地区放权与经济效率：以计划单列为例，本文主要内容关键词为：计划单列论文,为例论文,效率论文,地区论文,经济论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
—、引言
探寻中国“经济奇迹”背后的逻辑，是经济学家所关心的问题，许多学者对此进行了广泛的研究。有一种影响较大的观点认为，中国的经济改革是从20世纪70年代末、80年代初的放权让利开始的，这种放权带来了经济体制中激励结构的改变，从而有助于效率的提高和经济的增长。从内容上看，放权让利主要包括两个基本方面，即对农户、企业等经济组织的放权和对地方政府的放权。关于向农户和企业放权的经济效果，国内外学术界取得了较为一致的看法。①大量的实证研究表明，向农户和企业放权会带来更强的激励和更硬的预算约束，从而使得经济效率得以显著提高（Lin,1992; Groves等，1995; Li,1997）。
中国放权让利改革的第二个基本方面是中央政府对地方政府的下放财权和经济管理权限，即所谓的行政性分权。行政性分权作为中国分权改革的核心战略，经济学家对于它的评价一直众说纷纭，到目前也没有形成一致的意见。在国内学术界，行政性分权经常被归结为改革过程中许多经济问题的根源（沈立人、戴园晨，1990；吴敬琏，2003）。与此相对照，在国外转型经济文献中，许多学者认为政府分权改革尤其是财政分权改革对中国经济改革与发展获得成功至关重要(Oi,1989; Qian and Xu,1993; Shirk,1993; Qian and Weingast,1997; Qian and Roland,1998; Xu and Zhuang,1998)。
中央对地方政府放权是否促进经济效率和经济发展最终需要实证的检验。目前的实证研究主要侧重于财政分权的影响，比较有代表性的有Zhang和Zou(1998)、Lin和Liu(2000)和Jin等(2005)。有趣的是，上述仅有的研究所得出的结论也大相径庭，比如Zhang和Zou(1998)发现财政分权对地区经济增长产生不利的影响，而Lin和Liu(2000)、Jin等(2005)则发现了支持财政分权有利于经济增长的证据。这表明关于地区放权的经济效果还需要更加深入细致的考察。事实上，始于上世纪80年代初的中央向地方的放权不仅仅是财权的下放，与此同时还包括许多经济管理权限的下放，而这种一揽子权力下放才是中国分权改革的主要形式。如果仅以财政分权为考察重点，则容易将其它相关经济管理权限下放所带来的效果一并归在财政分权的名义上，导致过高的估计结果。本文试图考察一揽子权力下放改革的效率影响。中国从上世纪80年代中期开始的城市计划单列改革正是中央经济权力整体性下放的绝佳案例，本文以此为例来研究地区放权对于地区经济效率的影响。
地区分权涉及到中央政府与地方政府之间经济权力的分配，而这一直是主流经济学中所谓财政联邦主义理论研究的对象(Tiebout,1956;Musgrave,1956;Oates,1972)。②该理论认为联邦政府与地方政府的经济分权可以使地方政府的公共产品的供应更接近辖区居民的偏好。该文献的理论与实证研究主要基于北美和欧洲的具体实践。财政联邦主义理论也被应用于转型经济，其中以中国特色的联邦主义理论最具代表性（Montinola等，1995; Qian and Weingast,1997;Qian and Roland,1998），该理论强调中国式的政府分权有助于增进中央对分权承诺的可信度和减少地方政府的软预算约束。但是，如前所述，地区放权不仅是财权方面，还包括其它重要的经济管理权限。关于中央政府整体性放权对地方运行效率的影响，目前的文献尚未做出系统的实证研究，本文旨在填补这方面的空白。
