“省直管县”改革、土地融资激励与地区经济增长※

倪志良 宗亚辉 郭玉清

内容提要：该文通过构建理论模型分析了“省直管县”改革对地级市土地融资策略和经济增长绩效的影响，并基于全国281个地级市1999-2014年的面板数据，利用双重差分法进行实证检验。研究表明：(1) “省直管县”改革显著促进了地级市的经济增长，且改革强度越大，效果越明显。(2) “省直管县”改革对市域经济的推动作用，与地级市加大土地供应有关。改革削减了市级财权，迫于财政压力，地级市通过扩张土地供应和谋求土地融资的方式维持其财力支配权，并通过吸引外部资本流入提高了本地经济绩效。(3) 以加大土地供应促进经济发展的模式，易使地级市对第二和第三产业的发展形成畸重畸轻的扶持倾向，不利于产业结构的优化。本文的研究结论有助于从新的视角评估“省直管县”改革的综合成效。

一、 引 言

“省直管县”改革是我国省以下财政管理体制改革的重要战略部署，基本取向是将“省-市-县”财政关系转变为“省-市”、“省-县”并存模式，使省级财政与市、县级财政建立直接业务往来。在传统市管县体制下，地级市往往凭借排他性制度设计权，过度抽取县级财力，使县级政府深陷财政困境(Huang et al.，2017)，甚至被动降低公共服务标准，沦为所谓“吃饭财政”。针对传统体制暴露的弊端，“省直管县”改革旨在通过政府级次精简和政府层级扁平化，解困基层财政，壮大县域经济。

在“省直管县”改革的经济影响和政策评估方面，一种观点认为，“省直管县”改革能够缓解县级财权事权失衡，提高行政管理效率，因而有利于县域经济发展。Jin和Zou(2005)的理论分析表明，“省直管县”改革之后，省级政府统筹县级财政收支，将转移支付直接配置到县，能够增强县级财力，提高县级政府发展经济的主动性。郑新业等(2011)利用河南省数据做双重差分检验，发现“省直管县”改革使直管县的经济增长率提升约1.3个百分点，这一有利政策效应主要源于“强县扩权”带来的行政效率改进而非纵向财权配置的垂直统属管理。袁渊和左翔(2011)利用浙江、福建两省规模以上工业企业数据，从微观层面证实“强县扩权”改革能够显著改善非国有企业相对于国有企业的经营绩效和发展潜力，从而“省直管县”改革的意义不仅在于促进县域经济发展，而且有助于推进市场化转型。但David(2014)、才国伟和黄亮雄(2010)认为，“省直管县”改革包含的行政管理和财权配置两个维度的改革都有助于改善县域经济绩效，且两者共同实施时能够互动强化政策效应。

与上述文献从不同侧面肯定“省直管县”改革的经济绩效不同，另外一些研究认为这项改革未必有利于县域发展。Li等(2015)持有的观点是，“省直管县”改革可能截断市、县之间的天然联系，压缩县域经济的发展空间，从而抑制县域经济的增长潜力。史桂芬和王立荣(2012)的研究发现，“省直管县”改革虽然提高了县级财政收入，但增量财政资源过多流向工资福利、办公经费等消耗性支出，而且省对县的直接财力支持强化了直管县对省级政府的制度依赖，县级财政征收努力程度及“搞建设、谋发展”的积极性相应减弱，反而不利于长期经济增长。贾俊雪和宁静(2015)基于样本省份的县级微观数据，利用倾向得分匹配法研究表明，“省直管县”改革增加了省、县级政府之间的信息传递和政策协调难度，激化了市、县级政府之间横向财政竞争，造成了县级财政支出结构扭曲。

