縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的金融財(cái)政協(xié)同門檻效應(yīng)研究

摘? ?要：本文通過拓展的經(jīng)濟(jì)增長模型，構(gòu)建包括金融、財(cái)政子行業(yè)的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，以1999—2018年我國31個(gè)省（自治區(qū)、直轄市）1993個(gè)縣域動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)作為樣本，采用PSTR回歸模型方法，實(shí)證研究縣域金融、財(cái)政和城鎮(zhèn)化進(jìn)程的非線性關(guān)系，檢驗(yàn)縣域金融中介和財(cái)政支出的協(xié)同效應(yīng)對縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程的作用。在此基礎(chǔ)上，對我國推進(jìn)縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的政策效果進(jìn)行評(píng)估。研究發(fā)現(xiàn)，我國縣域金融中介和財(cái)政支出進(jìn)入非協(xié)同區(qū)制，規(guī)模和結(jié)構(gòu)失衡狀況沒有改觀，其中結(jié)構(gòu)協(xié)同失衡更為嚴(yán)重，仍具備較大的縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程空間。在此基礎(chǔ)上，本文以促進(jìn)縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程為契機(jī)，提出應(yīng)充分發(fā)揮各自優(yōu)勢，構(gòu)建金融、財(cái)政資源合理配置的良性協(xié)同機(jī)制，更好地推進(jìn)縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程。

關(guān)鍵詞：縣域;城鎮(zhèn)化進(jìn)程;金融中介;財(cái)政支出;協(xié)同門檻效應(yīng)

中圖分類號(hào)：F830.58? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? 文章編號(hào)：1674-2265（2021）09-0065-07

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2021.09.008

一、引言與文獻(xiàn)綜述

改革開放40多年來，我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展取得了舉世矚目的成就，綜合國力和人民生活水平穩(wěn)步提升。然而，我國的城鄉(xiāng)差距日益拉大，城市與農(nóng)村貧富差距日益明顯，經(jīng)濟(jì)增長的均衡性受到威脅。城鎮(zhèn)化是拉動(dòng)內(nèi)需乃至推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要途徑。黨的十八大、十九大都明確提出走新型城鎮(zhèn)化的道路，并對我國城鎮(zhèn)化發(fā)展進(jìn)行了頂層設(shè)計(jì)和總體部署。

縣域是以縣城為中心、鄉(xiāng)鎮(zhèn)為紐帶、農(nóng)村為腹地的區(qū)域?？h域經(jīng)濟(jì)包括城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，是城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)在縣域的有機(jī)結(jié)合，反映該地區(qū)經(jīng)濟(jì)整體發(fā)展水平。縣域城鎮(zhèn)化是以縣城為中心，小城鎮(zhèn)為節(jié)點(diǎn)，逐步形成縣域范圍內(nèi)的勞動(dòng)力流動(dòng)，是農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)集聚的動(dòng)態(tài)過程，是整個(gè)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展、生產(chǎn)生活方式轉(zhuǎn)變、空間布局向城鎮(zhèn)集中的過程。雖然大城市是城市化的主體形式，但是縣域城鎮(zhèn)化銜接農(nóng)村與大城市，是大城市圈城鄉(xiāng)一體化的關(guān)鍵節(jié)點(diǎn)，是實(shí)現(xiàn)中國城鎮(zhèn)化的基礎(chǔ)與關(guān)鍵。

金融中介和財(cái)政支出是我國政府支持縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程的宏觀政策在微觀領(lǐng)域的具體政策工具，其效率決定著我國“三農(nóng)”經(jīng)濟(jì)增長的速度與質(zhì)量。關(guān)于金融、財(cái)政與城鎮(zhèn)化關(guān)系的研究，國內(nèi)外學(xué)者主要圍繞金融中介支持城鎮(zhèn)化、財(cái)政支出支持城鎮(zhèn)化以及金融和財(cái)政聯(lián)動(dòng)機(jī)制對城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響三個(gè)方面進(jìn)行研究。

