論文導(dǎo)讀:：通過利用2001—2008年甘肅66個縣（市）的面板數(shù)據(jù)，重點檢驗了省以下財政分權(quán)對縣域經(jīng)濟增長">經(jīng)濟增長的影響，發(fā)現(xiàn)省以下財政收入分權(quán)對縣域經(jīng)濟增長的影響為負，省以下財政支出分權(quán)和財政自給率分權(quán)對縣域經(jīng)濟增長具有正向影響。同時檢驗了財政分權(quán)對人均GDP高、低不同的兩個區(qū)域子樣本經(jīng)濟增長的影響，子樣本的研究也支持了省以下財政自給率分權(quán)對縣（市）經(jīng)濟增長具有正向影響的觀點，省以下財政支出分權(quán)與人均GDP較高縣（市）的經(jīng)濟增長正相關(guān)，與人均GDP較低縣（市）的經(jīng)濟增長負相關(guān)，省以下財政收入分權(quán)有利于人均GDP較高縣（市）的經(jīng)濟增長。 論文關(guān)鍵詞：財政分權(quán)，經(jīng)濟增長，面板數(shù)據(jù) 一、引言 財政分權(quán)，就政府間財政關(guān)系的角度而言，是指通過法律等規(guī)范化形式界定中央政府和地方各級政府間的財政收支范圍時，賦予地方政府較大的預(yù)算管理權(quán)限，其核心是使地方政府具有更多的財政自主權(quán)。 中國的財政分權(quán)改革始于20世紀(jì)80年代中期，改革過程體現(xiàn)為漸進性和階段性的統(tǒng)一。1980年以前，我國財政管理體制的基本特征是高度集中，近乎通收通支。在這種體制下，地區(qū)間的財力差異雖然較為平均，但因地方政府財政缺乏自主權(quán)，影響了其積極性的發(fā)揮，進而阻礙了地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展和居民福利水平的改善。1980年的“劃分收支、分級包干”、1985年的“劃分稅種，核定收支，分級包干”以及1988—1993年多種形式的地方財政包干體制在一定程度上擴大了地方政府對當(dāng)?shù)囟愂帐杖氲目刂茩?quán)。[1]1994年，中央實行分稅制財稅體制改革，規(guī)范了中央和地方的收入來源，實現(xiàn)了財政分權(quán)從“財政總量分權(quán)”到“稅收門類分權(quán)”的轉(zhuǎn)變，是我國財政管理體制的根本性變革?？傊斦謾?quán)改革貫穿了經(jīng)濟改革的整個過程，改革的結(jié)果強化了地方政府對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟的調(diào)控能力，實現(xiàn)了經(jīng)濟與財政收入的雙增長。 先前的研究多集中于省級政府與中央政府之間的財政分配，而對于省以下財政分權(quán)對縣域經(jīng)濟影響效應(yīng)的研究極為鮮見。本研究以甘肅省66個縣（市）為例，實證檢驗了省以下財政分權(quán)對縣（市）經(jīng)濟增長的影響效應(yīng)，總體說來省以下財政收入分權(quán)對縣市經(jīng)濟增長有負面效應(yīng)，財政支出分權(quán)和財政自給率分權(quán)對縣市經(jīng)濟增長有積極影響效應(yīng)；進一步的研究表明省以下財政分權(quán)對經(jīng)濟發(fā)達程度不同的縣市的經(jīng)濟增長作用方向和程度有所區(qū)別，政府在實施財政分權(quán)政策時要審慎對待。研究結(jié)果對于經(jīng)濟欠發(fā)達省份深入實施財政分權(quán)政策無疑有重要借鑒意義。 二、文獻綜述 財政分權(quán)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系是財政分權(quán)理論研究領(lǐng)域的重大課題之一，受國內(nèi)外學(xué)術(shù)界的關(guān)注已久。