金融中介、財政支出與縣域經濟增長協同效應研究

摘 要：財政、貨幣政策是現代國家進行宏觀調控的最主要手段，在國民經濟中發揮著重要作用。金融中介和財政支出是宏觀政策在微觀領域傳導效應的具體表現，兩者在微觀領域的共性在于各自通過影響資源配置推動經濟增長，其協同程度直接影響經濟發展的效果。文章基于我國31個省、自治區和直轄市的1993個縣域，樣本選取1999—2018年的面板數據，構建微觀領域中金融和財政因素的柯布-道格拉斯生產函數，在縣域金融中介與財政支出協同的視角下，運用面板平滑轉換模型（PSTR），實證檢驗了我國縣域經濟增長的非線性增長的微觀效應。研究了縣域金融中介與財政支出的協同效應對縣域經濟增長的作用，在此基礎上對我國縣域微觀聯動的效果進行評估。

關鍵詞：金融中介和財政支出;縣域經濟增長;協同效應

中圖分類號：F21 文獻標識碼：A 文章編號：1005-6432（2022）13-0047-07

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2022.13.047

1 引言

財政政策和貨幣政策具有宏觀性質，宏觀政策注重全局，把握經濟運行中的主要矛盾，具有普遍性。任何宏觀政策必須通過一定的傳導機制，基于微觀主體的行為反應，形成經濟增長的變動。宏觀政策高度抽象和概括，但是往往忽略微觀經濟運行中的重要事實，也必然忽略微觀領域中的實體經濟差異。金融中介和財政支出是財政、貨幣兩大宏觀政策在微觀領域現實效應的具體傳導，表現出具體經濟運行變動。金融中介和財政支出都具有引導和配置資源的推動經濟發展作用，其協同配置有利于經濟增長，反之，則阻礙經濟增長。

縣域經濟是以縣城為中心、鄉鎮為紐帶、農村為腹地的區域經濟，不僅具有區域經濟范疇的一般特征，而且還有其獨有的特征。通常將其劃分為縣城經濟、鄉鎮經濟和村級經濟三個基本層次，是城鎮經濟和農村經濟在縣域的有機結合。縣域經濟在國民經濟中處于樞紐地位和基礎地位，是三大產業的銜接點和城鄉空間的結合部。縣域經濟在我國社會經濟中占據十分重要的地位，其發展的質量直接關系到我國工業化、城鎮化和農業現代化的總體進程。縣域經濟發展作為基礎，國家經濟整體發展堅實的支撐。

金融是現代經濟的核心。縣域經濟發展是市場為基礎、若干種資源配置的經濟，當然也包括金融資源和財政資源。縣域經濟發展離不開金融中介和財政支出，金融中介提供信貸資金、理財保險、貨幣收支結算和信息咨詢等方面的支持;財政支出會促進總需求的增加，通過乘數效應，帶動經濟增長。內生增長理論認為勞動力、資本和技術進步在經濟增長中發揮著關鍵作用。所以，縣域金融中介和財政支出與縣域經濟之間有著內在聯系、互動協同關系。

國外學術界于20世紀中后期開始關注財政與金融支農問題，研究成果日益豐富，主要集中在財政與金融支農的必要性及深層次原因、財政與金融支農的正向效應、財政與金融支農的無效率和負向效應等方面。國內學者的研究主要集中于財政與金融支農的規模、效率和政策優化等方面，針對單一支農政策效率低下的問題提出了整合財政與金融支農資金的觀點。部分學者從財政與金融支農協同推進的角度，對共同提高兩者實施效率進行了研究。國內外學者主要針對金融或財政支出，重點對保險、銀行信貸和股票市場與經濟增長的關系進行了大量的研究，僅僅是單方面實證兩者之間的關系。而有關金融中介和財政支出的經濟增長效應研究卻較少，特別是針對我國縣域經濟發展水平下，金融中介和財政支出對縣域經濟增長協同效應方面的研究更是少之又少。

2 相關文獻回顧及評述

提及縣域經濟專指中國的縣域經濟，這是由中國縣域特殊性決定的。中國縣域經濟是行政區域范圍內的經濟，但它是有別于區域經濟的，并發展成為一支獨立學科。而國外沒有縣域經濟的提法，只有農村經濟。中國縣域經濟具有“行政壁壘”和齊備的發展要素。因此，它擁有區域經濟的完整功能，可以屬于區域經濟范疇。國外對縣域金融中介與財政支出的研究集中體現在農村方面。在西方國家農業現代化進程中，一直貫穿著對農村金融組織體系的研究，但農村與城市金融、財政基本上沒有區別。西方學者對發展中國家農村金融、財政的發展進行了廣泛的研究，形成了一些廣為接受的理論。