一是關(guān)于金融中介與縣域城鎮(zhèn)化關(guān)系的研究。國外對金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化進(jìn)程的研究早已有之，主要從農(nóng)村轉(zhuǎn)移人口密度產(chǎn)生的規(guī)模效應(yīng)角度做出解釋。早期相關(guān)研究認(rèn)為，金融發(fā)展有利于城鎮(zhèn)的工業(yè)化水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模，提高城市就業(yè)水平和收入，吸引源源不斷的農(nóng)村人口流入（Todaro，1969）[1]。農(nóng)民更愿意將資金用于提高現(xiàn)代化生產(chǎn)水平和擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，深化城鎮(zhèn)化發(fā)展（Mckinnon，1973）[2]，城鎮(zhèn)化與金融發(fā)展的強(qiáng)相關(guān)性體現(xiàn)在資源配置效應(yīng)（Lucas，1988）[3]。國內(nèi)學(xué)者的研究表明，金融發(fā)展的確推進(jìn)了城鎮(zhèn)化進(jìn)程（張宗益和許麗英，2006;熊湘輝和徐璋勇，2015;王弓和葉蜀君，2016）[4-6]。二是關(guān)于財(cái)政支出與縣域城鎮(zhèn)化關(guān)系的研究。西方學(xué)者重點(diǎn)研究政府公共服務(wù)的投入與產(chǎn)出，通過估計(jì)財(cái)政資金投向基礎(chǔ)設(shè)施的最優(yōu)水平以及最優(yōu)區(qū)域配置（Karras，1993;Linnemann和Schabert，2012; Marrero，2008;Takahashi，1998）[7-10]，以此評(píng)價(jià)財(cái)政支出規(guī)模能否達(dá)到最優(yōu)。國內(nèi)學(xué)者主要從財(cái)政分權(quán)（蹤家峰和楊琦，2012;彭旭輝和彭代彥，2017）[11，12]、財(cái)政支出結(jié)構(gòu)（王藝明和蔡翔，2010）[13]、財(cái)政支出規(guī)模（宋旭和李冀，2015）[14]三方面研究財(cái)政與城鎮(zhèn)化之間的關(guān)系，運(yùn)用的研究方法包括脈沖響應(yīng)函數(shù)、向量自回歸方法等。還有學(xué)者研究認(rèn)為財(cái)政支出存在顯著的區(qū)域非對稱效應(yīng)，對城鎮(zhèn)化產(chǎn)生不同的影響（郭慶旺和賈俊雪，2009）[15]。

在我國的縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，金融中介和財(cái)政支出尚未形成有效協(xié)同的制度設(shè)計(jì)和政策安排，而是按照各自的資金配置原則獨(dú)立運(yùn)行、長期割裂。現(xiàn)有關(guān)于金融中介、財(cái)政支出與縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程之間關(guān)系的研究還是空白，大部分研究僅僅是單一關(guān)系，未考慮它們之間非線性的門檻協(xié)同機(jī)制，沒有從微觀層面揭示縣域經(jīng)濟(jì)變量的行為特征及其相互關(guān)系。實(shí)證時(shí)多以截面數(shù)據(jù)為主，較少涉及動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)，對縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程的影響沒有進(jìn)行系統(tǒng)的理論分析和實(shí)證研究，這無疑會(huì)使結(jié)論的可信度降低。本文基于縣域金融中介和財(cái)政支出的協(xié)同視角，研究我國縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程，考察其中的非線性特征和協(xié)同效應(yīng)。本文在兩個(gè)方面有別于其他文獻(xiàn)：第一，本文以縣域金融中介與縣域財(cái)政支出協(xié)同為研究視角，著眼于宏觀政策在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的具體效應(yīng)。第二，本文采用PSTR模型進(jìn)行實(shí)證分析，有效反映縣域金融中介和財(cái)政支出的變化以及導(dǎo)致縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程的動(dòng)態(tài)變化規(guī)律。

二、金融、財(cái)政與縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程的機(jī)理分析

（一）金融中介對縣域城鎮(zhèn)化的影響效應(yīng)