由上述文献可见，无论从理论还是经验研究层面，既有研究都尚未形成共识性的政策评估结论。本文重点从以下方面扩展现有文献研究。首先，既有文献主要关注县级政府在“省直管县”改革中的得失，却大多忽略了地级市的利益诉求，以及地级市对此项改革的政策反应和调整[注]根据我们掌握的文献，仅才国伟等(2011)基于财政收支、经济发展和城市化等视角，多维度考察了“省直管县”和“强县扩权”改革对市域经济的影响，认为改革未必损害市域经济，但并未关注地级市的政策调整。。本文则将焦点集中在“省直管县”改革对地级市政府行为的影响，以期对这项改革的政策效应作更全面的评估。其次，现有研究多停留在“省直管县”改革促进或抑制增长的政策结果层面，本文则深入探究此项改革究竟通过何种机制作用于经济增长，以及是否存在“有利”和“不利”的多重政策效应。再者，已有文献选取的实证样本多囿于特定省份，结论适用性难免存在地域限制；本文则利用全国广域数据样本，争取对这项改革的政策效应做更加详实而谨慎的实证考察。

鉴此，基于“省直管县”改革这一拟自然实验，本文利用全国281个地级市1999-2014年的面板数据，采取双重差分法研究“省直管县”改革对市域经济的影响，以期拓展既有文献研究。研究发现，“省直管县”改革促进了地级市的经济增长，且改革强度越大，效果越明显。这主要由于改革削减了市级财权，迫使地级市增加土地供应拓宽融资渠道，土地及其带动流入的其它资本带动了当地经济发展。但这种依靠土地供应促进经济增长的方式，迟滞第三产业的培育和产业结构的优化。本文的研究结论有助于从新的视角评估“省直管县”改革的综合成效，是对既有研究的补充和拓展。

本文余下章节的结构安排如下：第二部分构建理论模型并提出假设；第三部分是研究方法设计；第四部分给出回归结果并对其分析；最后是结论与政策建议。

二、 理论模型与研究假说

本文利用一个简单的新古典生产函数，分析省直管县改革对地级市土地融资策略和经济增长绩效的影响。考虑处于激烈资本竞争中的地区i，其生产函数设定为：

(1)

其中，Ai代表技术水平，Ki代表流动要素资本，Ni代表劳动；Li是非流动性要素土地，政府征地和土地批租之间的制度溢价及其他附加收益，成为地方财政收入的重要组成部分。此外，地方政府收入还可来自对产出征收的一次性总付税，税率ti在纵向分权框架中由省级政府划定，地级市政府不具有分配决策权，但地级市可以决定其同县市级政府之间的收入分配比例。由于资本在逐利动机驱使下可在不同地区快速流动，均衡时各地资本要素的净收益率趋同，即：

(2)

(3)

本文以I(Li)代表土地出让金，满足I′(Li)>0及I″(Li)>0；以C(Gi)反映征地补偿、拆迁安置等等土地征用成本，满足C′(Li)>0及C″(Li)>0。除前文分析的税收收入tiF(Ki,Ni,Li)和土地出让金I(Li)外，地级市还可要求县级政府提供上解收入，这部分上解收入设为Pi。地级市政府的策略目标是考虑土地征用成本，选择合适土地出让面积，从总财政收入中获取最大效用，即：

(4)

上式中U(·)代表效用函数，满足U′(·)>0，U″(·)>0，其最优化一阶条件为：

(5)

(5)式隐含关于地方政府土地出让面积Li和县级市上解收入Pi的定量关系，将其视为两个变量的隐函数，利用隐函数定理可得：

<0 (6)

(6)式表明，上解收入Pi降低将导致地级市土地供应面积Li增加，经济涵义是当地级市的财政收入被制度性削减后，土地融资激励将随之强化，以便用预算外土地出让收入弥补预算内增加的财政收支缺口。