从理论上说，计划单列作为整体性权力下放至少在三个方面可能对城市的经济效率产生积极作用。首先，按照财政联邦主义的观点(Oates,1972,1999)，把决策权力下放给地方，使得地方政府能够利用这种优势，制定更加符合当地状况的政策，从而改善经济效率和社会福利。其次，权力下放之后，城市的许多决策不再需要请示省政府，可以自主决定，这一方面使得行政效率大大提高，③另一方面，财政分权增加了地方政府创造财源的激励（Montinola等，1995），在地方官员晋升激励的作用下，经济权力下放可以更好地被用来促进地方经济的发展（周黎安，2004）。最后，从寻租的观点来看，权力下放，特别是投资审批、对外贸易等经济管理权力的下放使得管制层级降低、管制机关变少，减少了城市向上级政府寻租的成本，从而增加了社会福利。但是，我们也可以举出一些理由认为，计划单列不一定会促进效率的提高。比如，下放的经济权力也可能被滥用，投资审批权下放虽然减少了市级政府向上级政府寻租的成本，但也可能激发市级政府向企业设租的动力(Shleifer and Vishny,1993)。因此，权力下放是否一定会促进经济效率的提高，仍然有待于严格的实证检验。
从计量方法的角度看，对地区分权的效果研究确实有其困难之处。影响经济效率的因素非常广泛，从中分离出放权政策的影响往往比较困难。本文借用双重差分方法(difference-in-differences)的基本思路，④通过构造试验组(treatment group)和控制组(control group)，比较一个试验城市在计划单列前后与控制城市的双重差异，以此排除不可见因素的干扰。我们选取经济发展程度与计划单列市相近的省内与省外城市作为控制组。与简单的混合回归相比，这样做不仅可以分别控制省内和省际因素对城市经济效率的影响，而且可以分辨出这种影响在省内和省外之间是否存在差别。
我们的研究表明，就总体而言，地区放权对经济效率确有促进作用，但是这种效果在省内外之间差别很大：城市的单列并没有使它与本省城市之间的效率拉开更大差距，或者说这种作用并不明显；但是计划单列使得单列市与省外对比城市的效率差距迅速扩大。
本文在结构上安排如下：第二部分对计划单列的起因和背景进行了简要介绍，第三部分对本文使用的模型和方法进行了说明，第四部分是回归分析，在随后的第五部分进行了稳健性检验，最后总结全文。
二、计划单列的背景
表1 计划单列市设立、取消时间及对比城市表⑤
注：盘锦于1985年建市，浑江市自1987年起改称白山市。
计划单列市是中国经济体制改革过程中出现的特殊现象，指的是某些城市享受省一级经济管理权限，在国家计划中实行单列的现象。1985年12月《国务院办公厅转发体改委、国家计委关于继续落实和完善七城市计划单列工作报告的通知》对计划单列市的权限进行了明确说明：计划单列市和省级计划单位一样，拥有省级经济管理权限，在国家计划中单列户头，其经济和社会发展各项计划全面单列，直接纳入全国计划综合平衡、统筹安排，并直接参加全国性的各种经济活动。因此，虽然计划单列市还受到中央政府的管理，但是实际上它拥有的自主权要比单列以前大得多，也可以说是省级权限下放给了城市。
自1984年重庆计划单列开始，最多的时候存在14个计划单列市；但是，从1994年开始，计划单列市在不断减少，目前仅剩5个。表1是根据国务院颁发的一系列文件确定的各计划单列市设立和取消的时间表。⑦
计划单列市的出现有其特定的历史背景。一个直接的原因是，在传统的中央－省－城市的管理体制下，城市的经济效率受到严重压抑，城市官员对这种体制非常不满。从计划单列的名单上我们可以看出，这些城市往往具有较好的技术和人力资本禀赋，具有很大的增长潜力。但是主管城市的省政府考虑的不仅仅是经济效率，还包括省内城市间的经济平衡。以大连市为例，计划单列以前，城市缺乏统筹安排全市经济、科技和社会发展的权限，经济发展受辽宁省综合平衡的严重制约。权力配置的方式使得大连市这样一个工业门类齐全、交通运输发达、商业贸易活跃、信息灵通便捷的沿海大城市，能量不能完全释放出来，经济发展缓慢，缺乏活力。⑧
在刚刚经历了十年动乱的改革初期，中央财政状况非常困难。把省级经济管理权限直接下放给城市，把城市的财政和税收直接纳入国家计划，不仅可以加强对城市官员的激励，也可以为缓解财政紧张做贡献。因此，从中央政府的角度来说，它也有积极性对部分城市实行计划单列。