財政、金融對農村經濟發展中的影響一直是國外研究的熱點問題。早在20世紀60年代，西方學者Lewis （1954）、Todaro （1969） 最早研究財政和金融影響農村經濟的必要性及深層次原因，提出政府通過財政、金融支持落后的傳統農業，且這種支持具有積極作用 （Odedokun，1996; Darrat，1999）。[1-2]自20世紀90年代至今，研究成果日益豐富。國外學者將研究焦點放在財政、金融促進農村經濟增長的效率方面，形成了“正效論”和（Monke，2016;Ahmad and Rana，2009）[3-4]和“負效論”（Brümmer et al，2003; Apostu，2006; Jensen，2012）[5-7]兩種觀點。

查閱國內文獻，財政、金融支持農村經濟發展的相關問題的研究有很多，大部分集中在財政和金融推動農村經濟的政策支持（馬拴友等，2003;錢水土，2006;李燕凌等，2011）[8-10]、結構規模（李煥彰等，2004;李燕凌，2008;龍海明，2008）[11-13]和配置效率（黎翠梅，2009;郭軍華等，2010）[14-15]方面。針對金融、財政單獨使用難以發揮作用（謝平等，2006）[16]，無法壯大農村經濟發展。有學者提出了整合金融、財政兩股力量，提升政策的杠桿效應（冉光和等，2009）[17]。從國內、外的相關文獻研究，分析財政、金融對農村經濟發展作用效果的文獻頗為豐碩，金融、財政支農效應單獨分析居多，充分考慮財政金融支農政策整體效應的較少，即便一些研究將兩者結合起來，也僅僅是運用面板數據主成分分析，對財政與金融協同效率水平進行測評。

3 模型設定、研究變量和數據統計A93A716B-7940-4439-B168-AF4A24688E53

Marshall （1890）在《經濟學原理》中最早提出了生產函數理論。Heady （1991）則提出了生產函數的概念，該概念源自生物科學與自然科學。生產函數揭示了生產過程中，投入的生產要素與最大產出之間的經濟技術關系。Cobb and Douglas （1931）利用美國制造業的統計數據，得出了CD生產函數。柯布道格拉斯生產函數模型的參數憑借其良好的經濟意義和解釋，使其在經濟學的研究中得到廣泛的運用。

3.1 實證模型構建

文章在CD生產函數的基礎上，拓展了包括縣域金融中介、財政支出子產業的CD 生產函數。為了考察縣域經濟增長效應，檢驗其是否依賴縣域金融中介、財政支出的協同水平而存在機制轉移特征，本研究引入交互項來驗證變量之間的協同關系，這種做法在國外學術界有過應用。依據上述思想，在基本模型的基礎上加入交互項：

3.2 指標選取與數據描述

文章采用面板平滑轉換回歸模型，以縣域經濟增長，縣域金融中介、財政支出，不同區制的效應為條件，展開實證檢驗。選擇的研究樣本是中國31個省（自治區、直轄市）面板數據，其中包括1993個縣域地區，選取的數據來源于《縣域統計年鑒》《農村統計年鑒》和《人口統計年鑒》，時間區間1999—2018年。此外，文章主要變量定義和統計描述如下：

（1）縣域經濟增長變量。文章采用人均生產總值（GDPit）指標來衡量縣域經濟發展水平（CEDit）。與直接采用變量的絕對數或增長率不同，在實證分析中對人均生產總值（GDPit）變量均取自然對數，記為IGPit。

（2）縣域金融中介和財政支出。基于數據獲取的原因及比較的客觀性，對縣域金融中介的發展文章從規模擴張角度定義為縣域金融中介機構各項貸款占GDPit的比重，以其作為縣域金融中介發展的規模指標。縣域金融中介記為CFIit表示。文章的財政支出是經濟支出和社會性支出之和，就是縣域財政一般公共預算支出。選擇縣域財政一般預算支出占縣域GDP的比重，縣域財政支出記為PFEit。