大量既有文献发现土地财政在中国经济高速增长中发挥了重要作用，但没有深入发掘地方政府土地融资的制度激励。本文研究表明，地级市土地融资在一定程度上是对“省直管县”改革的策略反应，其目标是抵补预算内因县级政府上解收入削减而损失的财力支配权。除收入抵补效应外，地级市土地融资策略进一步带来经济绩效的副效应，即随着本地土地供给规模扩张，外部资本在逐利动机驱使下流向本地，带动本地经济增长率相应提升，取得相对其他地区的经济绩效竞争优势。综上，本文提出如下理论假说：

假说1：尽管“省直管县”改革对县市级财政经济的影响效应尚存争议，但在地级市层面，这项改革促使地级市以扩张土地供应和谋求土地融资收益的方式维持财力支配权，并通过吸引外部资本流入提高了本地经济绩效，产生经济总量层面的有利政策效应。

有一利必有一弊。根据前述分析，“省直管县”改革主要通过地级市政府的土地融资激励影响总量经济绩效；但土地批租收益不同于稳定的中长期税源，具有强烈的顺周期性和产业依附特征。由此，地级市政府需要将土地融资优先投向轨道交通、管道敷设、垃圾清运等市政设施投资，以市政投资带动批租收益上涨，涵养可持续财源。但这种投融资策略会催生房地产、建筑、公共工程等第二产业的过度发展，迟滞第三产业培育，使经济增长更多依赖需求侧拉动而非供给侧推动。由此本文进一步提出第二点理论假说：

假说2：“省直管县”改革在提高市域经济绩效的同时，激励地级市政府以土地融资收益支持市政建设和推高地价，谋求财力扩张可持续，对第二和第三产业发展形成畸重畸轻的扶持倾向，产生经济结构层面的不利政策效应。

三、 研究框架设计

1.数据来源与处理

本文基础数据主要取自《中国城市统计年鉴》(1999-2014年)、《中国国土资源统计年鉴》(1999-2014年)及各省市统计年鉴。“省直管县”改革的时点、范围等数据，通过查阅各省相关政策文件整理得到。根据本文研究需要，我们对数据进行了如下清理：① 剔除行政管理体制与其他省份存在显著区别的北京、天津、上海、重庆、海南五省市的地市级样本；② 删除与地级市平行的盟、地区、自治州等样本；③ 删除数据严重缺失的西藏自治区数据样本；④ 鉴于安徽省巢湖市在2011年撤市设县，行政级别下调，不考虑该地区样本；⑤ 为控制潜在异常值的影响，对全部变量进行上下1%分位的缩尾(Winsorize)处理。最后的样本是1999-2014年281个地级市的观测值，数据总容量是5339个。

2.计量模型与变量定义

由于同一省份内各地级市的制度环境、风俗习惯、地理特征、资源禀赋高度相近，“省直管县”改革相当于在省域范围内植入一项政策试验[注]在此政策实验中，“实验组”为改革市，“对照组”为非改革市，“政策”要素为“省直管县”改革。，从而可以利用双重差分法(DID)评估此项改革的政策效应。传统双重差分法一般设置两个虚拟变量，分别用于区别对照组与实验组以及改革前与改革后，但我国各地的改革时间并不完全相同，无法在全国样本范围设置统一的改革时间虚拟变量。参考Hoynes等(2011)的处理方式，可在计量模型中加入上述两类虚拟变量的交叉项，通过观察该交叉项的系数及显著性评估“省直管县”改革的政策净效应。

为此，本文首先设计如下计量模型研究“省直管县”改革对地级市经济增长的影响[注]为检验假说一，我们首先研究“省直管县”改革对地级市经济绩效的影响，然后进一步验证“省直管县”是否促使地级市加大土地供应以谋求土地融资收益。：

gdp_rateit=β0+βRfmit+AXit+μi+γt+εit

(7)