基于以上理由，对部分城市实行计划单列、下放管理权限以提高行政管理效率和经济效率就成了中央和城市的共识。但是最终被列入计划单列的城市并不多，而且最后也大部分被取消了。之所以出现这个结果，也有其内在的原因。首先，中央政府需要维护省政府的权威和地方政治的平衡。另一个取消计划单列的重要原因是，分税制开始全面实施，国家和地方财权的明晰程度前所未有，中央财政在财政总收入中的比重不断上升。在财政得到充分保障的情况下，国家没有必要再对这么多城市进行单列。
三、计量方法和对比组的选择
(1)回归模型的设定
我们试图通过计量的方法检验计划单列是否会对城市的经济效率到促进作用。为此，假设一个城市生产函数的框架下考察计划单列对城市经济效率的影响。⑨假定城市生产函数为CobbDouglas形式，即Y=AK[α]L[β]，其中Y为城市的生产总量（用GDP代表），K为资本存量，L为劳动力总量（用城市总人口代表），A代表生产的效率因子。我们的基本假说是，如果计划单列作为分权的手段能够促进一个城市的经济效率，那么它将成为城市生产函数效率因子A中的一部分，发挥正向作用。具体地说，如果将总量生产函数写成人均形式并取对数，可以得到如下表达式：
其中y和k为GDP总量和资本存量的人均形式，A[,1]为除计划单列之外影响城市效率因子的因素，p为城市是否计划单列的虚拟变量。β[,0]是我们所关心的系数，如β[,0]显著大于0，那么表明计划单列有助于经济效率的提高，否则表明计划单列没有效果，甚至降低了经济效率。为了估计计划单列对城市经济效率的影响，必须将计划单列和其它可能影响经济效率的因素分离出来。为此，借用双重差分估计方法的基本思路，构造双重对比，即计划单列城市自身在计划单列前后的对比和计划单列与非计划单列的城市对比。使用双重差分方法的一个核心条件是如何选取对比组，要求对比组与实验组除了在实验变量（在我们的例子中是计划单列）以外必须真正可比，否则两个组别显示的差异有可能是其它未控制因素所导致的。因此，我们尽量寻找那些在计划单列之前与实验组相似的对比组城市，或者说在控制了可观察变量之后两者尽可能相似。很显然，不存在一种大家公认的选取对比组的方式，因为所谓相似性可以从不同角度去理解。我们的做法就是尽量变换角度选取，然后考察基本结论是否具有稳健性。
现在简要说明本文采用的估计方法。假设城市1和城市2是根据一定标准组成的一对样本，我们有如下回归方程：
这样，城市面临的共同冲击β被消除。我们在回归分析时主要估计方程(4)，并进行固定效应回归，以消除城市间一些不依时间变化的固定差异的影响。⑩考虑到数据时间跨度比较长，残差之间可能存在某种相关性或差异性，因此我们进行的是稳健性方差下的固定效应回归。
(2)数据来源及其变量
本文所用数据主要来源于《中国城市统计年鉴》(1985-2004)。本文回归所涉及的因变量为城市当年人均实际GDP，利用GDP指数将其名义值调整到1980年可比价格下的实际值。由于缺少每个城市的统计资料，因此使用城市所在省份的GDP指数进行平减。其中1980-1998年的数据来自《新中国五十年统计资料汇编》，以后各年均来自《中国统计年鉴》。由于1984-1986年和1992-1993年没有城市GDP的统计数据，我们使用省内人均CDP指数反推得到。《中国城市统计年鉴》中只有每年固定资产投资规模的数据，并没有统计当年城市的资本存量。因此，采用文献中通行的永续盘存法来计算城市人均固定资产存量。按照通常的做法，将1984年的起始资本存量K[,0]定义为当年固定资产投资的10倍，然后按照
由两个部分组成，国内投资总额和当年实际利用外资总额。我们选取固定资产折旧率δ=10%。所有的投资和资产存量都经过了城市所在省份的固定资产投资价格指数的平减，均为1980年的可比价格。
关于城市劳动力人数，由于缺乏前后连贯的统计数据，本文所使用的《中国城市统计年鉴》对劳动力的统计口径在本文的样本期间也发生了多次改变，因此，我们使用城市总人口来近似地代表城市的劳动力规模。
