地方財政收入對城鎮(zhèn)化水平的影響研究——基于長三角地區(qū)的實證

段宗志，程?，摚?莉

（安徽建筑大學(xué) 管理學(xué)院，安徽 合肥 230601）

一、引 言

目前，我國長江三角洲、珠江三角洲和京津冀地區(qū)是國家重點發(fā)展并且對經(jīng)濟社會發(fā)展最具影響力的三大城市群。國務(wù)院關(guān)于依托黃金水道推動長江經(jīng)濟帶發(fā)展的指導(dǎo)意見（國發(fā)〔2014〕39號）提出，要形成以長三角城市群為龍頭的未來中國經(jīng)濟增長的支撐經(jīng)濟帶，提升長江三角洲城市群國際競爭力，促進長江三角洲一體化發(fā)展，打造具有國際競爭力的世界級城市群。2012年，該區(qū)域的城鎮(zhèn)化水平盡管已經(jīng)達到63.6%，高出全國平均水平近11%，并領(lǐng)先國內(nèi)其他區(qū)域，但離國務(wù)院2010年批準的長三角區(qū)域規(guī)劃提出的到2015年城鎮(zhèn)化水平達到67%（核心區(qū)70%左右）以及到2020年城鎮(zhèn)化水平達到72%（核心區(qū)75%左右）還有很長的路要走。城鎮(zhèn)化水平提高有很多因素影響，其中政府的主導(dǎo)作用不可替代，政府的財力支持、財政政策有著重要的作用。因此，本文選擇研究的對象是地方財政收入與城鎮(zhèn)化水平的關(guān)系。

在我國，目前財政收入指公共財政收入，也可以說是狹義的財政收入，它以稅收收入為主，本文也以此為研究對象。目前我國依然有相當(dāng)部分的財政資金用于建設(shè)和企業(yè)生產(chǎn)，依然屬于生產(chǎn)型財政、建設(shè)型財政，其與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是相互影響的。城鎮(zhèn)化水平有多個衡量指標，通常是用人口城鎮(zhèn)化指標來表示，也就是在城鎮(zhèn)生活、就業(yè)的常住人口占總?cè)丝诘谋壤?，這其中不僅包括城市市民，還包含沒有變成城市市民的農(nóng)民工群體（農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口）的城鎮(zhèn)常住人口?？梢钥闯?，就業(yè)人口是決定城鎮(zhèn)化水平的一個重要因素，城鎮(zhèn)中產(chǎn)業(yè)及產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是吸納農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口就業(yè)并使之成為城鎮(zhèn)常住人口的最重要決定因素。由此可見，財政收入和城鎮(zhèn)化水平雖屬于兩個不同范疇的概念，但其變化都與企業(yè)生產(chǎn)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有關(guān)，兩者之間存在客觀的內(nèi)在聯(lián)系。段國旭（2009）分析影響地方財政收入增加和推動城鎮(zhèn)化進程的相關(guān)因素，得出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是連接兩者的紐帶，它們之間存在直接的因果關(guān)系[1]。