（3）控制變量Cit。縣域固定資產投資水平（ASTit）。用以控制各縣域固定資產投資水平變化對縣域經濟增長的影響，該變量采用中國縣域固定資產投資額/縣域實際GDP得到。縣域勞動力就業水平（LABit）。用以控制各縣域勞動力就業水平差異對縣域經濟發展的影響，該變量用縣域從業人員數占縣域總人口數的比重來表示。縣域物價指數增長率（RPIit）。用以控制各縣域物價指數增長率變化對縣域經濟發展的影響，該變量采用中國縣域零售物價指數環比的增長率表示。縣域人口增長率（POPit）。用以控制各縣域人口增長率對縣域經濟發展的影響，采用該控制變量縣域人口環比的增長率來表示。

（4）SCCit和STCit為PSRT模型轉換變量，SCCit表示縣域金融中介、財政支出之和與縣域GDP比值作為轉換變量;STCit表示縣域金融中介占縣域GDP比重/財政支出占縣域GDP比重作為轉換變量，刻畫金融中介、財政支出規模與結構對經濟增長的非線性影響。

由于PSTR模型只適用于平衡面板數據，對于非平衡面板數據，目前還不能確定序貫檢驗方法的可靠性，同時為了獲得盡可能多的樣本，文章收集了1999—2018年我國31個省（市、自治區）的面板數據，不包括港、澳、臺地區。表1為各主要變量的描述性統計特征。

4 實證結果及分析

4.1 模型非線性檢驗

在估計非線性PSTR模型之前，需先檢驗表示縣域金融中介、財政支出與縣域經濟增長之間關系，面板數據模型究竟是線性模型還是非線性的PSTR模型。文章先以縣域金融中介和財政支出作為門限協同變量，對金融中介、財政支出與經濟增長之間是否存在非線性關系進行檢驗。為了保證檢驗結果的穩健性，文章分別采用LM 、LMF和LRT三個統計量對線性模型的原假設（H0：r =0）與含有一個位置參數的兩區制轉換模型的備擇假設（H1：r =1）進行檢驗。為避免過于龐大的模型隨著位置參數個數的增加而導致顯著性水平越來越低，文章選擇pvalue值為0.0001的顯著性水平。面板數據線性對非線性檢驗結果（表1）表明，當假設轉換函數的位置參數的個數m =1時，LM 、LMF和LRT三個統計量均在1%的顯著性水平上拒絕線性模型的原假設。當假設m=2 時，上述三個統計量也均在1%的顯著性水平拒絕線性模型的原假設。這表明面板數據具有明顯的截面異質性，縣域融中介、財政支出與縣域經濟增長之間具有顯著的非線性特征，可以進行PSTR模型驗證。

4.2 非線性模型參數估計

為了獲得漸進無偏PSTR模型的參數估計值，文章采用非線性最小二乘法（NLS）對模型的相關參數展開估計，所使用的計算軟件為Matlab15.a。結果見表3。

從模型1式的估計結果可知，在不同的縣域金融中介、財政支出的水平上，兩者的總量對縣域經濟增長的影響有著明顯的差異。位置參數即門檻水平值lj=-0.3578（e-0.3578=0.699213），而金融中介和財政支出協同規模（SCCit）在位置參數lj估計值69.9213%兩側對IGPit的影響存在明顯區別。在此門檻值之前，模型1處于協同區制，縣域金融中介與縣域財政支出總量占縣域GDP的比重小于69.9213%，且金融中介與財政支出的交互項CFIit×PFEit的β01彈性系數大于零，SCCit對IGPit的影響表現為促進作用，模型1在5%的顯著性水平下顯著。這表明在協同的縣域或時期，SCCit對IGPit產生顯著的促進效應，說明隨著縣域金融中介、財政支出處于協同區制，IGPit將得到顯著發展。

越過門檻lj之后，模型1處于非協同區制，縣域金融中介與縣域財政支出總量占縣域GDP的比重大于69.921%，CFIit×PFEit的β0j彈性系數小于零，且模型1在1%顯著性的水平下顯著。這表明在非協同的縣域或時期，SCCit對IGPit產生正的抑制效應，縣域的銀行增加貸款余額，并且政府增加財政支出將阻礙IGPit。A93A716B-7940-4439-B168-AF4A24688E53

