城鎮(zhèn)化發(fā)展與財(cái)政政策相關(guān)性的實(shí)證分析

劉 昊

（東北財(cái)經(jīng)大學(xué)，大連 116025）

一、引言

城鎮(zhèn)化是一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平和政府綜合行政能力的重要體現(xiàn)，是一個(gè)國(guó)家或地區(qū)社會(huì)進(jìn)步和現(xiàn)代化的重要標(biāo)志。財(cái)政政策作為重要的宏觀調(diào)控手段，在推進(jìn)城鎮(zhèn)化的進(jìn)程中具有較強(qiáng)的激勵(lì)引導(dǎo)作用。2011年我國(guó)城鎮(zhèn)化率已由1978年的17.92%提高到51.27%，達(dá)到了發(fā)達(dá)國(guó)家1950年代的城鎮(zhèn)化平均水平。但當(dāng)前的城鎮(zhèn)化發(fā)展尚不明顯，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用不顯著，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍主要依賴傳統(tǒng)的固定資產(chǎn)投資模式，因此在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的背景下，如何發(fā)展我國(guó)的“新型城鎮(zhèn)化”并使其成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)新的主要推動(dòng)力，是各學(xué)者關(guān)注的焦點(diǎn)之一。尤其在目前國(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境發(fā)生深刻變化、我國(guó)進(jìn)入中等收入國(guó)家行列以及經(jīng)濟(jì)下行壓力不斷加大的形勢(shì)下，深入研討城鎮(zhèn)化發(fā)展與財(cái)政政策動(dòng)態(tài)相關(guān)性的問(wèn)題，已經(jīng)成為學(xué)術(shù)界迫切需要研究的問(wèn)題。

近年來(lái)的實(shí)證研究表明，我國(guó)城鎮(zhèn)化水平的逐步上升與財(cái)政政策的支持有著密切的關(guān)系。其中比較有代表性的有：Davis和Henderson（2003）發(fā)現(xiàn)一個(gè)國(guó)家的城鎮(zhèn)密度越大，該國(guó)家的財(cái)政政策對(duì)城鎮(zhèn)化水平的直接影響越深。佘定華等（2007）通過(guò)對(duì)小城鎮(zhèn)發(fā)展的財(cái)政政策分析，從促進(jìn)體制創(chuàng)新、優(yōu)化支出結(jié)構(gòu)、調(diào)整稅收優(yōu)惠政策、改善投資環(huán)境等方面提出了促進(jìn)我國(guó)小城鎮(zhèn)發(fā)展的財(cái)政政策選擇。余紅艷（2008）認(rèn)為財(cái)政收入的不斷增加、財(cái)政支出規(guī)模和結(jié)構(gòu)的優(yōu)化與城鎮(zhèn)化的發(fā)展在長(zhǎng)期具有內(nèi)在一致性。孫文基（2011）的研究表明財(cái)政政策與城鎮(zhèn)化的關(guān)系是相互聯(lián)系、相輔相成的，其表現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：一是城鎮(zhèn)化能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，從而增加財(cái)政收入；二是城鎮(zhèn)化的發(fā)展對(duì)財(cái)政政策提出了新要求，促使財(cái)政政策更加完善，進(jìn)而反過(guò)來(lái)促進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)一步發(fā)展，最終實(shí)現(xiàn)城鎮(zhèn)化和財(cái)政政策之間的良性循環(huán)。王建威和何國(guó)欽（2012）基于“協(xié)同創(chuàng)新”的理論視角，對(duì)財(cái)政金融創(chuàng)新特色及資金支持效率進(jìn)行了剖析?？傊?，財(cái)政政策支持對(duì)城鎮(zhèn)化的持續(xù)健康發(fā)展起到重要的積極作用。