从研究方法和模型设定中可以看出，最关键的任务在于从各种可能因素中分离计划单列对经济效率的影响。我们选取以下变量以控制其他因素的影响，它们是：
①城市化水平。从以往的研究看，城市化水平是影响经济效率的重要变量，因为可以反映出城市的自然资源和地理条件等因素对经济的影响(Lin and Liu,2000；周业安等，2004）。我们使用非农人口在城市总人口中的比例来代表各个城市的城市化水平。
②实际使用外商直接投资(FDI)占当年固定资产投资的比重。FDI的引入可能具有管理和技术上的外溢性，因此对本地生产效率可能具有促进作用（兰宜生，2002；何枫、陈荣，2004）。需要注意的是，1984年的统计口径为历年利用外资总额，1992年和1993年则包括了对外借款等非FDI的利用外资项目。经过检验，对统计结果影响不大。
③人均对外出口。人均对外出口反映的是城市的外贸依存度，因此对城市经济可能具有影响。(11)由于外贸进出口体制在1993年后出现了改变，因此，这个指标的数据来源分为两个部分：1985-1993年的数据实际上统计的是人均外贸收购总额，指的是外贸企业以现金或者通过银行划拨等方式，从外单位或个人购进的供应出口的商品的金额；1994-1998年统计的是人均外贸出口总额，数据来源于各个省或城市的年鉴和统计年鉴。(12)所有的数据均经过消费价格指数的平减。
④每百人中科技人员的比例。人力资本是经济增长的重要组成部分，因此也是重要的控制变量，我们使用城市的科技人员数量来控制人力资本的影响，这个指标反映的是城市人口中比较高级的人力资本存量。这个指标在1984-1991年的统计口径为“城市每百人中自然科技人员的比例”，1993年和1994年的口径为“城市每百人中从事科技活动的人员人数”。
⑤对比组的选择。由于我们考虑的是单列是否使经济效率得到提高，因此必须寻找与单列城市经济发展水平接近的城市来进行对比，这样对比才具有可比性。考虑到各省之间存在较大的差异性，因此使用了省内和省外两个对比组。选择省内对比组是为了控制省级之间可能的系统差异。由于最后一批计划单列市是1990年设立的，并且计划单列市都是省内管辖的地级市，因此我们选取1984-1989年人均GDP与单列市最接近的地级城市作为对比。(13)需要注意的是，在所考察的1984-2003年间，部分城市的管辖区域发生了变化。对此我们是这样处理的，如果管辖区域的变化并没有带来城市地位的改变，仅仅是管辖范围的缩小或变大，那么就认为这个城市的数据仍然是可用的。因为城市的行政权力没有发生变化，并且因为所用的是人均指标，因此回归结果对这种变化不敏感；但是，如果城市区划的变化伴随着城市地位的变化，比如从县级市上升为地级市，那么就认为城市所拥有的权力发生了变化，即使使用人均指标也不能反映这种制度变化，因此这些城市被排除在考察范围之外。经过选择，我们找出了各单列城市对应的省内和省外对比城市，具体名单参见表1。(14)
为了进一步研究所考察的各个变量在单列前是否存在显著差异，我们对单列城市和对比组进行了均值检验。我们认为，如果计划单列市在单列之前和对比城市的差别不大，那么这个对比更为可信，因为这表明随后的差异由单列政策来解释更为合理，这样也减轻了选择性的谬误(selection bias)。均值检验的结果如表2。
从上面可以看出，全国对比组对我们的研究来说更为合意。除了城市人口规模和人均外贸出口这两个变量以外，其他变量与单列城市差别都不太显著，特别是人均GDP没有多大差别；相反，省内对比组只有人均出口和当年FDI的比重和单列城市接近，其余的变量都存在显著差别。值得注意的是，省内对比组是我们按照人均GDP最接近原则寻找的，这表示单列城市在省内的经济地位确是其他城市无法比拟的。表3和表4是对两组数据的描述性统计。
四、回归结果与分析
下面我们对前述两组数据进行固定效应回归。首先进行单列城市与两个对比组的混合回归以确定总体影响，然后再分组进行回归，探求单列的影响在省内外之间是否存在差别。回归结果汇总在表5—表7中(15)。
表2均值检验的结果
