財(cái)政分權(quán)促進(jìn)城市化水平提升了嗎？
——基于我國2007—2016年省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

●徐 婷

一、導(dǎo)論

財(cái)政分權(quán)促進(jìn)了我國改革開放四十年經(jīng)濟(jì)的快速增長 （周業(yè)安、章泉，2008），不僅顯著增加了我國地方GDP（沈坤榮、付文林，2005）和人均 GDP 水平（林毅夫、劉志強(qiáng)，2000），而且提高了地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施水平（張軍等，2007），但是不利于碳排放量的改善 （張克中等，2011）。目前我國進(jìn)入改革發(fā)展的攻堅(jiān)期，經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入中高速增長階段，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的潛在增長率和實(shí)際增長率都出現(xiàn)了緩慢下降。但是縱觀我國與發(fā)達(dá)國家的差距，城市化水平的差距是一個重要方面。2018年我國城市化率為59.58%，離發(fā)達(dá)國家75%的城市化平均水平還相距甚遠(yuǎn)。城市化水平的差距和潛力，一定程度上為我國未來經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供了潛在增長率。

那么財(cái)政分權(quán)與城市化水平是否有關(guān)系呢？如果財(cái)政分權(quán)不能夠有效地促進(jìn)城市化水平的提升，財(cái)政分權(quán)則可能進(jìn)一步損害我國經(jīng)濟(jì)的潛在增長率，不利于我國經(jīng)濟(jì)的恢復(fù)和長期發(fā)展。如果產(chǎn)生有利影響，那么說明財(cái)政分權(quán)可以有效地促進(jìn)城市化水平的提升，對我國今后的經(jīng)濟(jì)發(fā)展會產(chǎn)生一定的促進(jìn)作用。因此研究財(cái)政分權(quán)與城市化水平具有重要意義。

城市規(guī)模的擴(kuò)大既包括城市面積的擴(kuò)大，也包含城市人口的增多。而城市人口的增多和規(guī)模的擴(kuò)大都涉及公共物品的供給，但是已有研究表明財(cái)政分權(quán)不利于城市公共物品供給的提高，并且會進(jìn)一步加劇城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)的差距（劉成奎、龔萍，2014）。但是隨著城市化水平的逐步提高，財(cái)政分權(quán)也會有效地促進(jìn)財(cái)政向民生領(lǐng)域傾斜，進(jìn)而有利于人口城市化。李強(qiáng)和左靜嫻（2017）研究認(rèn)為就城市土地規(guī)模的擴(kuò)大來說，財(cái)政分權(quán)抑制了城市攤大餅似的規(guī)模擴(kuò)大，但是有利于城市人口的集聚，促進(jìn)了人口的城市化。

本文從財(cái)政分權(quán)角度考察其對城市化水平的影響，可能的創(chuàng)新點(diǎn)有：第一，財(cái)政分權(quán)對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要性不言而喻，城市化水平的提升也是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)果。但是國內(nèi)研究財(cái)政分權(quán)和城市化水平關(guān)系的文章較少，本文試圖對其進(jìn)行分析研究；第二，以往的研究中多集中于東中西部地區(qū)的分類研究，較少涉及南北方的分樣本檢驗(yàn)和資源依賴性強(qiáng)弱的分樣本檢驗(yàn)。本文使用31個省、自治區(qū)和直轄市的面板數(shù)據(jù)，研究了財(cái)政分權(quán)對城市化水平影響的研究?；净貧w結(jié)果顯示財(cái)政分權(quán)有效地促進(jìn)了我國城市化水平的提升。本文其余部分的安排如下：第二部分是變量選取和數(shù)據(jù)來源；第三部分是基本回歸結(jié)果，包括模型設(shè)定和基本結(jié)果分析；第四部分是異質(zhì)性檢驗(yàn)，具體從東中西部地區(qū)、南北方和資源依賴性強(qiáng)弱三個方面進(jìn)行分樣本檢驗(yàn)；第五部分是穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第六部分是文章的結(jié)論。

二、變量選取和數(shù)據(jù)來源

（一）變量選取

城市化率。本文對我國城市化水平的變量選取采用了城市化率的度量，也就是人口城市化。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，城市的公共物品供給更多，更加均等化，并且城市在工業(yè)和服務(wù)業(yè)方面的集聚效應(yīng)，吸引了大量的就業(yè)人口，導(dǎo)致城市人口逐步增多，城市化率水平提升。因此，本文采用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎囟攘砍鞘谢?。城市化率用City表示。

財(cái)政分權(quán)是本文的核心解釋變量。財(cái)政分權(quán)在我國改革開放過程中起到了重要作用。本文采用地方政府人均財(cái)政支出除以地方政府人均財(cái)政支出和國家人均財(cái)政支出之和的比值來度量。財(cái)政分權(quán)用Fq表示。