Xie，Zou和Davoodi(1987)構(gòu)造了一個帶有不同級別政府支出的內(nèi)生增長模型，利用美國州與地方一級和聯(lián)邦政府的數(shù)據(jù)進行了實證分析，結(jié)論是:已有的州和地方政府的支出份額與經(jīng)濟增長最大化是一致的，公共支出的進一步分權(quán)可能會損害經(jīng)濟增長。[2]Oates(1993)依據(jù)內(nèi)生經(jīng)濟增長理論發(fā)現(xiàn)，財政分權(quán)作為一種制度安排能提高經(jīng)濟的長期增長率。[3]菲利普斯和沃勒(2001)以巴羅內(nèi)生經(jīng)濟增長理論模型為基礎(chǔ)，選取地方財政收入與中央財政收入比、地方財政支出與國家總財政支出比、扣除轉(zhuǎn)移支付和國防支出后的地方財政與國家總財政收入比以及扣除補貼及社會保障支出后的地方財政支出與國家總財政支出比四個比值度量財政分權(quán)，研究結(jié)果表明發(fā)達國家財政分權(quán)與經(jīng)濟增長呈顯著負相關(guān)，發(fā)展中國家的財政體制對國家整體經(jīng)濟增長的影響并不明顯。[4]Akai和Sakata(2002)根據(jù)美國各州的數(shù)據(jù)，對財政分權(quán)和經(jīng)濟增長的關(guān)系作了實證分析，結(jié)果表明，財政分權(quán)能促進經(jīng)濟增長。[5] 國外對于財政分權(quán)與經(jīng)濟增長間的關(guān)系沒有形成一致性的定論。由于學(xué)者運用的計量模型不同，選取的財政分權(quán)指標(biāo)也存在較大的差異，得出的結(jié)論也往往大相徑庭。就中國這種轉(zhuǎn)型經(jīng)濟國家來說，財政分權(quán)對經(jīng)濟增長的影響效應(yīng)又如何呢？國內(nèi)不少學(xué)者對此作了研究。張維迎和粟樹和（1998）認(rèn)為，20世紀(jì)80年代初的地方分權(quán)化改革導(dǎo)致了地區(qū)間競爭，而地區(qū)間競爭又反過來引發(fā)國有企業(yè)民營化。[6]林毅夫和劉志強(2001)選取各省級政府財政收入支出占各地區(qū)財政增加總額之比作為度量財政分權(quán)的指標(biāo)財務(wù)論文，以馬基夫(1992)計量模型為基礎(chǔ)，對我國財政分權(quán)和經(jīng)濟增長關(guān)系作了研究，結(jié)果表明家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制有利于我國經(jīng)濟的發(fā)展，制度因素在經(jīng)濟發(fā)展">經(jīng)濟發(fā)展過程中起著十分重要的作用;我國的財政分權(quán)與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)正相關(guān)，財政分權(quán)可以通過提高資源配置效率滿足各地區(qū)居民的偏好，從而提高各地區(qū)以及整個社會的福利水平。[7]張晏、龔六堂(2005)發(fā)現(xiàn)分稅制改革前財政分權(quán)對地方經(jīng)濟增長的影響是負的，而分稅制改革后財政分權(quán)對經(jīng)濟發(fā)展具有正的影響，東部各省的財政分權(quán)優(yōu)勢要高于中西部地區(qū)。[8]溫嬌秀(2006)利用1980-2004年省級面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)總體上促進了經(jīng)濟增長，而且財政分權(quán)的經(jīng)濟增長效應(yīng)存在顯著的跨區(qū)差異，東部地區(qū)的財政分權(quán)經(jīng)濟增長優(yōu)勢高于中西部地區(qū)。[9]劉小勇(2008)采用1998-2005年中國大陸25個省的省級面板數(shù)據(jù)驗證了省及省級以下財政分權(quán)對省際經(jīng)濟增長的影響，結(jié)果表明省級政分權(quán)和省級以下財政支出分權(quán)對省際經(jīng)濟增長具有正向影響。