其中，β0为常数项，i表示地级市，t表示年，gdp_rateit作为被解释变量，代表i市t年的经济增长率。Rfmit为“省直管县”改革政策向量，包括reformit和intensityit两个维度。reformit表示地级市是否实行“省直管县”改革，如果某市有下辖县成为改革试点，则自改革当年及之后所有年份，该市的reform值均取值为1，否则为0。intensityit代表“省直管县”改革强度，即某市改革县占该市全部县的数量之比。reformit和intensityit的值相当于传统双重差分法中的交乘项，回归系数用于估计“省直管县”改革的政策效应。根据已有研究及地级市数据的可获性，模型中的其它控制变量Xit包括土地出让面积(land_lease)、固定资产投资(fixed_assets)、人均gdp(gdp_per)、CPI指数(cpi)、人口自然增长率(pop_grth)及政府支出(govnexpend)。γt代表时间固定效应，μi代表市级截面固定效应，双向固定效应可有效控制地域异质性和时间变动性的潜在影响。εit为残差项。

与实证模型(7)类似，本文设计如下计量模型，以进一步研究“省直管县”改革是否促使地级市加大了土地供应：

lit=ρ0+ρRfmit+BRit+μi+γt+εit

(8)

其中，lit是被解释变量, 表示i市t年的土地供应面积。Rit代表影响土地供应的其它控制变量，包括人均gdp(gdp_per)、平均工资(wage)、年末人口数(population)、财政赤字(govn_deficit)、外商直接投资(fdi)与财政分权程度(fiscal_decen)，用以控制影响土地供应的内外部因素。其它变量的定义与模型(7)相同。

在使用上述模型研究“省直管县”改革对地级市经济绩效及土地供应影响的基础上，为继续考察这项改革对市域经济产业结构的影响，本文设计如下计量模型：

second_sectorit=ω0+ωRfmit+CTit+μi+γt+εit

(9)

(10)

其中，second_sectorit、third_sectorit为被解释变量，分别表示i市t年第二产业、第三产业增加值所占gdp比重。Tit作为一组控制变量，包括劳动力(labor)、固定资产投资(fixed_assets)、消费水平(consume)、科技能力(tech)[注]由于不存在直接衡量地级市消费水平和科技能力的数据，我们分别以市一级的社会消费品零售总额和财政科技支出进行测度。等，以控制影响产业结构的供给、需求与技术等因素。其它变量的含义与模型(10)相同。

上述计量模型中，模型(7)和模型(8)用于检验假说1，模型(9)和模型(10)则用于检验假说2。

3.计量模型的适用条件检验

利用双重差分法研究“省直管县”改革对地级市经济增长的影响，需满足两个前提条件(Galiani et al.，2005)。首先，财政“省直管县”改革的试点选取过程必须是随机的，即改革试点的选取需外生于地区经济增速。其次，实验组和对照组在改革前的经济增长具有基本相同的变化趋势。以下是双重差分法两个适用条件的具体检验过程：

(1) 随机性检验。根据双重差分法的要求，需使用改革前的样本进行随机性检验，因此本文选用1999-2002年[注]“省直管县”改革最早开始于2004年，且为消减改革预期的影响，未使用2003年的样本数据。的数据作为检验样本。借鉴郑新业等(2011)、王小龙和方金金(2015)的研究方法，本文构造如下logit模型检验“省直管县”改革试点选取的随机性：

Pr(F=1|gdp_rateit,Yit)=G(θ1+θ2gdp_rateit+DYit)

(11)

其中，Pr表示概率，F代表虚拟变量，如果一个地级市在样本期(1999-2014年)内实施“省直管县”改革，则F值恒为1，否则为0。Yit为控制变量，包括gdp_per，govnexpend，pop_grth等。gdp_rateit是模型(11)重点关注的变量，如果基于地区经济增长的视角“省直管县”改革的试点选取过程是随机的，则在控制Yit之后，gdp_rateit的回归系数在统计上应是不显著的。回归结果[注]②③限于篇幅，这里不再列出回归结果。显示，虽然gdp_per，govnexpend，population的系数具有一定的显著性，但gdp_rateit的回归系数在统计上并不显著。这表明虽然受经济发展水平、政府支出规模及人口数量等因素的影响，“省直管县”改革试点的选取过程并非完全随机的，但在控制这些变量之后，改革试点的选取是条件外生于地区经济增速的，满足双重差分法要求的随机性条件。