金融中介主要有風(fēng)險(xiǎn)管理、資源配置、提供流動(dòng)性、提供信息和解決激勵(lì)等功能。發(fā)展中國家的投資主要依賴內(nèi)源融資，金融中介通過儲(chǔ)蓄存款的方式完成資金的積累，高儲(chǔ)蓄率和較高的儲(chǔ)蓄投資轉(zhuǎn)化率在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中顯得非常關(guān)鍵。首先，縣域金融中介通過自身功能保持較高的儲(chǔ)蓄率，并將儲(chǔ)蓄有效地轉(zhuǎn)化為投資，為縣域城鎮(zhèn)化建設(shè)提供源源不斷的資本。其次，縣域金融中介能將生產(chǎn)要素集中和集聚。在縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，土地、勞動(dòng)力和重要商品等生產(chǎn)要素在空間集聚，而金融中介能更大程度促進(jìn)生產(chǎn)要素的聚集，產(chǎn)生乘數(shù)效應(yīng)，極大地提高了縣域城鎮(zhèn)化的生產(chǎn)力。最后，縣域金融中介具有一定的信息甄別機(jī)制，便利商品和服務(wù)交換，推動(dòng)縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和高新技術(shù)發(fā)展，顯著提高非農(nóng)收入，從而推進(jìn)縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程。

（二）財(cái)政支出對城鎮(zhèn)化的影響效應(yīng)

財(cái)政支出是政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的一種手段，不僅表現(xiàn)在財(cái)政支出的規(guī)模上，也體現(xiàn)在財(cái)政支出的結(jié)構(gòu)上。財(cái)政支出分為經(jīng)濟(jì)性支出和社會(huì)性支出兩種。經(jīng)濟(jì)性支出是指縣域政府提供的基礎(chǔ)設(shè)施、基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)和高新技術(shù)行業(yè)等;社會(huì)性支出包括義務(wù)教育、基本醫(yī)療與社會(huì)保障等支出。市場和政府是城鎮(zhèn)化建設(shè)的兩大動(dòng)力源泉。在中國特色城鎮(zhèn)化建設(shè)進(jìn)程中，財(cái)政更是發(fā)揮著重要作用。首先，財(cái)政支出提供縣域經(jīng)濟(jì)性支出資金來源。城鎮(zhèn)作為整個(gè)空間經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的核心，對人口、資本、信息、知識(shí)等各種要素有著較強(qiáng)的集聚作用。集聚效應(yīng)得益于良好的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，這是構(gòu)建縣域城鎮(zhèn)生產(chǎn)和居民生活的前提。經(jīng)濟(jì)性支出更多是一種投資性和生產(chǎn)性支出，本質(zhì)上是一種社會(huì)積累，有利于提升縣域生產(chǎn)效率，促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展，推進(jìn)縣域城鎮(zhèn)空間的擴(kuò)張。其次，財(cái)政支出提供縣域社會(huì)性支出資金來源?？h域城鎮(zhèn)化建設(shè)的進(jìn)程中催生了大量公共服務(wù)需求。社會(huì)性支出投向科學(xué)、教育、文化和社會(huì)保障等方面，可以不斷滿足縣域教育、文化和公共福利的需求，為縣域公共產(chǎn)品供給提供資金保障，直接影響城鎮(zhèn)人口的聚集水平與承載能力，吸引農(nóng)民就近向縣域城鎮(zhèn)的轉(zhuǎn)移，促進(jìn)縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程協(xié)調(diào)發(fā)展。最后，財(cái)政支出引導(dǎo)資源投向縣域。通過財(cái)稅政策，吸引物質(zhì)資本、人力資本、信息等生產(chǎn)要素流入縣域，形成較強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)集群效應(yīng)，推動(dòng)縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。

三、模型設(shè)定、研究變量以及數(shù)據(jù)與統(tǒng)計(jì)

（一）實(shí)證模型的構(gòu)建

柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)簡稱C-D生產(chǎn)函數(shù)，因?yàn)橥度胍亻g的共線性對其影響較小而被廣泛應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)增長分析中，它的一般形式是：