[10] 從以上文獻可以看出，關(guān)于中國財政分權(quán)對經(jīng)濟增長的影響作用和方向，不同的研究者得出了不同的結(jié)論，這和他們采取的財政分權(quán)指標(biāo)、所選擇的控制變量和采用的實證分析方法密切相關(guān)。國內(nèi)已有的研究中，在研究內(nèi)容上很少關(guān)注省以下財政分權(quán)與縣域經(jīng)濟增長之間的關(guān)系；研究方法上在利用面板數(shù)據(jù)研究時往往沒有進行數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗，極易引起“偽回歸”，致使回歸結(jié)果很可能與實際情況偏離較大。本文試圖從這兩方面彌補現(xiàn)有研究的不足。 三、實證分析 （一）指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)來源 本文主要目的是研究省級以下的政府財政分權(quán)對縣（市）經(jīng)濟增長的作用。研究增長問題就不能不采用和借鑒增長模型。本文選用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)： （1） 式中Y為人均產(chǎn)出，K為人均資本，L為人均勞動；和分別為產(chǎn)出對資本和勞動力的彈性，且，即規(guī)模報酬不變；A 為技術(shù)進步參數(shù)。 對(1)取自然對數(shù)， （2） 從式（2）中可以看出，人均產(chǎn)出取決于三個因素：人均資本、人均勞動和技術(shù)進步。在此假定技術(shù)進步取決于兩類變量：第一類變量是制度變遷因素，如財政分權(quán)變量，衡量財政體制改革對經(jīng)濟增長的作用；第二類變量表示地區(qū)資源稟賦狀況，如城市化水平變量。 基于上述考慮，我們選用指標(biāo)如下： 經(jīng)濟增長：使用各縣（市）人均生產(chǎn)總值RJGDP，以2000年為基期，根據(jù)各縣（市）人均生產(chǎn)總值指數(shù)折算成人均實際生產(chǎn)總值，單位：元。人均資本：k，以人均固定資產(chǎn)投資代替，單位：元；人均勞動： l ，以各市縣從業(yè)人員近似替代；城市化水平：CSH，，由非農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诒壤硎?；省以下財政分?quán)指標(biāo)：本文擬采用劉小勇（2008）的衡量指標(biāo)，即財政收入分權(quán)指標(biāo)：FDS=地縣預(yù)算內(nèi)財政收入/全省預(yù)算內(nèi)財政收入；財政支出分權(quán)指標(biāo)：FDZC=地縣預(yù)算內(nèi)財政支出/全省預(yù)算內(nèi)財政支出；財政自給率分權(quán)指標(biāo)：FDZJ=地縣級預(yù)算內(nèi)財政收入/地縣級預(yù)算內(nèi)財政支出。[10] 本文采用甘肅省66個縣（市）2001年—2008年的面板數(shù)據(jù)進行回歸分析。數(shù)據(jù)均來自甘肅經(jīng)濟信息網(wǎng)、《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》、《中國縣市社會經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。為了消除變量間可能存在的異方差，本文先對RJGDP、k、l、FDS、FDZC、FDZJ和CSH進行自然對數(shù)變換。分別記為、、、、、和。 （二）面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗 為保證結(jié)果的穩(wěn)定性對、、、、、和進行面板單位根檢驗，本文使用LLC檢驗、IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗四種方法來進行檢驗。[11]利用Eviews 6.0軟件(下同)，檢驗結(jié)果見表1和表2。 表1 甘肅66個縣（市）面板單位根檢驗結(jié)果