(2) 同趋性检验。双重差分法的同趋性条件要求实验组与对照组在改革前具有基本一致的经济增长趋势，即允许实验组与对照组改革前的经济增速存在差异，但这种差异应大致相同。参考Galiani等(2015)的研究思路，设计如下模型进行同趋性检验：

gdp_rateit=γ0+γ1F+γ2y2000+γ3y2001+

γ4y2002+γ5y2000·F+γ6y2001·F+

γ7y2002·F+EXit+εit

(12)

其中，y2000、y2001与y2002均为年度虚拟变量，F定义同模型(11)，Xit是一组控制变量，其定义与模型(7)中的Xit相同。γ1度量实验组与对照组经济增速的截距差，γ2、γ3与γ4依次估计实验组与对照2000、2001和2002年的共同时间趋势。最核心的为γ5、γ6和γ7，分别测度实验组与对照组在2000、2001和2002年的时间趋势差异。如果γ5、γ6和γ7在统计上均不显著，则可判定实验组和对照组在改革前的经济增长趋势基本一致。与随机性检验相同，此处仍使用1999-2002年的数据作为检验样本，由回归结果可知②，所有交乘项系数在统计上均不显著，表明实验组与对照组在改革前的经济增长趋势没有明显差异，符合使用双重差分法的同趋性要求。

进一步验证可知，在使用双重差分法研究“省直管县”改革对地级市土地供应及产业结构的影响时，同样满足随机性和同趋性条件。

四、 实证结果及分析

1. “省直管县”改革对地级市经济增长的影响

(1) 基准回归结果。我们首先根据模型(7)检验“省直管县”改革对地级市经济增长的影响，表1为相应的回归结果。(1)-(4)列中使用的政策变量是reform，(5)-(8)列中的为intensity。为保证结论的稳健性，本文采取逐步添加控制变量的方式。由表1可知，各列回归结果中reform与intensity的系数值几乎均在1%的水平上显著为正，表明“省直管县”改革不仅能显著促进地级市的经济增长，且改革强度越大，对市域经济的推动作用越明显。另外，在第(3)、(4)列依次添加变量land_lease及fixed_assets之后，land_lease和fixed_assets的系数均显著为正，且reform的系数值明显减小。与此类似，在第(7)与第(8)列相继加入land_lease和fixed_assets后，两个变量的系数值显著为正，intensity的回归系数值也显著变小。这说明“省直管县”改革对市域经济的推动作用，与地级市加大土地供应有关。“省直管县”改革后，省、县之间的资金调拨与收支往来不再经过地级市，收紧了地级市占用县级财政资源的渠道。迫于财政压力，地级市往往通过加大土地供应增加财政收入来源。作为重要的生产要素，土地及其带动流入的其它资本不仅有助于改善市级财力，也在客观上为地级市的经济发展注入动力，显著推动了市域经济增长。

在其它控制变量中，gdp_per的系数显著为正，这是由于经济发展水平较高的地区，人力资源、科技水平及产业基础相对较好，良好的经济基础更有利于市域经济的持续增长。govnexpend的系数显著为正，表明在我国城市基础设施等公共物品供给已取得巨大进步但仍相对不足的背景下，政府公共财政支出提供的公共物品与公共服务可有效改善经济运行环境，有助于市域经济发展。cpi的系数不显著，说明通货膨胀对市域经济的影响并不明显。pop_grth的系数也不显著，这与我国20世纪末以来加速进入老龄化社会有关，虽然我国人口总量在增加，但人口增速下降，人口结构渐趋恶化，人口红利对经济增长的促进作用难以避免地进入了衰减期，这与王伟同(2012)的研究结论相吻合。