注：(1)括号中数字为标准差；(2)**代表双尾检测下的5%及以上的显著性水平；(3)人均GDP、人均固定资产存量和人均出口的统计单位为元（1980年可比价），城市总人口为万人。表3—表7亦如此，不再另行标注。
表3省内组主要变量描述
表4省外组主要变量描述
注：①以上汇报的数值均是单列城市与各对比城市组相关变量的差分；②有关变量均经过城市所在省份价格指数调整，均为1980年可比价格；③每百人科技人员数缺少1991年数据。
观察混合回归的结果，我们发现就总体而言，计划单列对经济效率确实具有促进作用。计划单列变量在全部的6个回归方程中有5个表现非常显著，并且系数之间差别不大。取第一个回归结果β[,0]=0.093，它表明在其它投入保持不变的情况下，单是计划单列就可以使人均GDP提高约9.3%。在分组回归中，虽然总体上计划单列的系数均为正数，但是两组之间无论是数值大小还是显著性水平差别都比较大。在省外对比组的回归中，计划单列的系数较大，而且表现非常显著，显著性水平全部在5%以内；但是在省内城市的对比回归中，单列变量仅在一个回归中表现比较显著，而且系数很小，这表明计划单列对经济效率的作用机制在省内和省际的比较之间存在显著差异。当然，这个结果也有可能是数据估算所引起的。由于缺少1984-1986年和1992-1993年人均GDP数据，我们使用了省内人均GDP指数来进行反推。由于这个指标对于省内所有城市都是一致的，所以计划单列在省内的影响可能被低估。为了研究数据的估算方法是否对结论产生关键影响，我们把缺失的年份去掉，然后再对两组数据分别进行回归。结果显示，在两个组别中，除了系数的数值有所变化之外，单列变量的显著性水平和基准回归几乎一模一样。这表明单列对经济效率的影响在省内外之间确实存在显著差异，而且这种差异并不是数据问题所引起的。
为了进一步探究城市单列对省内其他城市和省外城市的不同影响，我们用单列和时间变量对城市之间的差别进行了简单回归。用人均国内固定投资代表城市吸引国内投资的能力，人均FDI代表城市吸引外资的能力，用城市每百人电话数量代表城市的基础设施建设，然后分别进行回归，得到表8。(16)
表5混合回归结果
注：①常数项我们没有汇报，括号中数字为标准差；②***、***、和*分别代表1%、5%和10%的显著性水平；③所有的回归均是稳健性方差下的固定效应回归模型，同时控制了年份因素。表6—表7与此相同，不再另行标明。
表6省内组回归结果
表7省外组回归结果
从回归可以看出，城市在计划单列以后吸收内外资的能力显著增强，基础设施也得到很大改善。但是，这种效果在省内外之间存在极大差异。从数字上看，计划单列使得城市比对应的省外城市多吸收约940元（1980年可比价）的人均国内投资，这个数字几乎是省内对比组的2倍，而人均FDI的差别同样在1.5倍左右。以电话数量为代表的城市基础设施建设也是如此。造成这样的结果，笔者猜测可能是单列效果的外溢性所造成的。计划单列使得城市吸收了更多的投资，这种投资在地域上也许具有某种外溢性和积聚效应。距离的远近造成外溢性和积聚效应在省内外之间存在较大差别，省内城市“近水楼台先得月”，外省城市由于相距较远而得不到这种好处，这样就造成了单列效果在省内外之间的差异性。
表8单列变量的影响在省内外对比
注：①我们汇报的是单列变量前的系数，括号中数字为标准差；②***代表1%的显著性水平；③所有的回归均是稳健性方差下的固定效应回归模型，同时控制了年份因素；④电话数量缺少1989-1991年数据，其余变量均为1984-2003年的数据。
从混合和分组回归结果还可以看出，人均固定资本存量在绝大多数回归中显著为正，这表明固定资产投资仍然是城市经济增长的重要源泉。城市的人口数量在半数情况下显著为负。考虑到有些控制变量本身也是人均指标，因此解释起来需要小心。但是通过分析仍然可以认为，城市经济在某种程度上具有规模收益递减的性质，因此一味地通过增加投入来提高城市经济发展水平效果有限。
