捷的各项审批与许可。但随着义乌当地经济社会事务高速发展时，以前政府的权限难以配套，有的甚至成为当地发展体制的瓶颈。

经济决定政治。这时，民营企业发挥了有形或无形的影响力，致使政府积极为当地经济社会保持可持续快速发展打通通道。民营企业以及民营企业家通过自己在人大、政协、工商业联合会担任职务的企业家代表，向政府提出改善经营环境与政府服务的要求，这样民营企业以及民营企业家因此成为扩权的最初和最根本的推动力。

民营企业为什么强烈支持和推动当地政府扩权呢?答案是，当地政府扩权后，显然会提高当地政府的行政效率。如就拿审批来说，如果实行省、市、县三级或两级申报审批，对于企业来讲，过多的审批层次，必然会延迟项目的批准时间，但如果将审批权下放给义乌政府一级审批，则至少可以为企业的项目减少2/3以上时间，从这方面来看，扩权可以极大地降低企业的时间成本。

再从企业经营成本上看，有时为了一个审批项目，企业要逐级上报，在这个过程中，要花去大量时间和金钱(有的甚至是为此付出的灰色成本)，这样会增加企业的经营成本。如果实施当地政府的一级审批，企业经常与之打交道，审批起来既省力，也省钱，自然会降低企业的成本。企业成本的大幅降低，当然意味着企业利润的相应升高。

扩权后，将会极大提高当地政府的高效率、公正诚实的服务水平。如 “义乌每年有40万个集装箱出口，但却只有一个海关办事处”。当地一名本土专家举例说，“如果有了地级市这个权限，设立海关就比较顺利些。”此轮扩权后，义乌市环保局就将获得原本属于金华市环保局的40多项审批权力。无疑，义乌此轮扩权将为当地的民营企业提供快捷优质的服务，极大地降低当地企业的经营成本。

江苏的“第二条路”

与浙江顺利扩权相反，江苏的强县扩权却遇到了“肠梗阻”。2006年初，在江苏省人大会上，也曾明确要求推进省管县的改革，但到目前 ，这项改革已经因为种种原因被迫停了下来。

“财权难以上收，事权又不愿下放”，一名当地学者这样形容江苏的省管县“肠梗阻”。但该学者同时表示，分析刚刚结束的江苏省党代会，或许江苏将开辟出另外一条省管县的通道。

按照中央有关精神要求，选择重点县(市)委书记任省委委员、省委候补委员，在11月12日结束的江苏省第十一次党代会上选举产生的新一届省委班子中，就出现了许多县(市)委书记的面孔。在15个候补委员中，有9个是县(市)委书记。其中，苏北有6个县(市)委书记进入候补委员。这在江苏历史上也是罕见的。

在江苏为什么会出现强县扩权的“肠梗阻”现象呢?根本的原因还是在于经济格局。在江苏的县域地区，其民营经济的发达程度以及民营经济在当地的经济地位与影响力，很难与浙江相提并论。正是由于民营经济在当地力量的孱弱，使得民营企业及其企业家难以在当地发挥影响力，进而难以推动当地政府进行扩权。

这样看来，江苏可能创造的“第二条路”实属不得已——采取县级党委书记进入省委委员班子的行政手段，去推动省管县与强县扩权的改革。没有强大的草根力量，是难以从根本上推动县级政府顺利扩权的。这就是浙江与江苏的根本区别所在。

作者：傅白水