[Y（t）=A（t）K（t）αL（t）β? ?（α>0，β>0）] （1）

其中，[Y（t）]、[K（t）]和[L（t）]分別為[t]時(shí)期的產(chǎn)出、投入資本和勞動(dòng)力，[A（t）]代表在t期間內(nèi)給定的資本和勞動(dòng)力投入水平下，科學(xué)技術(shù)進(jìn)步帶來的產(chǎn)出增長變化。通常設(shè)定 [A（t）=A（0）egt]，[g]為常數(shù)。C-D 生產(chǎn)函數(shù)只體現(xiàn)資本、勞動(dòng)、技術(shù)三個(gè)因素對經(jīng)濟(jì)增長的影響，對影響經(jīng)濟(jì)增長的其他因素并未直接體現(xiàn)，特別是影響資本（包括物質(zhì)資本和人力資本）、勞動(dòng)等要素投資效率以及影響技術(shù)進(jìn)步的宏觀金融、財(cái)政因素。假定金融、財(cái)政滿足規(guī)模報(bào)酬不變的希克斯中性條件，新的增長模型如下：

[Y（t）=S（t）A（t）K（t）αL（t）1-α? ?（0<α<1）] （2）

其中，[S（t）]代表金融、財(cái)政影響函數(shù)，與將金融、財(cái)政獨(dú)立考慮的模型不同（Barro，1990;Webb等， 2002）[16，17]，本研究考慮了金融和財(cái)政兩個(gè)部門的協(xié)同活動(dòng)。因此，金融、財(cái)政發(fā)展水平（[Fit]）包括兩類因素，即縣域金融中介（[CFIit]）和縣域財(cái)政支出（[PFEit]）。具體形式如下：

[S（t）=S（0）exp（Fit）=S（0）exp（CFIit;PFEit）] （3）

將式（2）兩邊同時(shí)除以[L（t）]，取對數(shù)得到下式：

[Ln（Y（t）/L（t））=LnS（0）+LnA（t）+αLn（K（t）/L（t））（0<α<1）] （4）

式（4）對[t]求導(dǎo)，按照現(xiàn)有的理論成果加入控制變量[Xit]。因?yàn)?1個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）（以下簡稱省份）1993個(gè)縣域的金融、財(cái)政以及城鎮(zhèn)化進(jìn)程差異較大，為有效反映模型參數(shù)在截面單位間的異質(zhì)性變化，刻畫參數(shù)隨時(shí)間變化產(chǎn)生的非線性影響（Bessec和Fouquau， 2008;Aslanidis和Iranzo，2009）[18，19]，本研究將其轉(zhuǎn)換為面板平滑轉(zhuǎn)移回歸模型（Panel Smooth Transition Regression Models， 以下簡稱PSTR模型）。PSTR模型是在時(shí)間序列STR模型、STAR模型和面板門檻模型的基礎(chǔ)上建立的（González等，2005）[20]，克服了STR模型和STAR 模型要求時(shí)間序列必須足夠長以及PTM模型要求突變的機(jī)制轉(zhuǎn)換等缺點(diǎn)，在捕捉模型的異質(zhì)性、非線性特征方面擁有明顯的優(yōu)勢，能夠較好地反映金融、財(cái)政協(xié)同作用對縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程的動(dòng)態(tài)影響。本文構(gòu)建如下的模型：

[CPUit=β00+β01Fit+j=1nβ0jXit+εit+μi] （5）

其中，被解釋變量[CPUit]為各省份在[t]期縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程，用以衡量各省份縣域城鎮(zhèn)化水平。在自變量中，縣域金融中介（[XFIit]）和縣域財(cái)政支出（[XFEit]）作為本文解釋變量，衡量各省份縣域金融中介、財(cái)政支出的投放水平，控制了影響縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程的其他變量[OCVit]，包括縣域固定資產(chǎn)投資水平（[LFAit]）、縣域勞動(dòng)力就業(yè)水平（[LFLit]）、縣域物價(jià)指數(shù)增長率（[IPIit]）、縣域人口增長率（[GPGit]）對縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程的影響。本文將金融中介與財(cái)政支出指標(biāo)作為門限變量，構(gòu)建了包含金融財(cái)政兩個(gè)子產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)模型，實(shí)證檢驗(yàn)在不同的協(xié)同水平上，隨著金融中介和財(cái)政支出的變化，其對縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程的非線性影響規(guī)律。