在各种控制变量中，人均对外出口在各种回归中都表现为正，而且相当显著，这反映参与国际经济合作，确实可以提高本地经济的效率。城市化水平（非农人口比例）在所有回归中都表现为显著为正。由于城市化水平能够间接地反映第二和第三产业与第一产业的比例关系，因此，可以认为产业结构的升级能够有效提高城市经济效率。相比较而言，城市每百人科技人员数在绝大多数回归中虽然符合预期，但是效果很不明显。从直觉上说，同固定资产一样，人力资本应该是城市经济增长的重要力量，由于我们选取的指标在统计口径上有些狭窄，所以可能低估了人力资本的影响。通过分析结果还可以发现，外商直接投资对经济效率并没有多少影响，这表明外商投资的技术外溢性并没有通常预测的那样大。
五、稳健性检验
为了保证结论的稳健性，主要进行了以下几个方面的检验。(17)
首先，我们改变对比城市的选取方法，以排除选择偏差的影响。从计划单列市的设立时间表上可以看出，一半以上的计划单列市是在1988年以前设立的。因此，按照单列开始前四年(1984-1987)人均GDP最接近的原则重新选取了省内和国内对比组，然后再进行混合和分组回归。三种回归的结果和基准回归相比没有大的偏差。同时，还利用计划单列市和四组对比城市的数据（共44个城市）进行了混合回归。结果同样显示计划单列对经济效率具有促进作用，效果平均而言为10.1%。可以看出，这个数字和基准回归模型是很接近的(18)
其次，我们对单列开始和结束的时间进行了调整。在基准的统计中，南京和成都的单列时间都是从1990年算起。事实上按照国务院的规定，南京和成都从1988年开始就享受计划单列的部分待遇，主要包括参加国务院各部委关于经济方面的工作会议，有权接收下发给省的业务文件、简报、资料等(19)因此，对这两个城市单列时间的统计上可能存在偏差。为了避免这个问题，我们把南京和成都的单列时间从1988年开始计算，重新进行了估计。对于八个省会城市来说，虽然国务院关于结束单列的政策文件是1994年发出的，但是，中共中央早在1993年就开始提出机构改革的方案，要求结束对这些城市的计划单列。(20)因此，我们把这些省会城市计划单列的最后一年改为1993年，然后再次进行估计。
最后，尽量排除其它城市政策的影响。中国的经济改革是一项非常复杂的工程，许多改革措施往往交叉进行，计划单列也是如此。在计划单列的同时，三种针对城市的改革也在进行，它们对改善经济效率同样可能具有促进作用，必须要排除这些政策的影响。
(1)经济特区政策。1980年8月，五届人大常委会第15次会议决定，在深圳、珠海、汕头和厦门设置经济特区，并给予这些城市在对外经济活动中“特殊政策和灵活措施”。对于投资在这些城市的外商，给予税收、土地使用、外汇结算等多方面优惠政策。另外，经济特区被给予了较多的经济活动自主权，比如经济立法权。由于深圳和厦门同时又是计划单列市，因此，我们必须要把经济特区的因素排除出去。按照经济发展水平接近的原则，在对比组中把深圳和厦门对应城市分别改为珠海和汕头，然后再进行回归。
(2)沿海开放政策。1984年5月，国务院决定在开办经济特区的基础上，进一步开放天津、上海、青岛等14个沿海开放城市，扩大城市自主权，鼓励城市参与对外贸易，并对外商投资给予较大优惠。在计划单列市中，大连、青岛、宁波和广州也属于沿海开放城市之列，从而具有更多的优惠条件，这样，我们必须把沿海开放政策的影响排除出去，解决方法是采用同一省份内的沿海开放城市进行对比，烟台、温州和湛江分别对应青岛、宁波和广州。由于大连没有对比城市可以选择，因此在回归中把大连排除。
(3)经济体制综合改革试点。所有的计划单列市都配套进行了经济体制的综合改革。改革措施主要包括扩大城市经济管理权限，增加财政中城市留成比例，下放省部属的大企业，同时实行市领导县的制度。由于所有的计划单列市都是经济体制综合改革的城市，因此必须要把体制综合改革的因素和计划单列的因素分离。采取的办法是排除对比城市中的非经济体制综合改革城市。幸运的是，从1984年开始，全国就已经有50多个城市在进行这方面的改革（谢明干，1985），我们最早可以拿到1987年就已经进行综合体制改革的城市名单。在对比城市组中逐一剔除非经济体制综合改革城市，然后再对1987年以后的数据进行回归。