模型1斜率系數sj=0.9947，表明模型在非協同與協同區制之間轉換的速度很慢，轉換函數呈現平滑漸進的變化趨勢（圖1）。說明非線性轉換函數具有明顯的平滑轉化特征，隨著縣域金融中介和財政支出占GDP規模達到協同門檻值，SCCit的變化對IGPit影響呈現出漸進演變的非線性關系。

對結構轉換模型2式的估計結果可知，金融中介與財政支出的協同結構（STCit）在位置參數估計值lj=3.9349（e1.369893=3.9349），該位置參數lj估計值兩側對縣域經濟增長的影響存在顯著性的區別。在門檻值之前，模型處于非協同區制，縣域金融中介與縣域財政支出結構比率小于3.9349，金融支農與財政支農的交互項CFIit×PFEit的彈性系數β11小于零，而且模型2在10%顯著性水平下較為顯著。說明在非協同的縣域或時期，STCit對IGPit產生負的非協同效應，即使政府擴大財政支出，金融中介加大信貸投放速度也有不利于IGPit。

跨過門檻閾值lj之后，模型2處于協同區制，金融中介與財政支出協同的結構比率大于3.9349，CFIit×PFEit的彈性系數β0j大于零，且模型2在1%顯著性的水平下更加顯著。實證表明，只要越過3.9349協同結構比率，擴大金融中介的信貸投放、增加縣域政府的財政支出對IGPit產生更加顯著的正面效應。說明在協同的縣域或時期，縣域金融中介與財政支出結構對IGPit產生交互的協同效應，縣域的銀行增加貸款投放，并且政府增加財政支出，保持不低于STCit，這樣會更為顯著的促進IGPit。

模型2斜率系數sj=1.0596，表明模型2在兩區制轉換的速度較慢，轉換函數呈現平滑、漸進的趨勢（圖2）。說明非線性轉換函數具有明顯的平滑轉化特征，隨著STCit達到協同，兩者結構的變化對IGPit影響的非線性效果較為平滑。

從控制變量來看，在不同的金融、財政發展水平下，考察其控制變量影響縣域經濟增長非線性的門檻效應。

在模型1和模型2中，考察控制變量ASTit與IGPit的關系。在門檻值前后，兩個模型無論處于哪個區制，ASTit影響IGPit的彈性系數都大于零，且兩模型處于非協同區制的顯著性水平在統計意義上不夠顯著。但是進入協同區制，模型1在1%顯著性水平下顯著，而模型2在5%顯著性水平下顯著。這反映出在非協同和協同的縣域或時期，ASTit對IGPit始終是促進作用（β10>0，β1j>0;β′10>0，β′1j>0）。越過門檻值，模型處于協同區制，ASTit對IGPit的促進作用更加顯著。ASTit對IGPit的影響是正相關的，其中處于結構協同區制對IGPit的促進作用強于其在規模協同區制（β10>β1j;β′10<β′1j）。這表明雖然在兩個區制縣域ASTit與IGPit都是正相關，但是在金融、財政協同的縣域或時期，ASTit更加有力支持IGPit。

在模型1和模型2中，考察控制變量LABit與IGPit的關系。在門檻值前后，兩個模型處于兩個區制，LABit影響IGPit的彈性系數都大于零。但是處于非協同區制，模型在統計意義上不夠顯著，進入協同區制，模型分別在10%和1%顯著性水平下顯著。這反映出在非協同和協同的縣域或時期，LABit對IGPit始終是促進作用（β20>0，β2j>0;β′20>0，β′2j>0）。越過門檻值，模型處于協同區制，LABit對IGPit的促進作用更加顯著。LABit對IGPit的影響是正相關的，其中處于規模協同區制中對IGPit的促進作用強于其在結構協同區制（β20<β1j;β′20>β′1j）。這說明雖然兩個區制LABit與IGPit都是正相關，但是在金融、財政協同的縣域或時期，LABit顯著促進IGPit。

在模型1和模型2中，考察控制變量RPIit與IGPit的關系。在協同門檻值前，模型處于非協同區制，RPIit影響IGPit的彈性系數小于零，表明當金融、財政位于非協同區制時，RPIit與IGPit是負相關的。模型1在統計意義上不夠顯著，而模型2在1%的顯著性水平下顯著，這反映出在非協同的縣域或時期，RPIit對IGPit的抑制效果并不是很顯著。而在模型的協同區制，RPIit對IGPit影響的彈性系數大于零，且模型在1%的顯著性水平下顯著。表明當金融、財政位于協同區制時，RPIit與IGPit是顯著正相關的。這說明在金融、財政協同的縣域或時期，通貨膨脹可以促進IGPit。