對財政收入和城鎮(zhèn)化水平之間的關(guān)系有不少文獻做了有價值的研究。國外發(fā)達國家都曾運用財政政策調(diào)控來推進城鎮(zhèn)化進程。在國內(nèi)，左曉慧（2012）分析了我國城鎮(zhèn)化進程中金融支持嚴重不足的現(xiàn)狀，并提出相關(guān)對策[2]。陸成林（2012）肯定了財政政策對城鎮(zhèn)化的巨大導(dǎo)向作用，深入剖析了財政支持城鎮(zhèn)化能力的財政缺失問題，提出了促進我國城鎮(zhèn)化科學(xué)發(fā)展的財政政策選擇[3]。薛虹、孫建華（2007）認為實現(xiàn)城鎮(zhèn)職能而進行的財政分配活動尤其是地方財政的安排尤為重要，其將直接影響到城鎮(zhèn)化的水平及進程[4]。近幾年，也有許多學(xué)者、專家采用計量經(jīng)濟學(xué)的方法來研究兩者的關(guān)系。余紅艷（2008）選取1978-2006年的全國數(shù)據(jù)，將財政政策對城鎮(zhèn)化發(fā)展的支持進行量化，分析發(fā)現(xiàn)兩者之間存在協(xié)整關(guān)系，并據(jù)此建議政府可運用財政政策來發(fā)展城鎮(zhèn)化[5]。周戰(zhàn)強和喬志敏（2011）借助向量誤差修正模型，分析1952-2009年間金融發(fā)展、財政投入對城鎮(zhèn)化的影響，結(jié)果得出：從長期看，財政投入和金融發(fā)展效率都對城鎮(zhèn)化有顯著影響；短期內(nèi)僅財政投入對城鎮(zhèn)化有顯著影響，金融發(fā)展影響不顯著[6]。王建威、何國欽（2012）把城鎮(zhèn)化經(jīng)濟增加值細分為6項指數(shù)，運用多元非線性模型STAR來進行分析，提出要樹立“協(xié)同創(chuàng)新”的理念利用財政、金融手段進一步推動城鎮(zhèn)化發(fā)展[7]。

綜上可見，專家學(xué)者們已經(jīng)得出了一些有價值的理論，但仍有問題有待深入研究。第一，基于一個區(qū)域?qū)ω斦杖牒统擎?zhèn)化水平的關(guān)系研究不夠。已有的研究是基于全國整體進行的，對長三角地區(qū)財政收入與城鎮(zhèn)化關(guān)系的研究尚未見文獻。中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡，從全國整體進行研究忽視了這種不平衡性和區(qū)域性。長三角地區(qū)是中國最重要的城市群之一，對其他區(qū)域具有示范性，對這一區(qū)域的研究同樣具有示范性。第二，大部分研究僅限于分析財政收入與城鎮(zhèn)化的關(guān)系，而具體分析財政收入對城鎮(zhèn)化的影響程度目前只有余紅艷的一篇論文[5]，而且是就全國視角進行的研究。第三，關(guān)注地方財政收入和區(qū)域城鎮(zhèn)化水平的關(guān)系也不多見。第四，雖然有些研究選取了三、四十年的相關(guān)數(shù)據(jù)，但其較早些年的數(shù)據(jù)由于時代背景的不同以及政府政策的差異，反映變量間關(guān)系對今后的影響意義不大。因此，為彌補不足并突出區(qū)域性，本文通過建立模型、運用Eviews6.0軟件、基于長三角地區(qū)三省一市現(xiàn)狀，考察地方財政收入不同對城鎮(zhèn)化水平可能造成的影響，并提出相關(guān)的政策建議。

二、模型檢驗過程及結(jié)果解釋

（一）理論模型

如前所述，財政收入和城鎮(zhèn)化水平在經(jīng)濟行為上存在因果關(guān)系，再用統(tǒng)計學(xué)上的方法證明是否存在協(xié)整關(guān)系。由于長三角地區(qū)區(qū)域內(nèi)部發(fā)展不平衡，若單純使用時間序列模型來研究兩者的關(guān)系，會忽略各省市的差異；若僅考慮橫截面數(shù)據(jù)又無法反映經(jīng)濟變化趨勢。所以，本文采用面板數(shù)據(jù)模型，它不僅能夠同時反映研究對象在時間和截面單元兩個方向上的變化規(guī)律，還能反映變量不同時間、不同單元的特性。面板數(shù)據(jù)模型既可以減少多重共線性帶來的影響，又能使研究更加深入。