變量

LLC

-28.887＊＊＊

[0.0000]

4．5392

[1.0000]

-28.552＊＊＊

[0.0000]

-18.914＊＊＊

[0.0000]

-6.282＊＊＊

[0.0000]

-9.963＊＊＊

[0.0000]

IPS

-9.1238＊＊＊

[0.0000]

9.8219

[1.0000]

-13.427＊＊＊

[0.0000]

-3.809＊＊＊

[0.0001]

2.0587

[0.9802]

2．9214

[0.9983]

Fisher-ADF

346.284＊＊＊

[0.0000]

57.2304

[1.0000]

393.324＊＊＊

[0.0000]

211.72＊＊＊

[0.0000]

154.540

[0.0876]

109.821＊＊＊

[0.9205]

Fisher-PP

544.246＊＊＊

[0.0000]

88.3403

[0.9989]

529.686＊＊＊

[0.0000]

197.938＊＊＊

[0.0002]

198.56＊＊＊

[0.0002]

140.111＊＊＊

[0.2980]

注：1、[ ]內(nèi)的數(shù)值為p值；2、＊＊＊表示在1%的水平下顯著 表2 甘肅66個縣（市）面板單位根檢驗結(jié)果

變量

LLC

-8.9086＊＊＊

[0.0000]

-15.133＊＊＊

[0.0000]

-27.2901＊＊＊

[0.0000]

-18.4846＊＊＊

[0.0000]

-33.7548＊＊＊

[0.0000]

IPS

4.56426

[1.0000]

-3.9074＊＊＊

[0.0000]

-7.5325＊＊＊

[0.0000]

-5.7277＊＊＊

[0.0000]

-7.6222＊＊＊

[0.0000]

Fisher-ADF

126.4580

[0.6197]

223.83＊＊＊

[0.0000]

301.175＊＊＊

[0.0000]

260.943＊＊＊

[0.0000]

275.172＊＊＊

[0.0000]

Fisher-PP

123.7810

[0.6828]

266．842＊＊＊

[0.0000]

380.633＊＊＊

[0.0000]

336.72＊＊＊

[0.0000]

358.172＊＊＊

[0.0000]

注：1、[ ]內(nèi)的數(shù)值為p值；2、＊＊＊表示在1%的水平下顯著 表1和表2的結(jié)果表明，四種方法的檢驗結(jié)果都表明甘肅66個縣（市）的經(jīng)濟增長、勞動力和財政收入分權(quán)等變量拒絕了“存在單位根”的原假設(shè)，各變量均是平穩(wěn)過程；、、和四個變量均是非平穩(wěn)過程，它們的一階差分在1%的水平下顯著，所以、、和均為一階差分平穩(wěn)變量。 （三）實證結(jié)果分析 為了檢驗省以下財政分權(quán)對縣域經(jīng)濟增長的影響，本文在對全樣本進行實證檢驗的基礎(chǔ)上，進一步對兩個子樣本進行了實證檢驗論文開題報告范例。子樣本是按照人均GDP高低選取的，取人均GDP較高的10個縣（市）作為子樣本1，歸入A區(qū)；人均GDP較低的10個縣（市）作為子樣本2，歸入B區(qū)。A區(qū)包括：玉門市、阿克塞縣、敦煌市、肅南縣、金塔縣、瑪曲縣、臨澤縣、山丹縣、高臺縣、永登縣；B區(qū)包括：岷縣、鎮(zhèn)原縣、康樂縣、清水縣、宕昌縣、積石山縣、張家川縣、禮縣、東鄉(xiāng)縣、秦安縣。這種劃分方法便于檢驗在縣市經(jīng)濟發(fā)達程度存在差異時，財政分權(quán)對這種經(jīng)濟增長的差異所起作用有多大。 1、全樣本實證結(jié)果分析 對面板數(shù)據(jù)單位根檢驗時發(fā)現(xiàn)，面板數(shù)據(jù)中有些序列平穩(wěn)而有些序列不平穩(wěn)，不平穩(wěn)的序列通過一階差分變換可以變換成平穩(wěn)的新序列，我們可以直接對平穩(wěn)序列和變換后的新序列進行回歸。 在選擇模型時，利用Hausman統(tǒng)計量可以檢驗應(yīng)該建立固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型。[11]豪斯曼（Hausman）檢驗均在1%水平下拒絕隨機效應(yīng)，故固定效應(yīng)模型效果更好。本文應(yīng)建立回歸方程（3），具體結(jié)果見表3。 …(3) 其中i和t分別代表第i個市（縣）和第t年，是的一階差分，是的一階差分，包括三個變量、和，為固定效應(yīng)系數(shù)。 表3 全樣本實證結(jié)果