(2) 稳健性检验。为检验上述基准回归结果的稳健性，在删除浙江省所有地级市样本的基础上，再次利用模型(7)回归，结果显示③reform与intensity的系数依然显著为正，且相继加入land_lease和fixed_assets之后，reform与intensity的回归系数同样明显减小。另外，reform及intensity的系数值明显小于表1对应列中reform及intensity的系数值，这主要由于浙江省是较早实行 “省直管县”财政体制改革的省份，无论改革的时间跨度还是执行力度，浙江省均明显超过全国其它省份，相比其它省份，浙江省“省直管县”改革的政策效应尤为明显。故在删除浙江省的样本数据之后，整体改革效应会有所减弱，reform与intensity的系数值相应减小。其它变量回归系数的正负及显著性均无变化。上述分析表明基准回归结果具有较好的稳健性。

表1 省直管县改革对经济增长的影响

注：括号内为t统计量；***、**、*分别表示在1%、5%和10%统计水平上显著。下同。

2. “省直管县”改革对地级市土地供应的影响

由上文可知，“省直管县”改革对市域经济的推动作用，与地级市在改革后加大土地供应有关。“省直管县”改革是否的确促使地级市增加了土地供应面积，仍需进一步验证。为此，我们使用模型(8)加以检验，回归结果见表2。

由表2可知，reform与intensity的系数值均在1%的水平上显著为正，表明“省直管县”改革确实促使地级市增加了土地供应面积。“省直管县”改革后，地级市的财政收入有所减少、支出责任却不减反增(才国伟等，2011)，市级政府的土地融资激励相应变大。地级市依靠其在土地一级市场的垄断地位，以低价征地再高价出让，通过价格“剪刀差”获取收益以增加本级财政收入[注]财政部数据统计显示，2001年土地出让金占地方本级财政收入的比重为16.6%，2014年则已飙升至56.2%。。

在其它控制变量中，第(4)、(8)列中的population系数值显著为正，表明人口数量仍是决定土地供应面积的主要因素之一。fiscal_decen的系数不显著。gdp_per和wage的系数均在1%的统计水平上显著为正，这主要由于人均gdp和人均工资较高的城市，通常也是经济发展较好的地区，因而对土地的需求更大。govn_deficit的系数显著为正，说明财政缺口越大，地级市依靠土地融资缓解财政压力的动机就越强。fdi的系数也显著为正，这是由于政府在引入外资的同时为外商提供企业用地，满足其正常的生产经营活动。

表2 省直管县改革对土地供应的影响

表1和表2的回归结果表明，“省直管县”改革缩减了市级财政收入，促使地级市加大土地供应以谋求土地融资收益，土地融资策略在改善市级财政的同时，也在客观上促进了地级市的经济增长，从而证实了本文的假说1。

3. “省直管县”改革对地级市产业结构的影响

虽然“省直管县”改革促进了市域经济的增长，但在我国强调产业结构优化升级的背景下，依靠扩大土地供应带动经济增长的方式，能否优化产业结构、助推产业升级，是一个值得深思的问题。为此，本部分使用模型(9)-(10)研究“省直管县”改革对市域经济产业结构的影响，回归结果如表3所示[注]为节省篇幅，本文只列出了以intensity作为政策变量的回归结果。。