其余控制變量主要包括對外開放程度，用外商直接投資度量（FDI）。各省的人口數(shù)量用Peo表示，各省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平用GDP表示，并且加入了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的平方項(xiàng)，用GDP2表示。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)主要來自于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，具體包括2007年到2016年全國除香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)和臺灣省以外的其他31個省、自治區(qū)和直轄市。本文對所有變量進(jìn)行了對數(shù)轉(zhuǎn)換，以減少計(jì)量模型估計(jì)的誤差。被解釋變量、解釋變量以及控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 所有變量的統(tǒng)計(jì)性描述結(jié)果

三、基本回歸結(jié)果分析

（一）模型設(shè)定

財(cái)政分權(quán)和城市化水平的關(guān)系，被解釋變量是城市化率，解釋變量財(cái)政分權(quán)，因此根據(jù)本文所要研究的主體，設(shè)定以下計(jì)量回歸模型：

在回歸模型中，City代表了城市化率的水平，i表示省份，t表示時間。Fq代表了i省份在t時間的財(cái)政分權(quán)水平。其中還包括了控制變量：外商直接投資、人口規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的平方項(xiàng)以及時間和省份固定效應(yīng)。其中α表示常數(shù)項(xiàng)也就是截距項(xiàng)，ε為回歸誤差項(xiàng)。

（二）基本檢驗(yàn)結(jié)果

本文主要探討財(cái)政分權(quán)對我國城市化水平的影響。根據(jù)計(jì)量回歸模型進(jìn)行實(shí)證分析。財(cái)政分權(quán)對城市化影響的基本回歸結(jié)果見表2。在回歸過程中，首先進(jìn)行城市化率對財(cái)政分權(quán)的回歸，雖然聚類到省級層面，但是并沒有控制省份和年份固定效應(yīng)，也沒有加入相應(yīng)的控制變量。檢驗(yàn)結(jié)果見表2第一列。其中財(cái)政分權(quán)的回歸系數(shù)為7.28，在1%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)，表明我國財(cái)政分權(quán)顯著促進(jìn)了城市化率的提高。第二列是在第一列的基礎(chǔ)上加入了年份和省份固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，回歸結(jié)果顯示財(cái)政分權(quán)的回歸系數(shù)為5.29，同樣是在1%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)，表明財(cái)政分權(quán)與城市化率呈正相關(guān)關(guān)系。表2第三列是在第二列的基礎(chǔ)上加入了控制變量之后的回歸結(jié)果，也是本文最為關(guān)注的計(jì)量模型檢驗(yàn)結(jié)果?；貧w過程中，不僅加入了省份和時間的雙向固定效應(yīng)，也加入了外商直接投資、人口規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的平方項(xiàng)等控制變量，檢驗(yàn)結(jié)果在5%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)，財(cái)政分權(quán)的回歸系數(shù)為2.85?；净貧w檢驗(yàn)結(jié)果表明，我國財(cái)政分權(quán)與城市化率呈正相關(guān)，財(cái)政分權(quán)有效促進(jìn)了我國城市化水平的提升。

四、異質(zhì)性檢驗(yàn)

（一）東中西部分地區(qū)檢驗(yàn)

我國改革開放的過程首先是從東部沿海地區(qū)的四個沿海開放城市開始的，以后逐步向內(nèi)地延伸。地理區(qū)域漸進(jìn)性的改革開放造成了我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距從東到西逐步拉大的歷史事實(shí)，但是之后國家逐步實(shí)施了西部大開發(fā)、中部崛起和東北振興等區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展措施來實(shí)現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展。因此，本文在異質(zhì)性分析過程中將不同省份分為東中西部地區(qū)進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見表3。

表3報(bào)告了按照東中西部地區(qū)檢驗(yàn)的財(cái)政分權(quán)對城市化水平的影響。其中東部地區(qū)包括11個省、自治區(qū)和直轄市，中部地區(qū)包括8個省、自治區(qū)和直轄市，西部地區(qū)包括12個省、自治區(qū)和直轄市。東中西部地區(qū)回歸過程中都加入了控制變量，并且也都控制了時間和地區(qū)固定效應(yīng)。東部地區(qū)的回歸結(jié)果中財(cái)政分權(quán)的回歸系數(shù)為3.10，在10%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)，表明財(cái)政分權(quán)顯著促進(jìn)了東部地區(qū)城市化率水平的提升。中部地區(qū)財(cái)政分權(quán)的回歸系數(shù)為6.91，在1%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)，同樣表明財(cái)政分權(quán)提高了中部地區(qū)的城市化水平。西部地區(qū)的回歸結(jié)果中財(cái)政分權(quán)的回歸系數(shù)為3.04，在1%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)，財(cái)政分權(quán)有效提高了西部地區(qū)的城市化水平。整體而言，不論是東部地區(qū)還是中西部地區(qū)財(cái)政分權(quán)在城市化推進(jìn)過程中都起到了應(yīng)有的積極作用。