二、變量選取與模型構(gòu)建

本文的研究樣本是1978年—2011年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》公布的城鎮(zhèn)化和財(cái)政政策年度數(shù)據(jù)。根據(jù)以上分析，本文選取了3個(gè)變量序列：（1）ln FRt，是財(cái)政收入的對(duì)數(shù)；（2）ln FEt，是財(cái)政支出的對(duì)數(shù)；（3）ln URt，是城鎮(zhèn)化水平，為我國(guó)市鎮(zhèn)人口與總?cè)丝谥鹊膶?duì)數(shù)。

基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)，向量自回歸（VAR）模型將系統(tǒng)中每一個(gè)變量的p階滯后項(xiàng)作為自變量來(lái)對(duì)這些變量進(jìn)行回歸分析，其中p是依據(jù)相關(guān)理論和標(biāo)準(zhǔn)判斷。所以，本文建立的VAR模型如下：

其中，Yt和Yt-i是由上面已選取變量所構(gòu)成的三維列向量；βi是p×p階的待估系數(shù)矩陣；α為常數(shù)項(xiàng)向量；μt是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

三、實(shí)證分析結(jié)果

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于選取的三個(gè)變量均為時(shí)間序列，為了避免偽回歸問(wèn)題，應(yīng)先判斷這些時(shí)間序列是否是平穩(wěn)的，只有對(duì)平穩(wěn)序列進(jìn)行分析才有意義，還可以進(jìn)一步探究它們之間的協(xié)整關(guān)系。因此，本文使用Eviews7.2軟件并采用ADF方法分別對(duì)這三個(gè)序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示三個(gè)變量均是二階單整的，即 ln FR～I(xiàn)（2），ln FE～I(xiàn)（2）和 ln UR～I(xiàn)（2），也就是說(shuō)這些變量的二階差分是平穩(wěn)的（見表1）。

可見，Δ2ln FR，Δ2ln FE 和 Δ2ln UR 都是平穩(wěn)序列，在此基礎(chǔ)上，這里建立VAR（p）模型，而且根據(jù)AIC和SC信息準(zhǔn)則確定變量的滯后期值為4，本文得到的VAR（4）模型如下。然后，利用Eviews中VAR界面對(duì)殘差進(jìn)行多元自相關(guān)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，1-4期的殘差序列均不存在自相關(guān)。

表1 各變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

（二）脈沖響應(yīng)函數(shù)

由于VAR模型無(wú)須對(duì)模型中變量做任何先驗(yàn)性約束，因此模型通常不分析一個(gè)變量的變化對(duì)其他變量產(chǎn)生何種影響，而是分析當(dāng)某個(gè)變量的誤差項(xiàng)發(fā)生變化，更具體地說(shuō)是當(dāng)模型受到某種結(jié)構(gòu)性沖擊時(shí)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響，這便是脈沖響應(yīng)函數(shù)方法（IRF）。圖1刻畫了財(cái)政收入、財(cái)政支出以及城鎮(zhèn)化水平三個(gè)內(nèi)生變量對(duì)信息的反應(yīng)。

圖1 城鎮(zhèn)化、財(cái)政收入和財(cái)政支出對(duì)信息的反應(yīng)①FR2、FE2和UR2分別代表財(cái)政收入、財(cái)政支出和城鎮(zhèn)化水平三個(gè)變量的二階差分。

第一，財(cái)政收入對(duì)城鎮(zhèn)化和財(cái)政支出的反應(yīng)。財(cái)政收入對(duì)其自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差信息，開始時(shí)反應(yīng)比較強(qiáng)烈，之后愈來(lái)愈弱；來(lái)自于城鎮(zhèn)化和財(cái)政支出的影響，在前期幅度變化很大，第10期后趨于緩和。

第二，財(cái)政支出對(duì)城鎮(zhèn)化和財(cái)政收入的反應(yīng)。財(cái)政支出對(duì)其自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差信息，在前10期一直反應(yīng)較大，之后趨于緩和；來(lái)自城鎮(zhèn)化的影響，前期反映較劇烈，一直到第4期幅度達(dá)到最大，第11期后趨勢(shì)緩和；來(lái)自財(cái)政收入的影響，在前10期較為顯著，第11期幅度最小?？梢钥闯觯?期后城鎮(zhèn)化和財(cái)政收入對(duì)財(cái)政支出有相近的趨勢(shì)出現(xiàn)。

