“强县扩权”与农业发展：基于县级面板数据的实证研究

王小龙　方金金　孔繁成

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

〔中图分类号〕F810；F327 〔文献标识码〕A 〔文章编号〕0447-662X（2015）06-0034-09

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