通过以上种种稳健性检验，我们发现计划单列变量在绝大多数回归中的表现与原始结论是一致的，即在混合回归中表现显著，但是在省内外分组回归中的表现存在显著差异，这表明原始的回归结果是比较可靠的。
六、结论
计划单列是中国改革过程中所特有的现象，中央政府把相当于省一级的经济管理权限下放给城市。这种放权不仅是财政上的，而且是从项目审批到外贸进出口等多方面权力的整体下放。对单列城市而言，虽然它还受到中央政府的管理，但是从此获得了前所未有的经济自主权。管理层次的缩短显然有利于信息的传递，有利于快速准确地做出经济决策，市级政府可以从效率而不是从平衡的角度来分配各种资源，因此，整体经济效率会随着计划单列的实行而提高。从本文的实证分析来看，这种经济上的放权确实大大提高了效率。但是，这种促进作用在省内外之间存在显著差异。就计划单列而言，仅有少数证据表明放权使得城市与本省其他城市之间的效率差距变大，但是却有相当证据表明单列市与省外城市的差距越拉越大。
注释：
①国内学术界经常提及的“经济放权”指的就是经营管理权下放给企业。
②关于财政联邦主义理论的新近发展，请参见Iman and Rubinfeld(1997)和Oates(1999)。
③原国家体改委周少华司长曾经举过一个非常形象的例子，在计划单列之前，重庆市的企业如果第二天要给工人加班费，就必须连夜坐火车到成都去请求批示，在计划单列之后显然不再需要这么做了。
④关于双重差分方法的详细讨论，参见Meyer(1995)和周黎安、陈烨(2005)。
⑤由于部分城市单列以前人均GDP十分接近，因此存在对比城市重复的现象，在这种情况下混合回归会减少部分观测值。我们在稳健性检验中采用更换对比城市的办法以及使用更多城市回归的方法来解决这个问题。
⑥1997年6月18日，重庆改为直辖市。因此，重庆单列时间我们计算到1997年。
⑦由于政策衔接需要一定的时间，因此我们对各城市的计划单列都是从国务院批准的下一年开始计算。经检验，早一年统计对回归结果没有多少影响。
⑧参见《大连市志》，网址为http://www.szb.dl.gov.cn/dlsz/005/002/005/15511-15558.htm。
⑨利用区域生产函数研究特定因素对区域经济效率的影响是一种常用的做法，例如人们利用这种方法考察基础设施对地区生产率的影响，参见Evans and Kerras(1994)。
⑩准确地说是自1984年以来的不随时间变化的城市间的固定差异。
(11)在以前的研究中，外贸依存度多数是用外贸与GDP的比重来表示，但是由于GDP本身就是我们所研究的对象，因此我们使用人均对外出口来反映。
(12)1998年后，许多城市外贸的统计口径发生了重大变化，因此1998年后的数据舍弃不用。
(13)1994年，保留的计划单列市和被取消单列的8个省会城市在行政级别上被定为副省级城市，但是它们和其他地级市一样属于省政府直接管辖，并被纳入地级市或地级行政区域一并进行管理。参见侯景新等(2006)。
(14)巧合的是，省外对比城市同样是全国范围内与单列市人均GDP最接近的城市。
(15)由于城市之间差异性较大，因此我们没有进行混合普通最小二乘估计(pooling OLS)。
(16)道路建设也许是衡量基础设施的更好指标，但是《中国城市统计年鉴》中只有市区道路建设的统计，所以我们采用百人电话数量作为替代。由于电话是现代经济进行交往所必需的工具，因此也是影响经济效率的重要因素之一。
(17)由于回归结果非常多（多达数十个回归），这里限于篇幅均没有报告，有兴趣的读者可以向作者索取。
(18)在本文的早期版本中，我们还按照省内政治地位相近的原则，省会对应省会，非省会城市对应“较大的市”，从临近省份选取了对比组，回归结果同样显示单列的效果非常显著。
(19)参见《国务院办公厅关于南京市、成都市享受计划单列城市部分待遇的函》（1987年5月19日）。
(20)参见《中共中央关于印发〈关于党政机构改革的方案〉和〈关于党政机构改革方案的实施意见〉的通知（中发[1993]7号）》。