本文建立的理論模型為：

yit=β0+β1xit+β2zi+εit,i=1,2,…,N,t=1,2,…,T

其中，β0為常數(shù)，不隨時間、截面變化；zi表示隨個體變化，但不隨時間變化的難以預(yù)測的變量；εit為誤差項。

（二）數(shù)據(jù)說明

數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《上海統(tǒng)計年鑒》、《江蘇統(tǒng)計年鑒》、《浙江統(tǒng)計年鑒》以及《安徽金融統(tǒng)計年鑒》。自20世紀90年代中期以來，我國的城鎮(zhèn)化進入快速發(fā)展時期，根據(jù)諾瑟姆“S”型曲線，當(dāng)城鎮(zhèn)化率達到20%才進入城鎮(zhèn)化的起始階段[8]，作為長三角地區(qū)城鎮(zhèn)化率最低的安徽在1995年達到19.09%，所以選取的數(shù)據(jù)長度為1995-2012年，寬度為長三角地區(qū)三省一市，包括浙江、江蘇、安徽和上海。

（1）城鎮(zhèn)化指標。本文使用的是大多數(shù)研究采用的城鎮(zhèn)化率（lnUR），即城鎮(zhèn)人口在總?cè)丝谥兴急嚷剩@個指標更能代表城鎮(zhèn)化的真實質(zhì)量水平。其中城鎮(zhèn)人口數(shù)和總?cè)丝跀?shù)均從各省市統(tǒng)計年鑒中直接獲得，再通過簡單計算得到三省一市1995-2012年的城鎮(zhèn)化率。

（2）地方財政收入指標。普遍認為地方財政收入僅指以稅收為主體的公共財政收入，也稱一般預(yù)算收入，其余各項財政收入多為?？顚Ｓ?，對地方財政收入增長影響甚微。因此本文選取的數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》中公布的各省市的一般預(yù)算收入，包括地方所屬企業(yè)收入、地方稅收和規(guī)費等。文中用lnFE表示地方財政收入。

此外，為了減輕異方差帶來的影響，對模型中的各個變量取對數(shù)，這樣便于分析其經(jīng)濟意義。

（三）面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗

為了保證結(jié)論的穩(wěn)定性，本文采用ADF方法對樣本數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，檢驗?zāi)Ｐ偷臏箅A數(shù)是根據(jù)AIC和SC標準值最小準則來確定的[9]。結(jié)果顯示，經(jīng)過二階差分，在1%的顯著性水平下，ADF統(tǒng)計量均小于臨界值，P值均小于0.01，說明拒絕原假設(shè)，并且認為序列是平穩(wěn)的，因此以上變量都是二階單整序列，滿足建立回歸模型的前提條件。

如果變量之間存在多重共線性即變量之間的相關(guān)程度比較高，就會使模型的結(jié)果失真，因此需要對長三角地區(qū)三省一市的各個指標變量進行多重共線性檢驗。根據(jù)VIF=1/(1-r2)算得三省一市的VIF值均小于10，不存在嚴重的多重共線性。

（四）面板數(shù)據(jù)的模型設(shè)定

由于面板數(shù)據(jù)模型分為變系數(shù)模型、變截距模型和混合數(shù)據(jù)模型三種，因此在對面板數(shù)據(jù)模型進行估計之前，先要檢驗樣本數(shù)據(jù)選定適合的模型，使用的檢驗方法是協(xié)變分析檢驗，也稱F檢驗，主要檢驗兩個假設(shè)，H1：yit=αi+xitβ+μit；H2：yit=α+xitβ+μit。

首先運用Eviews6.0軟件得出三種模型的誤差項平方和，對應(yīng)上面所述的三種方法，分別是S1=3 742.578，S2=4 601.787，S3=23 931.17。所以，根據(jù)下述公式得到檢驗H2的F統(tǒng)計量：

其中，n表示樣本量；K表示自變量個數(shù)；T表示時期。

F2=43.74與F（142，1 152）比較得出，接受H2。顯然，接受了假設(shè)2則沒有必要進行進一步的檢驗。所以應(yīng)該采用變系數(shù)模型。

令αi=β0+β2zi，于是上文的理論模型變?yōu)椋?/p>

yit=αi+βixit+εit,i=1,2,…,N,t=1,2,…,T

這就是固定影響的變系數(shù)模型形式，除存在個體影響外，在橫截面上還存在變化的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，所以截距和斜率均不同。

