中心镇改革的经济绩效分析

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【摘要】 中心镇在我国经济社会发展中扮演着积极的角色，许多省份实施了放权改革以促进中心镇的发展。本文以浙江绍兴市为例，运用双重差分方法实证分析了中心镇的放权改革对中心镇经济绩效的影响。研究结果表明，中心镇改革对中心镇经济增长具有正向作用，但直接正向作用显著性不强，中心镇改革对经济增长的影响主要是通过促进当地劳动力的集聚来间接实现的。

【关键词】 中心镇改革 经济绩效 城镇化

一、问题的提出

改革开放以来，我国经济社会发展呈现出明显的二元经济特点，具体表现之一就是城乡分割发展，重城轻乡，相对偏倚规模较大城市的发展，市镇的发展相对不足。作为城市体系底层重要节点的中心镇，在实现城乡良性互动合作中有着天然的亲和力，具有连接城市与乡村的纽带作用和平衡区域发展的功能（晏群，2003）。国内众多学者（王士兰，2001；刘亭，2010；徐志文等，2013；etc.）都较为具体地阐述了中心镇在促进农村人口有序集聚、加速农村经济发展、加快走新型城市化道路、统筹城乡发展等方面的积极影响。因此，以中心镇为重点，有针对性地抓好市镇的发展，对统筹城乡发展，实现经济社会又好又快发展，无疑是一项绝佳的政策举措。

在现实中，许多省份中心镇发展过程中遇到的一个突出问题是中心镇发展的主动性和积极性不足。对此浙江省早在2007年就提出了强镇扩权的改革思路，2010年和2014年又对强镇扩权作了进一步落实和部署。这个改革思路的基本特征是向中心镇下放经济管理权，通过放权激发中心镇发展的主动性和积极性。那么，向中心镇下放经济管理权以促进中心镇发展的内在机理是什么？具体的经济绩效如何？这是值得探讨的重要问题。根据笔者所了解的文献，目前国内尚缺少对此的定量研究，而这正是本文着重要研究的方面，以丰富中心镇改革效应的研究，为进一步推进中心镇改革提供参考意见。

二、一个理论分析

向中心镇下放经济管理权以促进中心镇发展的思路，从政府行政管理体系的角度看，实际上反映了政府行政管理方式的转变，是“条条”管理方式的减少，“块块”管理方式的增加。从现代主流经济学的角度看，这可以从所谓的财政联邦主义理论那里找到源头。Charles M. Tiebout（1956）创造性地提出了公共品由社区提供存在类市场解。从Charles M. Tiebout的研究中，Musgrave（1956）、Oats（1969）等学者发现了财政分权的作用，形成了“第一代财政分权理论”。Weingast、Qian等（1995，1996，1997）从软预算约束和组织结构等方面来解释中国经济高速增长的现象，丰富和发展了“第一代财政分权理论”，形成了所谓的“第二代财政分权理论”。财政分权理论强调了财政分权对资源配置和经济效率的积极影响，并得到了证实。史宇鹏和周黎安（2007）曾以计划单列为例，分析并证实了地区放权对经济效率的促进作用。

沿着财政分权理论的逻辑，向中心镇下放经济管理权对中心镇发展的积极影响，至少可以从以下几个方面来进行解析。首先，经济社会决策权的下放有利于镇政府根据当地实际，有针对性地制定政策，使发展更具效率，更加符合当地居民的需求。其次，向镇政府下放权力后，可以免去许多决策审批、项目申报等行政手续，优化了工作流程，提高了行政效率；镇政府工作人员尤其是主要干部的财源激励加大，在相应的考核制作用下，有更大的积极性促进当地经济发展。最后，向中心镇下放经济管理权，尤其是下放审批权，使得镇政府与上级政府、企业与政府之间的关系变得相对简单和规范，缩小了寻租空间，减少了寻租行为导致的效率损失。

县级政府在中心镇的发展上自有其不可替代的作用，但是随着中心镇经济规模的日益扩大，放权的重要性日益显现，把经济管理权充分地下放给中心镇，有利于促进中心镇进一步发展。向中心镇下放经济管理权，可能会引起中心镇滥用或错用权力的现象，但这不能成为阻碍放权改革的理由。事实上，向中心镇下放经济管理权，涉及镇级政府与县级政府之间权力的再分配。也正是基于此，浙江省从稳妥推进改革的考虑出发，提出向中心镇下放经济管理权的方式和内容由县级政府根据当地实际情况确定，这在实践中可能会出现放权不足的现象，影响中心镇改革的绩效。