表2 基本回歸模型檢驗(yàn)結(jié)果

表3 異質(zhì)性檢驗(yàn)——東中西部地區(qū)

（二）南方北方分地區(qū)檢驗(yàn)

傳統(tǒng)上我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展地區(qū)分為東中西部地區(qū)，但是近年來我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差距逐步由東中西部的差距轉(zhuǎn)變?yōu)槟媳狈降牟罹?。南方的?jīng)濟(jì)發(fā)展活力高，發(fā)展速度快，經(jīng)濟(jì)總量更好。經(jīng)濟(jì)發(fā)展較好的二線城市中，南方地區(qū)主要包括：杭州、南京、武漢、長沙、重慶、成都和合肥。而北方地區(qū)只有西安和鄭州經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對較好。因此從南北方省份衡量財(cái)政分權(quán)對城市化率的影響具有重要意義，一方面可以反映南北方財(cái)政分權(quán)對南北方城市化的影響，另一方面也可以側(cè)面反映出南北方是否存在經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距。

財(cái)政分權(quán)對城市化水平的影響分南北方檢驗(yàn)結(jié)果見表4。其中第一列是北方地區(qū)檢驗(yàn)結(jié)果，第二列是南方地區(qū)檢驗(yàn)結(jié)果。北方省份包括15個，南方省份為16個?；貧w模型中加入了所有控制變量，并且控制了時間和地區(qū)固定效應(yīng)。北方檢驗(yàn)結(jié)果中，財(cái)政分權(quán)的回歸系數(shù)為6.10，在1%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)。表明財(cái)政分權(quán)顯著提高了北方地區(qū)的城市化水平，推進(jìn)了北方地區(qū)的城市化進(jìn)程。但是南方地區(qū)的檢驗(yàn)結(jié)果則不同，南方地區(qū)的財(cái)政分權(quán)回歸系數(shù)為-0.85，并未通過顯著性檢驗(yàn)。這表明南方地區(qū)的財(cái)政分權(quán)對城市化水平的影響效果不確定。這是因?yàn)槟戏降貐^(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展更多依靠勞動力、企業(yè)投資、科技等經(jīng)濟(jì)內(nèi)生發(fā)展動力，市場化程度更高。北方地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展更多依靠政府投資，經(jīng)濟(jì)發(fā)展內(nèi)生動力較弱，市場化水平低。這也側(cè)面反映了南方地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?jié)摿σ笥诒狈降貐^(qū)。

表4 異質(zhì)性檢驗(yàn)——南北方地區(qū)

（三）資源型地區(qū)檢驗(yàn)

歷史上我國資源型工業(yè)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中發(fā)揮了不可替代的重要作用。資源型地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展更多依靠資源能源的開采和加工，財(cái)政收入更多依靠資源開采和加工的稅費(fèi)收入。因此考察資源型地區(qū)和非資源型地區(qū)財(cái)政分權(quán)對城市化水平的影響也具有重要意義。參考景守武和陳紅蕾（2017）的劃分標(biāo)準(zhǔn)，按就業(yè)人口中采掘業(yè)占總就業(yè)人口的比重來衡量資源依賴程度，將資源型地區(qū)分為強(qiáng)、中和弱依賴三種情況。檢驗(yàn)結(jié)果見表5。

表5第一列是資源依賴性弱的省份檢驗(yàn)結(jié)果，共9個資源依賴性弱的省份，第二列是資源依賴性中的省份檢驗(yàn)結(jié)果，共7個資源依賴性中等的省份，第三列是資源依賴性強(qiáng)的省份檢驗(yàn)結(jié)果，共15個資源依賴性強(qiáng)的省份?；貧w模型中加入了所有控制變量，并且控制了時間和地區(qū)固定效應(yīng)。資源依賴性弱的省份中，財(cái)政分權(quán)的回歸系數(shù)為-1.71，在5%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)。這說明資源依賴性弱的地區(qū)財(cái)政分權(quán)抑制了城市化水平的提升。這是因?yàn)橘Y源依賴性弱的地區(qū)，往往是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展好的地區(qū)，這些地區(qū)的市場化程度更高，政府對市場的干預(yù)較低，更多是在補(bǔ)充市場失靈和完善相關(guān)制度方面起作用。而我國財(cái)政分權(quán)恰恰是政府主動干預(yù)的重要手段，因此經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的財(cái)政分權(quán)抑制了城市化率的提升。資源依賴性強(qiáng)的地區(qū)財(cái)政分權(quán)的回歸系數(shù)為5.73，在1%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)，表明財(cái)政分權(quán)促進(jìn)了資源依賴性強(qiáng)的地區(qū)城市化水平的提升。這說明資源依賴性強(qiáng)的地區(qū)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級仍未完成，仍然是依靠政府干預(yù)來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，經(jīng)濟(jì)內(nèi)生動力不足。而第二列中資源依賴性中等的地區(qū)財(cái)政分權(quán)的回歸系數(shù)為2.52，未通過顯著性檢驗(yàn)，這說明這些地區(qū)正在逐步擺脫依靠資源開采和加工發(fā)展經(jīng)濟(jì)的方式，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)生動力增強(qiáng)，但是由于并沒有完全轉(zhuǎn)變，反映在財(cái)政分權(quán)對城市化水平的提升方面則不顯著。

