| 表2 甘肃66个县（市）面板单位根检验结果
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变量
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LLC
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-8.9086＊＊＊
[0.0000]
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-15.133＊＊＊
[0.0000]
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-27.2901＊＊＊
[0.0000]
|
-18.4846＊＊＊
[0.0000]
|
-33.7548＊＊＊
[0.0000]
|
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IPS
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4.56426
[1.0000]
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-3.9074＊＊＊
[0.0000]
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-7.5325＊＊＊
[0.0000]
|
-5.7277＊＊＊
[0.0000]
|
-7.6222＊＊＊
[0.0000]
|
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Fisher-ADF
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126.4580
[0.6197]
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223.83＊＊＊
[0.0000]
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301.175＊＊＊
[0.0000]
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260.943＊＊＊
[0.0000]
|
275.172＊＊＊
[0.0000]
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Fisher-PP
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123.7810
[0.6828]
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266．842＊＊＊
[0.0000]
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380.633＊＊＊
[0.0000]
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336.72＊＊＊
[0.0000]
|
358.172＊＊＊
[0.0000]
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注：1、[ ]内的数值为p值；2、＊＊＊表示在1%的水平下显著
表1和表2的结果表明，四种方法的检验结果都表明甘肃66个县（市）的经济增长 、劳动力 和财政收入分权 等变量拒绝了“存在单位根”的原假设，各变量均是平稳过程； 、 、 和四个变量均是非平稳过程，它们的一阶差分在1%的水平下显著，所以、、和均为一阶差分平稳变量。
（三）实证结果分析
为了检验省以下财政分权对县域经济增长的影响，本文在对全样本进行实证检验的基础上，进一步对两个子样本进行了实证检验论文开题报告范例。子样本是按照人均GDP高低选取的，取人均GDP较高的10个县（市）作为子样本1，归入A区；人均GDP较低的10个县（市）作为子样本2，归入B区。A区包括：玉门市、阿克塞县、敦煌市、肃南县、金塔县、玛曲县、临泽县、山丹县、高台县、永登县；B区包括：岷县、镇原县、康乐县、清水县、宕昌县、积石山县、张家川县、礼县、东乡县、秦安县。这种划分方法便于检验在县市经济发达程度存在差异时，财政分权对这种经济增长的差异所起作用有多大。
1、全样本实证结果分析
对面板数据单位根检验时发现，面板数据中有些序列平稳而有些序列不平稳，不平稳的序列通过一阶差分变换可以变换成平稳的新序列，我们可以直接对平稳序列和变换后的新序列进行回归。
在选择模型时，利用Hausman统计量可以检验应该建立固定效应模型还是随机效应模型。[11]豪斯曼（Hausman）检验均在1%水平下拒绝随机效应，故固定效应模型效果更好。本文应建立回归方程（3）,具体结果见表3。
 …(3)
其中i和t分别代表第i个市（县）和第t年，是的一阶差分，是的一阶差分， 包括三个变量、和， 为固定效应系数。
表3 全样本实证结果
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回归变量
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固定效应
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固定效应
|
固定效应
|
|
|
0.119243＊＊＊
（4.51）
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0.101566＊＊＊
(3.77)
|
0.119884＊＊＊
(4.52)
|
|
|
0.005222
（0.49）
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0.000449
(0.04)
|
0.002236
(0.21)
|
|
|
-0.028059
（-0.80）
|
-0.027546
(-0.79)
|
-0.029140
(-0.83)
|
|
|
|
-0.024500＊＊＊
(-2.89)
|
|
|
|
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0.007011
(0.37)
|
|
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0.017551
（1.33）
|
|
|
|
C
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6.452532＊＊＊
（21.1）
|
6.488119＊＊＊
(21.33)
|
6.444360＊＊＊
(20.99)
|