[CUPit=β00Fit+j=1nβj0OCVj，it+（β01Fit+j=1nβj0OCVj，it）hz（qit;γ，c）+εit+μi] （6）

其中，[hz（qit;γ，c）]為轉(zhuǎn)換函數(shù)，是可觀測狀態(tài)轉(zhuǎn)換變量[qit]的連續(xù)有界（0≤[qit]≤1）函數(shù);[SCRit]和[STTit]作為縣域金融中介（[XFIit]）、財(cái)政支出（[XFEit]）規(guī)模協(xié)同和結(jié)構(gòu)協(xié)同的轉(zhuǎn)換變量。[γ]為斜率系數(shù)，決定不同區(qū)制轉(zhuǎn)換的平滑速度;[c]為轉(zhuǎn)換發(fā)生的位置參數(shù)，決定轉(zhuǎn)換發(fā)生的位置。

為了考察縣域金融中介、財(cái)政支出對縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程是否存在協(xié)同（交互）效應(yīng)，在基本模型中加入交互項(xiàng)：

[CUPit=β00XFIit×XFEit+β10LFAit+β20LFLit+β30IPIit+β40CPGit+β50Fit+（β01XFIit×XFEit+β11LFAit+β21LFLit+β31IPIit+β41CPGit+β51Fit）h（SCTit;γ，c）+εit+μi] （7）

[CUPit=β00XFIit×XFEit+β10LFAit+β20LFLit+β30IPIit+β40CPGit+β50F+（β01XFIit×XFEit+β11LFAit+β21LFLit+β31IPIit+β41CPGit+β51F）h（STTit;γ，c）+εit+μi] （8）

（三）變量說明與數(shù)據(jù)描述

本文選擇的研究樣本為我國31個(gè)省份1993個(gè)縣域地區(qū)，數(shù)據(jù)來源于《中國縣域統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》，時(shí)間區(qū)間為1999—2018年。本文主要變量定義和統(tǒng)計(jì)描述如下：

1. 縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程。以縣域城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎刈鳛榭h域城鎮(zhèn)化率的量化指標(biāo)。為了跟國際接軌，以常住人口計(jì)算方法來衡量縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程，記為CUP，即CUP=縣域城鎮(zhèn)人口/縣域常住人口。

2. 縣域金融中介與財(cái)政支出。本文選取縣域金融中介機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款占[GDPit]的比重作為縣域金融中介發(fā)展情況的衡量指標(biāo)，記為[XFIit];本文選擇縣域財(cái)政一般預(yù)算支出占縣域[GDPit]的比重來衡量縣域財(cái)政支出水平，記為[XFEit]。

3. 控制變量。本文選取縣域固定資產(chǎn)投資水平[LFAit]（計(jì)算公式為縣域固定資產(chǎn)投資額/縣域?qū)嶋H[GDPit]）、縣域勞動(dòng)力就業(yè)水平[LFIit]（用縣域從業(yè)人數(shù)占縣域總?cè)丝跀?shù)的比重來表示）、縣域物價(jià)指數(shù)增長率[IPIit]（采用縣域零售物價(jià)指數(shù)環(huán)比增長率表示）、縣域人口增長率[CPGit]（用縣域人口環(huán)比的增長率來表示）作為控制變量。

4. 轉(zhuǎn)換變量。轉(zhuǎn)換變量[SCTit]表示縣域金融中介、財(cái)政支出之和與縣域[GDPit]比值;[STTit]表示縣域金融中介占縣域[GDPit]比重/財(cái)政支出占縣域[GDPit]，刻畫縣域金融中介、財(cái)政支出規(guī)模與結(jié)構(gòu)對縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程的非線性影響。表1為各主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）模型非線性檢驗(yàn)與最優(yōu)模型選取