表5 異質(zhì)性檢驗(yàn)——資源依賴強(qiáng)弱地區(qū)檢驗(yàn)

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文主要從以下三個方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一種是，在基本回歸中的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤不進(jìn)行省級聚類。第二種是，將財(cái)政分權(quán)換為財(cái)政自給率進(jìn)行回歸。第三種是，將對外開放水平的度量換為出口。檢驗(yàn)結(jié)果見表6。

第一列中顯示了不聚類到省級層面標(biāo)準(zhǔn)誤的回歸結(jié)果，但是控制了時間和地區(qū)固定效應(yīng)，加入了所有的控制變量。結(jié)果顯示，財(cái)政分權(quán)的回歸系數(shù)為2.85，在1%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)，表明基本回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。第二列是將財(cái)政分權(quán)換為財(cái)政自給率重新回歸，回歸中加入了所有控制變量，進(jìn)行了時間和地區(qū)的固定效應(yīng)控制?；貧w結(jié)果顯示財(cái)政自給率的回歸系數(shù)為0.65，在1%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)，說明基本回歸結(jié)果不會因?yàn)榻忉屪兞慷攘糠绞降母淖兌淖儭５谌惺菍⑼馍讨苯油顿Y（FDI）換為出口（Export）作為對外開放水平的度量重新回歸，西藏自治區(qū)缺少出口數(shù)據(jù)，因此將其刪除，共30個省、自治區(qū)和直轄市樣本?；貧w中加入了其他控制變量，固定了時間和地區(qū)效應(yīng)。財(cái)政分權(quán)的回歸系數(shù)為2.42，在5%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)。通過三種方式的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果表明本文的基本回歸中財(cái)政分權(quán)有效地促進(jìn)了城市化水平提升的這一基本結(jié)論具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

六、結(jié)論

財(cái)政分權(quán)是我國在經(jīng)濟(jì)體制改革中的重要舉措，有力地推動了我國改革開放以來經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展。隨著經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，地區(qū)的城市化水平會顯著提高，實(shí)現(xiàn)工業(yè)和人口的集聚。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入“新常態(tài)”中，我國城市化與發(fā)達(dá)國家之間的巨大潛力，構(gòu)成了我國經(jīng)濟(jì)增長潛力的重要部分。因此，研究財(cái)政分權(quán)對城市化水平的影響，對于指導(dǎo)今后財(cái)政分權(quán)的改革具有重要作用。

本文使用2007-2016年全國31個省份、自治區(qū)和直轄市的數(shù)據(jù)研究財(cái)政分權(quán)對城市化水平的影響。基本回歸結(jié)果顯示，財(cái)政分權(quán)有力地促進(jìn)了我國城市化水平的提升，并且這一結(jié)論通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。分樣本檢驗(yàn)中，不論是東部還是中西部地區(qū)財(cái)政分權(quán)都可以促進(jìn)城市化率的提高。但是北方地區(qū)更多依靠財(cái)政分權(quán)來促進(jìn)城市化水平提升，南方地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展內(nèi)生動力更強(qiáng)，財(cái)政分權(quán)對城市化水平的影響不顯著。就資源依賴性程度劃分而言，資源依賴性高的省份，財(cái)政分權(quán)有效地促進(jìn)城市化水平提升，但是資源依賴性程度低，市場化程度高的地區(qū)，財(cái)政分權(quán)阻礙了城市化水平的提升。在資源依賴性中等強(qiáng)度地區(qū)，這些地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展逐步在轉(zhuǎn)型，降低對資源的依賴程度，更多依靠內(nèi)生動力轉(zhuǎn)型，因此這些地區(qū)的財(cái)政分權(quán)回歸系數(shù)雖未通過顯著性檢驗(yàn)，但是為正數(shù)?！?/p>