回歸變量

固定效應(yīng)

固定效應(yīng)

固定效應(yīng)

0.119243＊＊＊

（4.51）

0.101566＊＊＊

(3.77)

0.119884＊＊＊

(4.52)

0.005222

（0.49）

0.000449

(0.04)

0.002236

(0.21)

-0.028059

（-0.80）

-0.027546

(-0.79)

-0.029140

(-0.83)

-0.024500＊＊＊

(-2.89)

0.007011

(0.37)

0.017551

（1.33）

C

6.452532＊＊＊

（21.1）

6.488119＊＊＊

(21.33)

6.444360＊＊＊

(20.99)

觀察數(shù)

464

464

464

R-sq

0.9949

0.9950

0.9949

注：括號內(nèi)為t值。＊＊＊表示1%水平下顯著。 從表3回歸結(jié)果中可以得到：（1）省以下財政收入分權(quán)回歸系數(shù)在1%水平下顯著為負，表明財政收入分權(quán)對于大多數(shù)縣（市）經(jīng)濟增長具有負向影響。就甘肅各縣（市）平均水平來看，財政收入分權(quán)度每提高1%，人均GDP相應(yīng)降低0.0245%。（2）省以下財政支出分權(quán)和財政自給率分權(quán)指標(biāo)的回歸系數(shù)均不顯著為正，在財政收入增長速度高于財政支出增長速度的前提下，適度增加財政支出有利于縣市經(jīng)濟增長。（3）比較省以下三個財政分權(quán)指標(biāo)的回歸系數(shù)，不難發(fā)現(xiàn)財政收入分權(quán)回歸系數(shù)絕對值最大，財政自給率分權(quán)回歸系數(shù)絕對值最小，財政支出分權(quán)回歸系數(shù)絕對值居中，說明三種分權(quán)中財政收入分權(quán)對經(jīng)濟增長的影響最大，財政自給率分權(quán)對經(jīng)濟增長的影響最小。（4）人均固定資產(chǎn)投資增長率回歸系數(shù)不顯著為正；以從業(yè)人員近似衡量的勞動力回歸系數(shù)在1%水平下顯著為正，且大于人均固定資產(chǎn)投資增長率的回歸系數(shù)，勞動力要素對縣市經(jīng)濟增長有著更大的影響。（5）城市化水平回歸系數(shù)不顯著為負。 2、分樣本實證結(jié)果分析 豪斯曼（Hausman）檢驗在10%的顯著水平下，回歸方程（4）、（5）、（6）不能拒絕隨機效應(yīng)，故認(rèn)為隨機效應(yīng)模型更好，具體估計結(jié)果見表4；回歸方程（7）、（8）、（9）拒絕了隨機效應(yīng)，固定效應(yīng)更好，具體估計結(jié)果見表5。 表4 子樣本1實證結(jié)果

回歸變量

隨機效應(yīng)

（4）

隨機效應(yīng)

（5）

隨機效應(yīng)

（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）

觀察數(shù)

60

60

60

R-sq

0.1125

0.1166

0.1126

注：（1）括號內(nèi)為t值。＊表示10%水平下顯著，＊＊＊表示1%水平下顯著。

（2）第一列的變量是經(jīng)過單位根檢驗調(diào)整后的變量，其中表示的二階差分。

表5 子樣本2實證結(jié)果

回歸變量

固定效應(yīng)

（7）

固定效應(yīng)

（8）

固定效應(yīng)

（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)

觀察數(shù)