本文以縣域金融中介和財(cái)政支出作為門限協(xié)同變量，對金融中介、財(cái)政支出與縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程之間是否存在非線性關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。為了保證檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文分別采用LM、LMF和LRT三個(gè)統(tǒng)計(jì)量對線性模型的原假設(shè)（H0：r=0）與含有一個(gè)位置參數(shù)的兩區(qū)制轉(zhuǎn)換模型的備擇假設(shè)（H1：r=1）進(jìn)行檢驗(yàn)。表2的檢驗(yàn)結(jié)果表明：當(dāng)假設(shè)轉(zhuǎn)換函數(shù)位置參數(shù)的個(gè)數(shù)m=1、2時(shí)，LM、LMF和LRT三個(gè)統(tǒng)計(jì)量均在1%的顯著性水平上拒絕線性模型的原假設(shè)，這表明縣域金融中介、財(cái)政支出與縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程之間具有顯著的非線性特征，可以建立PSTR模型。

采用PSTR模型需進(jìn)一步通過序貫檢驗(yàn)確定位置參數(shù)[m]的個(gè)數(shù)。表2的檢驗(yàn)結(jié)果表明：以[XFIit]、[XFEit]作為門限變量，LM 、LMF和 LRT三個(gè)統(tǒng)計(jì)量均無法拒絕PSTR模型“存在1個(gè)非線性轉(zhuǎn)換函數(shù)”的原假設(shè)（ H0：r =1），這說明PSTR模型中轉(zhuǎn)換函數(shù)的最優(yōu)個(gè)數(shù)為1（r =1）。進(jìn)一步基于AIC和BIC準(zhǔn)則，PSTR 模型已經(jīng)能夠充分反映橫截面和時(shí)間的異質(zhì)性（Colletaz等，2013）[21]，可確定轉(zhuǎn)換函數(shù)位置參數(shù)的個(gè)數(shù)。

（二）非線性模型參數(shù)估計(jì)

為了估計(jì)PSTR模型，本文采用grid search法進(jìn)行NLS估計(jì)的數(shù)值優(yōu)化（González等，2005）[20]。首先，確定平滑參數(shù)[γ]和位置參數(shù)[c]的初始值，表3顯示，通過網(wǎng)絡(luò)搜索法所得到[γ]、[c]的初始值均落到相應(yīng)的構(gòu)造區(qū)間內(nèi)。其次，采取“去均值”方法，對所有變量進(jìn)行組內(nèi)均值變換，消除個(gè)體固定效應(yīng)干擾。再次，對完成組內(nèi)均值變換的模型進(jìn)行OLS估計(jì)，得到殘差平方和RSSo（Goffe等，1994;Brooks，1996）[22，23]。重復(fù)上述操作，得到殘差平方和RSSo最小時(shí)所對應(yīng)的參數(shù)[γ]和[c]，即為所需最優(yōu)估計(jì)。最后，將估計(jì)出參數(shù)[γ]和c代入模型（7）、（8），估計(jì)出其他參數(shù)，結(jié)果如表4所示。

從模型（7）式的估計(jì)結(jié)果可知，在不同的縣域金融中介、財(cái)政支出水平上，[SCTit]在位置參數(shù)[cj]估計(jì)值85.65%兩側(cè)對[CUPit]的影響存在明顯區(qū)別。在門檻值之前，處于協(xié)同區(qū)制，[SCTit]比重小于85.65%，且交互項(xiàng)[XFIit×XFEit]的彈性系數(shù)[β01]大于零，且在1%水平下顯著。表明協(xié)同的縣域或時(shí)期，[SCTit]對[CUPit]產(chǎn)生顯著的促進(jìn)效應(yīng)，縣域金融中介增加信貸投放，或者政府加大財(cái)政支出都會(huì)推進(jìn)[CUPit]。越過門檻[cj]之后，模型7處于非協(xié)同區(qū)制，[SCTit]大于85.65%，交互項(xiàng)[XFIit×XFEit]的彈性系數(shù)[β0j]小于零，且在1%的水平下顯著。這表明在非協(xié)同的縣域或時(shí)期，[SCTit]對[CUPit]產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，縣域的銀行增加信貸供給，或者政府增加財(cái)政支出將阻礙[CUPit]。模型7斜率系數(shù)[gj]=8.5309，表明模型在非協(xié)同與協(xié)同區(qū)制之間轉(zhuǎn)換速度很慢，轉(zhuǎn)換函數(shù)呈現(xiàn)平滑漸進(jìn)變化趨勢（見圖1）。這說明非線性轉(zhuǎn)換函數(shù)具有明顯的平滑轉(zhuǎn)化特征，隨著[SCTit]達(dá)到協(xié)同門檻值，[SCTit]的變化對[CUPit]影響呈現(xiàn)出漸進(jìn)演變的非線性關(guān)系。