|
观察数
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464
|
464
|
464
|
|
R-sq
|
0.9949
|
0.9950
|
0.9949
|
注：括号内为t值。＊＊＊表示1%水平下显著。
从表3回归结果中可以得到：（1）省以下财政收入分权回归系数在1%水平下显著为负，表明财政收入分权对于大多数县（市）经济增长具有负向影响。就甘肃各县（市）平均水平来看，财政收入分权度每提高1%，人均GDP相应降低0.0245%。（2）省以下财政支出分权和财政自给率分权指标的回归系数均不显著为正，在财政收入增长速度高于财政支出增长速度的前提下，适度增加财政支出有利于县市经济增长。（3）比较省以下三个财政分权指标的回归系数，不难发现财政收入分权回归系数绝对值最大，财政自给率分权回归系数绝对值最小，财政支出分权回归系数绝对值居中，说明三种分权中财政收入分权对经济增长的影响最大，财政自给率分权对经济增长的影响最小。（4）人均固定资产投资增长率回归系数不显著为正；以从业人员近似衡量的劳动力回归系数在1%水平下显著为正，且大于人均固定资产投资增长率的回归系数，劳动力要素对县市经济增长有着更大的影响。（5）城市化水平回归系数不显著为负。
2、分样本实证结果分析
豪斯曼（Hausman）检验在10%的显著水平下，回归方程（4）、（5）、（6）不能拒绝随机效应，故认为随机效应模型更好，具体估计结果见表4；回归方程（7）、（8）、（9）拒绝了随机效应，固定效应更好，具体估计结果见表5。
表4 子样本1实证结果
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回归变量
|
随机效应
（4）
|
随机效应
（5）
|
随机效应
（6）
|
|
|
0.194059＊
(1.84)
|
0.194474＊
(1.80)
|
0.190850＊
(1.82)
|
|
|
-0.031820＊
(-1.74)
|
-0.032123＊
(-1.74)
|
-0.034721＊
(-1.88)
|
|
|
0.105186
(1.10)
|
0.104157
(1.06)
|
0.096137
(1.03)
|
|
|
0.014724
(0.45)
|
|
|
|
|
|
|
0.023916
（0.51）
|
|
|
|
0.006292
(0.24)
|
|
|
C
|
9.115325＊＊＊
（38.29）
|
9.029748＊＊＊
（66.43）
|
9.020146＊＊＊
（84.69）
|
|
观察数
|
60
|
60
|
60
|
|
R-sq
|
0.1125
|
0.1166
|
0.1126
|
|
注：（1）括号内为t值。＊表示10%水平下显著，＊＊＊表示1%水平下显著。
（2）第一列的变量是经过单位根检验调整后的变量，其中 表示 的二阶差分。
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表5 子样本2实证结果
|
回归变量
|
固定效应
（7）
|
固定效应
（8）
|
固定效应
（9）
|
|
|
0.553653＊＊
(2.28)
|
0.652347＊＊
(2.56)
|
0.691223＊＊＊
(3.08)
|
|
|
0.034066
(1.18)
|
0.038205
(1.26)
|
0.039234
(1.42)
|
|
|
0.046725
(0.85)
|
0.049973
(0.89)
|
0.060033
(1.14)
|
|
|
0.024175
(0.91)
|
|
|
|
|
|
-0.022474
(-0.37)
|
|
|
|
|
|
0.075174＊＊
(2.36)
|
|
C
|
0.261512
(0.09)
|
-0.934840
(-0.30)
|
-1.397706
(-0.51)
|
|
观察数
|
60
|
60
|
60
|
|
R-sq
|
0.9209
|
0.9197
|
0.9282
|
|
注：（1）括号内为t值。＊＊表示5%水平下显著，＊＊＊表示1%水平下显著。
（2）第一列的变量是经过单位根检验调整后的变量财务论文，其中 表示 的二阶差分。
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从表4和表5回归结果可以看出：（1）省以下财政收入分权回归系数A区不显著为正，表明省以下财政收入分权对于经济较发达县市的经济增长有正向影响。A区10县市财政收入分权度每提高1%，人均GDP相应增长0.0147%。这一结论与全样本相反，这是因为子样本中剔除了人均GDP较低的绝大部分县市，结果当然会变。（2）省以下财政支出分权回归系数A区不显著为正，B区不显著为负，A区系数绝对值大于B区，说明对于经济较发达的县市来说，财政支出分权的积极影响较强，而相对落后的县（市）而言，财政支出分权的负面影响可能更大，且财政支出分权对A区10县市的影响力度更大。（3）省以下财政自给率分权回归系数A区不显著为正，B区在5%水平下显著为正，财政自利率分权度的提高对这两区经济增长有正向影响。（4）劳动力回归系数A区在10%水平下显著为正，B区在5%水平下显著为正，经济较落后的县（市）更倾向于依赖劳动力来促进经济的发展。（5）城市化水平回归系数A区和B区均不显著为正，A区回归系数大于B区，城市化水平的提高有利于促进经济增长。由于从全样本到子样本剔除了许多县市，所以子样本的回归结果不同于全样本的回归结果。
四、结论
本文利用2001—2008年甘肃66个县（市）面板数据检验了省以下财政分权对县（市）经济增长的影响效应，通过实证研究，本文得出的主要结论如下：
1、从全省范围来看，省以下财政收入分权对县市经济增长有负向影响，财政收入分权每增加1%，人均GDP就降低0.0245%。从分区域来看，省以下财政收入分权对于经济较发达县市的经济增长有正向影响。将更多的收入权权限下放给经济较发达县市将促进这些地区的经济增长。
2、省以下财政自给率分权与县市经济增长正相关，无论是全样本还是子样本都支持这一结论。分样本的数据还表明，对于经济较落后的县（市），省以下财政自给率分权对经济增长影响程度更大。
3、从全样本来看，省以下财政支出分权有利于促进县市的经济增长。分样本的研究进一步表明，省以下财政支出分权对于经济较发达县市的经济增长有正向影响效应，而对于经济较落后县市的经济增长则有负向影响效应。将更多的支出责任交给经济发达的县市有利于经济绩效的改善，将更多的支出责任交给经济落后县市则不利于经济绩效的改善。
4、省以下财政分权对于县市经济增长的影响方向和程度与县市的经济状况有关，所以在进一步实施财政分权政策时，要根据不同县市的具体情况实施相应的分权政策。
5、财政分权回归系数绝对值远小于劳动力的回归系数，说明甘肃省市县的经济增长主要依赖于劳动力等传统生产要素，财政分权改革有待进一步推进与深化。
参考文献：
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