由此，本文提出的假设是：向中心镇放权充分，则中心镇的经济绩效得到明显改善，否则，中心镇的经济绩效改善不明显。

三、计量模型与数据说明

影响中心镇发展的因素较多，本文用双重差分方法（difference-in-differences）从较多因素中分离出放权改革对中心镇发展的影响。绍兴市是浙江省经济发达地区，下辖3区2市1县，也是较早提出强镇扩权改革的地区，曾引起一些学者的关注（钱子健，2012；胡税根等，2013），具有较强的典型性，因此本文以绍兴市为例来展开分析。绍兴市中心镇的设置情况，见表1。

1、计量模型

理论上，要反映中心镇扩权改革对经济绩效的影响，就要比较中心镇扩权改革前后的经济绩效状况。为了分离出扩权改革这一因素的影响结果，可以采取的一个办法是将该中心镇扩权状态下前后的经济绩效变动量与其未扩权状态下前后的经济绩效变动量进行比较，这实际上就是运用双重差分方法分析中心镇扩权改革对经济绩效影响的基本思路。

我们将中心镇的发展分为扩权改革前后两个时期，设置虚拟变量dt，其中，dt=0表示扩权改革前期，dt=1表示扩权改革后期，设置虚拟变量du，du=0表示非中心镇，du=1表示中心镇。令y表示中心镇的经济绩效，？籽表示扩权改革对中心镇经济绩效的影响结果，则有：

（3）式中，？缀it为扰动项，E（？缀it）是我们所关心的变量。对于中心镇，dui=1，改革前后两个时期的经济绩效分别为：

yit=？茁0+？茁1+？缀it 当dti=0，前一个时期？茁0+？茁1+？茁2+？籽+？缀it 当dti=1，后一个时期

由此可得，对于处理组，改革后一时期与前一时期经济绩效之差的数学期望为？茁2+？籽。相应地，对于非中心镇，dui=0，改革前后两个时期的经济绩效分别为：

yit=？茁0+？缀it 当dti=0，前一个时期？茁0+？茁2+？籽+？缀it 当dti=1，后一个时期

同理可得，对于控制组组，改革后一时期与前一时期经济绩效之差的数学期望为？茁2。

可见，中心镇扩权改革的净影响为（？茁2+？籽）-？茁2=？籽，即为（3）式交互项系数？籽。？籽>0意味着对中心镇进行扩权改革促进了中心镇经济绩效的改善。

在运用（3）式进行估计时，还需要解决两个问题，一是控制组的样本选择，二是变量缺失问题。对于控制组，我们主要在各县（市、区）范围内寻找匹配样本，具体地，我们把与中心镇地域上相近、在各方面与相应中心镇具有相似性的乡镇作为控制组样本，见表1。考虑到分析结果可能受到变量缺失的影响，我们在（3）式加入了影响经济绩效的控制变量，在分析时主要考虑了以下两个因素：不变资本的投入（conc）和可变资本的投入（varc）。

2、数据说明

我们用农村经济总收入（y）和人均农村经济总收入（pery）来衡量经济绩效，用单位土地面积的机械总动力（ppc）来反映不变资本的投入水平，用从业人员数（lab）来衡量可变资本的投入水平。

（1）农村经济总收入（y）和人均农村经济总收入（pery）。农村经济总收入反映了农村的经营单位在一年内生产性和非生产性活动所获得的收入，我们在分析时主要用这一总量指标来表征经济绩效。在进行稳健性检验时，我们也用人均农村经济总收入来表征经济绩效，它是农村经济总收入与乡镇总人口之比，其中乡镇总人口包含了非本乡镇籍的常住外来人口。

（2）单位土地面积的机械总动力。在乡镇这一层次的经济发展中，经济的发展更多地依赖于常规要素的投入，从不变资本的角度看，设备和动力的投入强度是经济增长快慢的一个基本来源。基于此，我们用单位土地面积的机械总动力来反映不变资本的投入强度。