（五）面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗

根據(jù)檢驗結(jié)果，確定采用固定影響的變系數(shù)模型，緊接著對所建立的變系數(shù)模型進行回歸，得到三省一市的協(xié)整檢驗方程：

R2=0.90F=84.13 D.W=1.796

上海：lnUR=3.73+1.094lnFE+μ1

江蘇：lnUR=2.12+1.232lnFE+μ2

浙江：lnUR=1.08+1.39lnFE+μ3

安徽：lnUR=2.09+1.23lnFE+μ4

從模型回歸結(jié)果可以看出，回歸方程對模型變量的解釋程度達到0.90，擬合度較高。從F統(tǒng)計量來看，三省一市的兩個變量之間均有較強的線性相關(guān)關(guān)系，模型精確度較高。從回歸系數(shù)上看，長三角地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平隨著財政收入的增加而提高。緊接著對殘差序列μ1、μ2、μ3、μ4進行檢驗，結(jié)果見表1。

表1 殘差單位根檢驗

該檢驗結(jié)果表明，在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，接受不存在單位根這一結(jié)論，即所估計的殘差序列是平穩(wěn)的，也就是說長三角地區(qū)各省市的財政收入與城鎮(zhèn)化水平之間存在一個長期均衡關(guān)系。

（六）誤差修正模型

由于在長期均衡關(guān)系的檢驗中所用的時間跨度不長，為進一步檢驗結(jié)果的可信度，由Granger表述定理可知，如果兩個變量是協(xié)整的，則它們之間的短期非均衡關(guān)系總可以由一個誤差修正模型表述。由于區(qū)域內(nèi)各省市的財政收入和城鎮(zhèn)水平已存在長期協(xié)整關(guān)系，為研究兩者之間的短期波動關(guān)系，有必要建立誤差修正模型。用ECM表示誤差修正項。

上海：△lnUR=3.73+0.09△lnFE-1.33ECM1t-1

R2=0.34 D.W=1.61

江蘇：△lnUR=0.04+0.04△lnFE-1.16ECM1t-1

R2=0.65 D.W=1.71

浙江：△lnUR=-0.42+2.5△lnFE-1.11ECM1t-1

R2=0.74 D.W=1.89

安徽：△lnUR=0.05+0.01△lnFE-1.10ECM1t-1

R2=0.12 D.W=2.05

顯而易見，三省一市的誤差修正項系數(shù)均為負，說明長期向均值收斂。這就意味著上期的城鎮(zhèn)化率高于長期均衡值，下期以負的修正項的力度即誤差修正項系數(shù)將實際值調(diào)整到均衡值。因此，長三角地區(qū)內(nèi)各省市的財政收入與城鎮(zhèn)化水平均有短期均衡波動關(guān)系。

（七）方差分解分析

之前只是證明財政收入與城鎮(zhèn)化水平存在短期聯(lián)系和長期均衡關(guān)系，未能反映兩個變量之間的關(guān)系強度。為了詳細分析財政收入在不同時期對城鎮(zhèn)化水平的相對貢獻程度，需要進行方差分解分析。方差分解結(jié)果見表2。

表2 方差分解結(jié)果

通過方差分解結(jié)果可以看出，隨著時間變化，城鎮(zhèn)化自身的慣性作用不斷下降，財政收入對城鎮(zhèn)化的貢獻度在逐漸增強。尤其是上海市，相較于其他三省，其財政收入對城鎮(zhèn)化水平的貢獻度最大。江蘇省、安徽省雖然財政收入的貢獻度也在增強，但貢獻度的絕對數(shù)值較小，尤其是安徽，在第10期也只有0.42%。因此，財政收入越高，財政收入對城鎮(zhèn)化的貢獻度越大。