在模型1和模型2中，考察控制變量POPit與IGPit的關系。在協同門檻值前，模型處于非協同區制，POPit影響IGPit的彈性系數大于零，表明當金融、財政位于非協同區制時，POPit與IGPit是正相關的。且模型1在1%的顯著性水平下顯著，而模型2在5%的顯著性水平下顯著，這反映出在非協同的縣域或時期，POPit對IGPit的促進效果顯著。當越過協同門檻值后，模型進入協同區制，POPit對IGPit影響的彈性系數小于零，模型1在統計意義上不夠顯著，而模型2僅僅在10%的顯著性水平下略微顯著。這表明當金融、財政位于協同區制時，POPit與IGPit負相關，說明在金融、財政協同的縣域或時期，POPit不利于IGPit。

圖1 模型1 Logistic平滑轉換函數曲線

圖2 模型2 Logistic平滑轉換函數曲線

根據回歸模型的估計結果，圖1和圖2是對應于轉換變量SCCit和STCit的各分位點，其顯示了相應轉換函數的分布和走勢特征。規模協同模型在位置參數lj（-0.3578）兩側，金融中介與財政支出交互項彈性系數在（-0.0827）至0.2512之間平滑變化;所有觀測樣本值中，SCCit沒有跨越過門檻閾值69.921%的觀測樣本只有241個，占全部樣本值的43.19%。模型2中，在位置參數lj（1.3699）兩側，金融中介與財政支出交互項系數在（-0.1190）至0.2892之間平滑變化，所有觀測樣本值中，STCit跨過門檻值3.9243的觀測樣本只有257個，占全部樣本值的46.0573%。Logistic平滑轉換函數曲線進一步證實了這一推論結：構協同轉換模型STCit的函數曲線在兩種狀態下的轉換速度似乎相對快些，56.81%和53.94%樣本點落在中間過渡區域和非協同區制。A93A716B-7940-4439-B168-AF4A24688E53

5 結論與政策建議

文章采用面板平滑轉換模型（PSTR），利用1999—2018年中國31個省（包括直轄市、自治區）1993個縣域的面板數據，在縣域金融中介和財政支出協同的視角下，考察了我國縣域經濟增長效應。考察模型是否存在Armey曲線所描述的非線性的特征，并對縣域金融中介、財政支出與縣域經濟增長的協同關系進行實證分析。得到如下基本結論。

（1）我國縣域金融中介、財政支出對縣域經濟增長效應存在非線性的機制轉移特征，不僅表現在金融中介和財政支出的規模上，也反映在金融中介與財政支出的結構上在協同門檻值前后，縣域金融中介和財政支出對縣域經濟增長影響由阻礙抑制轉變為促進，并且促進效應隨著縣域金融中介和財政支出發展水平的提升而逐漸增強。金融中介和財政支出的發展對縣域經濟增長的影響始終表現為抑制，跨過協同門檻閾值水平之后，其促進縣域經濟增長的速度明顯提升。目前中國絕大多數縣域處于由阻礙機制轉向協同機制轉移的階段，平滑轉移效應非常平緩。

（2）縣域金融中介和財政支出兩者投入的總量與結構的協同比值為69.9213%和3.9394，這個協同比值就是金融中介與財政支出在縣域的投入總量占縣域總的GDP值69.9213%，且縣域金融中介與財政支出的比值為3.9394倍。意味著促進我國縣域經濟增長應該以金融中介和財政支出協同。實證檢驗發現，目前我國絕大部分省份絕大多數年份縣域金融中介和財政支出規模與結構均沒有達到協同標準，說明現階段我國縣域金融中介、財政支出總量增長和結構調整對縣域經濟發展的作用還未轉入“協同”區制，目前仍具備較大的金融、財政推動縣域經濟增長空間。