第三，城鎮(zhèn)化對(duì)財(cái)政收入和財(cái)政支出的反應(yīng)。城鎮(zhèn)化對(duì)其自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差信息，在開始就反應(yīng)劇烈，一直到第10期正負(fù)交替現(xiàn)象比較明顯，之后逐漸趨于平緩；來(lái)自于財(cái)政收入的影響，在前期的反應(yīng)沒(méi)有城鎮(zhèn)化對(duì)自身的影響強(qiáng)烈，第11期后趨于緩和；來(lái)自財(cái)政支出的影響，在第6期最為顯著，第12期后才漸漸平穩(wěn)?？梢钥闯?，城鎮(zhèn)化與財(cái)政收入和財(cái)政支出之間有著密切的關(guān)系。

（三）方差分解

方差分解通過(guò)分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)性沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度來(lái)區(qū)分不同結(jié)構(gòu)性沖擊和隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的相對(duì)重要性。同樣使用EViews7.2對(duì)VAR模型的分析結(jié)果進(jìn)行方差分解，見表2。

從對(duì)Δ2ln UR的方差分解可以看出，首先，雖然標(biāo)準(zhǔn)差隨著期數(shù)增加而不斷增加，但增加幅度不同，且其總體趨勢(shì)趨于減??；其次，財(cái)政收入從第9期就開始趨于穩(wěn)定，而財(cái)政支出和城鎮(zhèn)化水平從13期以后才基本上趨于穩(wěn)定；最后從貢獻(xiàn)度來(lái)看，城鎮(zhèn)化水平的擾動(dòng)項(xiàng)沖擊對(duì)其自身的貢獻(xiàn)度最大，為66.4%，占三分之二，其次是財(cái)政收入，為21.0%，影響最小的是財(cái)政支出，僅為12.6%。以上這些說(shuō)明，雖然財(cái)政收入和財(cái)政支出都對(duì)促進(jìn)城鎮(zhèn)化水平具有長(zhǎng)期的積極效應(yīng)，但貢獻(xiàn)程度卻是不同的，財(cái)政收入大于財(cái)政支出，具有明顯的不對(duì)稱性。

四、結(jié)論

本文首先回顧了城鎮(zhèn)化發(fā)展的相關(guān)文獻(xiàn)，然后通過(guò)建立向量自回歸模型，并運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解實(shí)證分析了我國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展與財(cái)政政策之間的動(dòng)態(tài)相關(guān)性。結(jié)果表明，財(cái)政收入、財(cái)政支出與城鎮(zhèn)化之間存在著長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系；兩個(gè)變量對(duì)城鎮(zhèn)化都有較為持續(xù)的拉動(dòng)作用，并且相比財(cái)政支出變量，財(cái)政收入對(duì)城鎮(zhèn)化的推動(dòng)和激勵(lì)作用更大。但是，城鎮(zhèn)化發(fā)展是一個(gè)漫長(zhǎng)的過(guò)程，財(cái)政政策對(duì)于提高城鎮(zhèn)化水平來(lái)說(shuō)，也須一個(gè)長(zhǎng)期積累的過(guò)程。所以，政府必須基于長(zhǎng)期的財(cái)政支持思路，適當(dāng)調(diào)整對(duì)應(yīng)措施，建立城鎮(zhèn)化與財(cái)政政策“雙向發(fā)展”的經(jīng)濟(jì)體制。

雖然近年來(lái)我國(guó)城鎮(zhèn)化取得了一定的進(jìn)展，但相比一些發(fā)達(dá)國(guó)家，我國(guó)的城鎮(zhèn)化水平仍處于發(fā)展的初級(jí)階段，還有很多問(wèn)題亟需解決，比如建立合理的城鎮(zhèn)化財(cái)政政策支持體系等，都是我們下一步需要深入研究和探討的重要課題。

表2 Δ2ln UR的方差分解

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