根據(jù)各省市統(tǒng)計年鑒中數(shù)據(jù)算出，三省一市財政收入的支出結(jié)構(gòu)中用來進行城鎮(zhèn)化建設(shè)的比重相差不大，也就是說，各省市財政收入的高低決定了用于城鎮(zhèn)化建設(shè)的費用高低，再加上方差分解結(jié)果，說明區(qū)域內(nèi)城鎮(zhèn)化的不均衡發(fā)展與財政收入有直接關(guān)系。

三、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

首先，長三角地區(qū)三省一市的地方財政收入與城鎮(zhèn)化水平均存在長、短期均衡關(guān)系。根據(jù)1995-2012年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，將區(qū)域內(nèi)三省一市四個地區(qū)的面板數(shù)據(jù)作協(xié)整分析，這樣在考慮各省市差異的情況下，得出了財政收入與城鎮(zhèn)化率的長期均衡彈性，回歸系數(shù)分別為上海市1.094、江蘇省1.232、浙江省1.39和安徽省1.23，即兩個變量之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。并且三省一市的誤差修正項系數(shù)均為負，財政收入與城鎮(zhèn)化水平也有短期波動關(guān)系。所以，增加財政投入對城鎮(zhèn)化建設(shè)至關(guān)重要。

其次，從方差分解的結(jié)果看，地方財政收入和區(qū)域內(nèi)城鎮(zhèn)化的不均衡發(fā)展有直接關(guān)系。區(qū)域內(nèi)各省市財政收入對城鎮(zhèn)化水平的貢獻度與財政收入高低成正比，并且財政收入對城鎮(zhèn)化水平的貢獻度也在逐漸增強。說明從長遠看更應(yīng)注重財政投入對城鎮(zhèn)化的作用。

最后，雖然長三角地區(qū)內(nèi)部差異大，但根據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析可知近幾年這種差距正逐漸縮小，也足以說明增加地方財政收入對城鎮(zhèn)化發(fā)展有不可替代的作用，并且還能促進整個長三角地區(qū)共同發(fā)展。

（二）政策建議

首先，長江三角洲三省一市政府間應(yīng)加強合作，借鑒上海財政支持城鎮(zhèn)化發(fā)展的政策措施，充分發(fā)揮上海國際大都市的龍頭作用。依據(jù)數(shù)據(jù)分析結(jié)果，結(jié)合三省一市的情況，長三角地區(qū)地方財政收入與城鎮(zhèn)化水平有直接的因果關(guān)系。為提高長三角地區(qū)城鎮(zhèn)化水平，提高財政收入，增強財政實力，促進長江三角洲三省一市一體化發(fā)展，政府間應(yīng)加強合作，圍繞城鎮(zhèn)化水平高的上海市這一核心，借鑒上海財政支持城鎮(zhèn)化發(fā)展的政策措施，充分發(fā)揮上海國際大都市的龍頭作用。

其次，增加財政投入，提供更多的“公共產(chǎn)品”和增強產(chǎn)業(yè)集聚能力，更多吸納農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口[10]。城鎮(zhèn)化水平提高對教育、住房保障、城鎮(zhèn)基礎(chǔ)設(shè)施等“公共產(chǎn)品”形成巨大的需求。財政收入越高，財政收入就能更多用于城鎮(zhèn)化建設(shè)，增加城鎮(zhèn)化所需要的“公共產(chǎn)品”。這樣，形成財政收入高、“公共產(chǎn)品”供給多，城鎮(zhèn)化水平高的良性循環(huán)。可以這樣判斷，財政收入總量越大，投入到城鎮(zhèn)化建設(shè)中的財力越多，進而各省市的城鎮(zhèn)化水平就越高。

因此，城鎮(zhèn)化水平低的省域應(yīng)該借鑒上海市財政支持城鎮(zhèn)化的政策，為城鎮(zhèn)建設(shè)和公共服務(wù)提供充裕的財力，特別是加大對城市公益性基礎(chǔ)設(shè)施的財政投入。此外，借助長三角地區(qū)的經(jīng)濟實力，利用自身資源稟賦上享有的優(yōu)勢，加強區(qū)域內(nèi)部合作，推動城鎮(zhèn)化進程。

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