60

60

60

R-sq

0.9209

0.9197

0.9282

注：（1）括號內(nèi)為t值。＊＊表示5%水平下顯著，＊＊＊表示1%水平下顯著。

（2）第一列的變量是經(jīng)過單位根檢驗調(diào)整后的變量財務(wù)論文，其中表示的二階差分。

從表4和表5回歸結(jié)果可以看出：（1）省以下財政收入分權(quán)回歸系數(shù)A區(qū)不顯著為正，表明省以下財政收入分權(quán)對于經(jīng)濟較發(fā)達縣市的經(jīng)濟增長有正向影響。A區(qū)10縣市財政收入分權(quán)度每提高1%，人均GDP相應(yīng)增長0.0147%。這一結(jié)論與全樣本相反，這是因為子樣本中剔除了人均GDP較低的絕大部分縣市，結(jié)果當(dāng)然會變。（2）省以下財政支出分權(quán)回歸系數(shù)A區(qū)不顯著為正，B區(qū)不顯著為負，A區(qū)系數(shù)絕對值大于B區(qū)，說明對于經(jīng)濟較發(fā)達的縣市來說，財政支出分權(quán)的積極影響較強，而相對落后的縣（市）而言，財政支出分權(quán)的負面影響可能更大，且財政支出分權(quán)對A區(qū)10縣市的影響力度更大。（3）省以下財政自給率分權(quán)回歸系數(shù)A區(qū)不顯著為正，B區(qū)在5%水平下顯著為正，財政自利率分權(quán)度的提高對這兩區(qū)經(jīng)濟增長有正向影響。（4）勞動力回歸系數(shù)A區(qū)在10%水平下顯著為正，B區(qū)在5%水平下顯著為正，經(jīng)濟較落后的縣（市）更傾向于依賴勞動力來促進經(jīng)濟的發(fā)展。（5）城市化水平回歸系數(shù)A區(qū)和B區(qū)均不顯著為正，A區(qū)回歸系數(shù)大于B區(qū)，城市化水平的提高有利于促進經(jīng)濟增長。由于從全樣本到子樣本剔除了許多縣市，所以子樣本的回歸結(jié)果不同于全樣本的回歸結(jié)果。 四、結(jié)論 本文利用2001—2008年甘肅66個縣（市）面板數(shù)據(jù)檢驗了省以下財政分權(quán)對縣（市）經(jīng)濟增長的影響效應(yīng)，通過實證研究，本文得出的主要結(jié)論如下： 1、從全省范圍來看，省以下財政收入分權(quán)對縣市經(jīng)濟增長有負向影響，財政收入分權(quán)每增加1%，人均GDP就降低0.0245%。從分區(qū)域來看，省以下財政收入分權(quán)對于經(jīng)濟較發(fā)達縣市的經(jīng)濟增長有正向影響。將更多的收入權(quán)權(quán)限下放給經(jīng)濟較發(fā)達縣市將促進這些地區(qū)的經(jīng)濟增長。 2、省以下財政自給率分權(quán)與縣市經(jīng)濟增長正相關(guān)，無論是全樣本還是子樣本都支持這一結(jié)論。分樣本的數(shù)據(jù)還表明，對于經(jīng)濟較落后的縣（市），省以下財政自給率分權(quán)對經(jīng)濟增長影響程度更大。 3、從全樣本來看，省以下財政支出分權(quán)有利于促進縣市的經(jīng)濟增長。分樣本的研究進一步表明，省以下財政支出分權(quán)對于經(jīng)濟較發(fā)達縣市的經(jīng)濟增長有正向影響效應(yīng)，而對于經(jīng)濟較落后縣市的經(jīng)濟增長則有負向影響效應(yīng)。將更多的支出責(zé)任交給經(jīng)濟發(fā)達的縣市有利于經(jīng)濟績效的改善，將更多的支出責(zé)任交給經(jīng)濟落后縣市則不利于經(jīng)濟績效的改善。 4、省以下財政分權(quán)對于縣市經(jīng)濟增長的影響方向和程度與縣市的經(jīng)濟狀況有關(guān)，所以在進一步實施財政分權(quán)政策時，要根據(jù)不同縣市的具體情況實施相應(yīng)的分權(quán)政策。 5、財政分權(quán)回歸系數(shù)絕對值遠小于勞動力的回歸系數(shù)，說明甘肅省市縣的經(jīng)濟增長主要依賴于勞動力等傳統(tǒng)生產(chǎn)要素，財政分權(quán)改革有待進一步推進與深化。