對結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換模型（8）式的估計(jì)結(jié)果可知，金融中介與財(cái)政支出的協(xié)同結(jié)構(gòu)（[STTit]）對[CUPit]的影響在位置參數(shù)估計(jì)值[cj]=4.5001（e1.5741=4.5001）兩側(cè)存在顯著區(qū)別。在門檻值之前，模型處于非協(xié)同區(qū)制，[STTit]小于4.5001，交互項(xiàng)[XFIit×XFEit]的彈性系數(shù)[β11]小于零，且在1%水平下顯著。這說明在非協(xié)同的縣域或時(shí)期，[STTit]對[CUPit]產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，即使政府?dāng)U大財(cái)政支出，金融中介加大信貸投放規(guī)模，也不利于[CUPit]?？邕^門檻值cj之后，模型8處于協(xié)同區(qū)制，[STTit]大于4.5001，交互項(xiàng)[XFIit×XFEit]的彈性系數(shù)[β0j]大于零，且在1%水平下顯著。實(shí)證表明，只有越過協(xié)同結(jié)構(gòu)比率4.5001，增加縣域金融中介的信貸投放、擴(kuò)大縣域政府財(cái)政支出，才能對[CUPit]產(chǎn)生更加顯著的正面效應(yīng)。模型8斜率系數(shù)[s′j]=0.9529，表明模型8在非協(xié)同與協(xié)同區(qū)制轉(zhuǎn)換的速度較慢，轉(zhuǎn)換函數(shù)呈現(xiàn)平滑、漸進(jìn)的趨勢（見圖2）。說明非線性轉(zhuǎn)換函數(shù)具有明顯的平滑轉(zhuǎn)化特征，隨著[STTit]達(dá)到協(xié)同，[STTit]變化對[CUPit]影響的非線性效果較為平滑。

根據(jù)模型的估計(jì)結(jié)果，對應(yīng)于轉(zhuǎn)換變量[SCTit]和 [STTit]的各分位點(diǎn)作圖1和圖2，更為直觀地顯示了相應(yīng)轉(zhuǎn)換函數(shù)的走勢和分布特征。模型7在位置參數(shù)[lj]（-0.1549）兩側(cè)，[XFIit×XFEit]系數(shù)在-0.1662～1.8732至之間平滑變化;所有觀測樣本中，[SCTit]跨過門檻值85.65%的觀測樣本只有464個(gè)，占全部樣本值74.84%。模型8中，在位置參數(shù)[cj]（1.5741）兩側(cè)，[XFIit×XFEit]系數(shù)在-0.2681～1.8777之間平滑變化;所有觀測樣本值中，STTit跨過門檻值4.5001的觀測樣本只有225個(gè)，占全部樣本值的36.29%。Logistic平滑轉(zhuǎn)換函數(shù)曲線進(jìn)一步證實(shí)了這一推論，[SCTit]和 [STTit]在協(xié)同值兩側(cè)對CUPit的影響都是不對稱的，并且[STTit]函數(shù)曲線在兩種狀態(tài)下的轉(zhuǎn)換速度似乎相對更快，大多數(shù)樣本點(diǎn)位于中間過渡狀態(tài)和非協(xié)同區(qū)制。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文采取從模型中逐一剔除控制變量的方法，觀察解釋變量的彈性系數(shù)和顯著性水平的變化情況，以此來分析模型的穩(wěn)健性。表5穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果顯示：分別剔除控制變量[LFAit]、[LFIit]、[IPIit]、[CPGit]時(shí)，在協(xié)同和非協(xié)同區(qū)制中，[XFIit×XFEit]影響[CUPit]的彈性系數(shù)符號(hào)沒有改變，即PSTR模型是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與政策建議