由表3可知，intensity的系数在(1)-(4)列中显著为正，在(5)-(8)列中则显著为负，表明“省直管县”改革强度越大，越能促进第二产业、抑制第三产业，从而不利于产业结构的优化升级。本文认为主要有以下几个原因：① “省直管县”改革迫使地级市加大土地供应拓宽融资渠道，而土地融资收入多用于城市建设和基础设施投资，刺激了房地产、建筑、公共工程等第二产业的过度发展。② “省直管县”后，土地出让金成为市级财政重要收入来源，为提高土地出让收入，地级市往往利用其在土地一级市场的垄断地位促使土地价格不断攀升，推涨了以服务业为主的第三产业的经营成本，抑制了第三产业的发展。③ 土地出让收益迟迟无法市场化透明化，使得大部分财富流向少数人，致使我国收入分配差距不断扩大，在宏观经济层面上容易引起投资率过高(郑万吉、叶阿忠，2015)，导致第三产业的发展滞后于第二产业。④ “省直管县”改革使得县域经济与市域经济由从属关系变成竞争关系，为在竞争中胜出或继续保持优势地位，地级市通常优先发展第二产业，对第三产业重视不足。表3的回归结果及上述分析表明，“省直管县”改革不利于第三产业的发展和产业结构的优化，从而验证了假说2。

表3 省直管县改革对产业结构的影响

在其它控制变量中，consume的系数在(3)、(4)列中显著为负，在(7)、(8)列中显著为正，表明消费总额的增加不利于第二产业的发展却可促进第三产业的进步。这是由于消费水平的提高本身有助于以服务业为主的第三产业的发展，且居民增加的消费支出中大部分为发展性消费，而非生存性消费，消费结构的升级能有力推动产业结构的优化。fixed_assets的回归系数表明固定资产投资总体上不利于第三产业占比的增加，因为固定资产投资大多布局于第二产业，第三产业受益相比较小。tech的系数不显著，这是由于我国科技投入相对不足，科技产出对各个产业发展的贡献仍然非常有限[注]据统计，2011年中国科研支出占GDP之比为1.84，远低于美国(2.77)、德国(2.88)及韩国(4.03)等科技强国。。labor的系数表明，劳动力数量的增加有助于第二产业的发展，对第三产业影响并不显著，表明推动产业结构优化升级的关键在于提高劳动者素质，提升人力资本价值。

五、 结论与政策建议

关于“省直管县”改革对县域经济的影响，既有文献已进行大量研究，另外一个关注较少但无法回避的问题是改革对市域经济的影响。基于1999-2014年281个地级市的面板数据，本文利用双重差分法考察了“省直管县”改革对市域经济的影响及地级市的政策反应和调整，主要结论如下:

1. “省直管县”改革显著促进了地级市的经济增长，且改革强度越大，对市域经济的推动作用越明显。“省直管县”改革后，地级市的财政收入被制度性削减，促使地级市以扩张土地供应和谋求土地融资收益的方式维持财力支配权。除增加本级财政收入外，地级市土地融资策略也在客观上带来经济绩效的提升，即随着本地土地供给规模扩张，外部资本在逐利动机驱使下流向本地，带动了当地经济增长。

2. “省直管县”改革虽然促进了地级市的经济增长，但改革强度越大，越不利于第三产业的发展。“省直管县”改革在提升市域经济绩效的同时，激励地级市政府以土地融资收益支持市政建设和推高地价，涵养可持续财源，对第二和第三产业发展形成畸重畸轻的扶持倾向，不利于产业结构的优化升级。

任何改革均须综合评析其利弊得失，不能笼统地贴标签下结论。作为财政层级改革的重要战略举措，“省直管县”改革虽有利于理顺财政级次治愈县域经济，但仅依靠“省直管县”改革并不能根治所有经济难题，甚至可能激发新的问题。为此，本文认为在推行“省直管县”改革的同时，可考虑如下配套措施：第一，赋予地级市政府发行市政债的权利[注]根据预算法规定，目前我国市政债的发行主体只能为省级政府。，拓宽地级市的融资渠道。这不仅能够减少地级市对土地融资的过度依赖，缓解因土地融资诱发的各种问题，而且有助于市级财政透明度的提高和市域经济的健康发展。第二，采取“复合行政”的方式协调改革后的市县关系。在该体制下，市县之间无论行政级别高低、经济实力强弱，共谋区域经济发展，可避免改革后由于市县之间过度竞争导致的对第二产业的过度重视，有助于产业结构的优化升级和区域经济的持续发展。