（3）固定資產投資雖然能夠推動縣域經濟增長，但是跨越金融、財政的協同區制，縣域固定資產的投資更加有力的促進縣域經濟增長，同時也能提升投資邊際回報率。勞動力就業水平一直對縣域經濟增長產生正面效應，一旦跨越協同區制，縣域勞動者素質顯著提升，從而顯著促進縣域經濟增長。當金融中介、財政支出位于協同區制，物價增長指數影響縣域經濟增長由負相關變為正相關，且顯著。說明只要提升縣域金融、財政的發展水平，適度的通貨膨脹有利于縣域經濟增長。當縣域金融中介和財政支出跨越協同門檻值后，縣域人口增長率阻礙了經濟增長。當前縣域人口老齡化，隨著縣域生活和醫療水平的改善，人的壽命大大提高。縣域人口出生率降低，青壯年外出打工，縣域老年人相對增長。政府提供老年人的社會保障和福利的資金越來越多。另外，老齡化阻礙縣域創新實踐，抑制設施農業建設，阻礙了縣域經濟發展。

金融中介和財政支出具有調節各自不同領域的功能，兩者在不同領域調節資源有著各自的不同優勢和劣勢。金融中介和財政支出單獨使用，對經濟增長的促進作用發揮不出最佳效果。只有通過有效耦合，把兩者組合起來使用，發揮協同效應，才能完善縣域金融與財政支持體系。增強縣域金融、財政協同效應的具體措施和政策建議：

第一，建立縣域金融與財政的溝通機制。在任何經濟體中，財政政策與貨幣政策均存在相互搭配使用，并通過一定的傳導機制，引導市場主體參與經濟活動，具體表現在微觀領域的現實效應就是金融中介和財政支出協同程度。兩者協同，則均衡配置，可以促進經濟增長，反之，則制約經濟發展。縣域應當成立一個在政府領導下，由財政、銀行和人民銀行相關人組成的縣域經濟金融委員會，協調財政與銀行兩大部門，使之信息充分對稱。對貫徹實施宏觀政策以及結合縣域實際出臺具體政策，緊緊圍繞金融中介和財政支出的規模、結構協同值，推動銀行與財政搭配、財政引導、銀行跟進以及財政杠桿撬動的模式，促進縣域金融中介與財政支出兩股力量跨越協同區制。

第二，完善縣域金融中介與財政支出利益補償機制。縣域財政通過擔保、貼息、稅收、獎勵等風險補償手段，發揮杠桿效應，動員和引導儲蓄和零散資金參與縣域的資本流動，增強縣域金融中介的信貸投放動力。金融中介為財政支出提供分散風險和甄別項目的渠道，財政支出通過金融中介的路徑極大激活資源配置效率，發揮集合效應。金融中介與財政支出選擇不同特點協同模式，通過有效的耦合機制，構建兩者良性互動協同政策。

第三，搭建縣域金融與財政的調節機制。政府運用稅收、貼息、投融資等財政支出政策調整縣域的產業結構，這種調節直接作用社會經濟結構，增加縣域有效供給。金融中介直接調節社會供需總量，但對于縣域的經濟結構調節卻是間接的。金融中介與財政支出作用的著力點不同，兩者需要密切協同配合，促進縣域社會經濟整體穩健發展。

第四，營造良好的內、外金融生態。縣域內部金融生態屬于存在于金融中介自身環境因素，其包括因縣域金融產品事業部、內部信貸授權體系、銀行的戰略愿景和市場定位以及銀行的理念、價值取向，是影響金融中介直接和重要的因素。縣域銀行要完善內部治理體系和優化流程再造，營造良好內部金融生態（劉洛，2012）[18]。外部金融生態屬于縣域金融中介以外的金融環境，其包括縣域銀行與縣域宏觀經濟狀況、經濟政策取向、政府對縣域經濟的重視程度、縣域企業和農戶的發展狀況和信用環境。它是間接的影響因素，這些影響因素共同構成了外部金融生態，外部金融生態影響金融中介在縣域資金投放（劉洛，2010）[19]。政府重要的任務是構建良好的外部金融生態環境，為縣域的金融中介投放提供寬松的環境。另外，主動引導金融中介改善內部金融生態，培育金融中介在縣域精準投放的內生動力。通過建設績效型縣域政府，將金融中介與財政支出良性的協同機制納入體系，更有效地推動縣域經濟社會實現可持續發展。

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[作者簡介]劉洛（1972—），內蒙古包頭人，管理學博士，高級經濟師，高級政工師，中央財經大學經濟學院博士后，從事理論經濟學的研究，政治經濟學專業，研究方向：宏、微觀經濟學。A93A716B-7940-4439-B168-AF4A24688E53