本文基于1999—2018年我國31個(gè)省份1993個(gè)縣域的面板數(shù)據(jù)，PSTR模型考察了縣域金融中介、財(cái)政支出與縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程的非線性關(guān)系，通過實(shí)證分析可以發(fā)現(xiàn)：我國縣域金融中介、財(cái)政支出對縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程效應(yīng)存在非線性的機(jī)制轉(zhuǎn)移特征，不僅表現(xiàn)在金融中介和財(cái)政支出的規(guī)模上，也反映在金融中介與財(cái)政支出的結(jié)構(gòu)上。在協(xié)同門檻值前后，縣域金融中介和財(cái)政支出對縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程影響由促進(jìn)轉(zhuǎn)變?yōu)樽璧K，并且促進(jìn)效應(yīng)隨著縣域金融中介和財(cái)政支出協(xié)同水平的提升而逐漸增強(qiáng)。實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，目前我國絕大部分省份絕大多數(shù)年份縣域金融中介和財(cái)政支出規(guī)模與結(jié)構(gòu)均沒有達(dá)到協(xié)同標(biāo)準(zhǔn)，仍具備較大的金融、財(cái)政提升縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程空間。

上述結(jié)論表明：一味加大縣域金融機(jī)構(gòu)的信貸投放，促進(jìn)縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程的政策未必有效;盲目擴(kuò)大縣域財(cái)政支出，推動(dòng)縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程也同樣不一定可行。決策層必須高度關(guān)注縣域金融中介和財(cái)政支出的協(xié)同效應(yīng)，只有把兩者有機(jī)結(jié)合起來，才能更加有力支持提升縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程。為此，建議建立縣域金融與財(cái)政高度協(xié)同的政策體系。結(jié)合縣域?qū)嶋H對貫徹實(shí)施宏觀政策出臺(tái)具體政策，緊緊圍繞金融中介和財(cái)政支出的規(guī)模、結(jié)構(gòu)協(xié)同值，推動(dòng)財(cái)政引導(dǎo)、銀行主導(dǎo)的協(xié)同模式，優(yōu)化良好的金融生態(tài)環(huán)境（劉洛，2016）[31]。健全支持縣域城鎮(zhèn)化進(jìn)程的績效考核和激勵(lì)約束機(jī)制，構(gòu)建縣域信貸投放和財(cái)政支出的綜合考評(píng)體系，將金融中介投放在縣域的信貸金額、行業(yè)和方向設(shè)定權(quán)重，并把縣域財(cái)政支出的范圍、方式、標(biāo)準(zhǔn)、額度納入評(píng)價(jià)體系。

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A Study on the Financial-Fiscal Synergy Threshold Effect in the County Urbanization Process

Liu Luo

（Postdoctoral Mobile Station of school of Economics，Central University of Finance and Economics，Beijing? ?100081， China）

Abstract：This paper constructs a Cobb-Douglas production function including financial and fiscal subsectors through an extended economic growth model，and uses dynamic panel data of 1993 counties in 31 provinces（autonomous regions and municipalities directly under the central government）in China from 1999 to 2018 as samples，and adopts the PSTR regression model method to empirically study the county financial， non-linear relationship between finance and urbanization process，and test the role of synergistic effect of county financial intermediation and fiscal expenditure on county urbanization process. On this basis，the policy effects in the process of promoting county urbanization in China are evaluated. It is found that China's county financial intermediation and fiscal expenditure enter the non-synergistic zone system，and the imbalance between scale and structure is not improved， among which the structural synergistic imbalance is more serious，and there is still more room for the county urbanization process. On this basis，this paper takes the promotion of county urbanization as an opportunity to propose that we should give full play to our respective advantages and build a benign synergistic mechanism for the rational allocation of financial and fiscal resources to better promote the county urbanization process.

Key Words：county territory，the process of urbanization，financial intermediary，fiscal expenditure，synergy threshold effect