（3）从业人员数。可变资本的投入是经济增长快慢的又一个基本来源，从业人员数是乡镇范围内从事生产的人数，可以反映出可变资本的投入水平，本文以年末从业人员数来衡量可变资本的投入水平。

本文所用的数据主要来源于2002年至2013年的《绍兴市统计年鉴》，根据绍兴市中心镇改革的实际情况，我们以表1中列明的时点为界，来设置时间虚拟变量，比如对2007年公布的省级中心镇来说，2007年之前的时期作为前一时期，2007年之后（包括2007年）的时期为后一时期。表2是对数据的描述性统计。

我们还对改革前处理组和控制组相关变量的均值进行了差异性检验，得到表3。从检验结果看，农村经济总收入和人均农村经济总收入、从业人员存在差异性，在单位土地面积的机械总动力不存在显著的差异性。

四、回归结果分析

1、基本结果分析

对观察数据进行混合回归，结果如表4所示。

具体来看，我们所关心的du×dt的系数？籽为正，这说明中心镇改革对中心镇的经济增长具有正向作用。从第（1）列可知，当不存在控制变量时，系数？籽能通过显著性水平为10%的检验。在第（2）列中，加入从业人员这一控制变量后，与第（1）列的情况相比，系数？籽降低，不能通过显著性检验，而模型的拟合度提高。在第（3）列中，加入单位土地面积的机械总动力这一控制变量后，与第（1）列的情况相比，系数？籽并没有降低，能通过10%的显著性检验，而模型的拟合度并没有大的提高。在第（4）列中，系数？籽不能通过显著性检验。

从第（1）列至第（4）列的情况看，中心镇改革对中心镇经济增长具有正向作用，从第（2）、（4）列的情况看，这种直接的正向作用并不明显。同时，我们看到，劳动力的投入对中心镇经济绩效有明显的影响，这种结果可能是数据估算引起的，与中心镇改革的作用机理有关。我们以lab为被解释变量，对变量du×dt进行简单回归，得到表5。结果表明，变量du×dt对lab的回归系数为正且通过显著性水平为1%的检验，这在一定程度上说明中心镇改革主要是通过促进劳动力的集聚来间接促进经济增长的。

2、稳健性分析

首先，考虑到经济绩效衡量的多面性，我们把经济绩效的衡量指标由农村经济总收入替换为人均农村经济总收入，按表4列明的解释变量对数据进行回归。其次，由于中心镇改革更多地在省级层面上加以推进，因此我们重点考虑省级中心镇的情况，以省级中心镇为样本来分析中心镇改革的影响，具体地，我们以2007年确定的省级中心镇为样本对数据进行回归。最后，我们分地区对中心镇改革进行分析，具体选择中心镇较多的诸暨市、柯桥区和上虞区为单位，对数据进行回归。

结果表明，4项回归方程中，du×dt系数都为正，除了柯桥区的第3项回归方程，都没有通过显著性检验，而变量lab的系数都为正，且通过显著性检验，总的看来，与表5的分析结果基本一致。

五、结论及政策建议

要推进我国城镇化进程，就必须促进中心镇发展。加快中心镇体制改革是促进中心镇发展的重要途径，在实践中，这种改革主要表现为向中心镇下放经济管理权。从绍兴市中心镇改革的情况看，中心镇改革对其经济绩效的提高有一定的正向作用，但直接正向作用的显著性并不明显，主要是间接的正向作用，即通过促进劳动力在中心镇的集聚来实现经济增长。

本文的研究表明，中心镇改革的空间依然很大。在浙江向中心镇下放经济管理权是由县（市、区）政府具体确定的，从绍兴的实践看，往往演化为县级职能部门在中心镇设置派出机构，在中心镇行使相应的职能，这本质上是一种“条条”管理，与中心镇放权改革的“块块”管理取向不相符。从中心镇改革的事实看，应该减少“条条”管理方式，以加强“块块”管理促进中心镇发展的自主性进一步加大。

本文的研究还表明，促进劳动力在中心镇的集聚是中心镇发展的重要途径。因此，中心镇改革要注重政策配套，消除劳动力在中心镇集聚的体制机制障碍，按照新型城镇化建设的要求，加大公共服务力度，实现人的城镇化。

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