城镇化发展与财政政策相关性的实证分析

刘 昊

（东北财经大学，大连 116025）

一、引言

城镇化是一个国家经济社会发展水平和政府综合行政能力的重要体现，是一个国家或地区社会进步和现代化的重要标志。财政政策作为重要的宏观调控手段，在推进城镇化的进程中具有较强的激励引导作用。2011年我国城镇化率已由1978年的17.92%提高到51.27%，达到了发达国家1950年代的城镇化平均水平。但当前的城镇化发展尚不明显，对经济增长的拉动作用不显著，经济增长仍主要依赖传统的固定资产投资模式，因此在经济转型的背景下，如何发展我国的“新型城镇化”并使其成为经济增长的一个新的主要推动力，是各学者关注的焦点之一。尤其在目前国际经济环境发生深刻变化、我国进入中等收入国家行列以及经济下行压力不断加大的形势下，深入研讨城镇化发展与财政政策动态相关性的问题，已经成为学术界迫切需要研究的问题。

近年来的实证研究表明，我国城镇化水平的逐步上升与财政政策的支持有着密切的关系。其中比较有代表性的有：Davis和Henderson（2003）发现一个国家的城镇密度越大，该国家的财政政策对城镇化水平的直接影响越深。佘定华等（2007）通过对小城镇发展的财政政策分析，从促进体制创新、优化支出结构、调整税收优惠政策、改善投资环境等方面提出了促进我国小城镇发展的财政政策选择。余红艳（2008）认为财政收入的不断增加、财政支出规模和结构的优化与城镇化的发展在长期具有内在一致性。孙文基（2011）的研究表明财政政策与城镇化的关系是相互联系、相辅相成的，其表现在以下两个方面：一是城镇化能够促进经济发展，从而增加财政收入；二是城镇化的发展对财政政策提出了新要求，促使财政政策更加完善，进而反过来促进城镇化进一步发展，最终实现城镇化和财政政策之间的良性循环。王建威和何国钦（2012）基于“协同创新”的理论视角，对财政金融创新特色及资金支持效率进行了剖析。总之，财政政策支持对城镇化的持续健康发展起到重要的积极作用。

二、变量选取与模型构建

本文的研究样本是1978年—2011年《中国统计年鉴》公布的城镇化和财政政策年度数据。根据以上分析，本文选取了3个变量序列：（1）ln FRt，是财政收入的对数；（2）ln FEt，是财政支出的对数；（3）ln URt，是城镇化水平，为我国市镇人口与总人口之比的对数。

基于数据的统计性质，向量自回归（VAR）模型将系统中每一个变量的p阶滞后项作为自变量来对这些变量进行回归分析，其中p是依据相关理论和标准判断。所以，本文建立的VAR模型如下：

其中，Yt和Yt-i是由上面已选取变量所构成的三维列向量；βi是p×p阶的待估系数矩阵；α为常数项向量；μt是随机扰动项。

三、实证分析结果

（一）平稳性检验

由于选取的三个变量均为时间序列，为了避免伪回归问题，应先判断这些时间序列是否是平稳的，只有对平稳序列进行分析才有意义，还可以进一步探究它们之间的协整关系。因此，本文使用Eviews7.2软件并采用ADF方法分别对这三个序列进行单位根检验，检验结果显示三个变量均是二阶单整的，即 ln FR～I（2），ln FE～I（2）和 ln UR～I（2），也就是说这些变量的二阶差分是平稳的（见表1）。

可见，Δ2ln FR，Δ2ln FE 和 Δ2ln UR 都是平稳序列，在此基础上，这里建立VAR（p）模型，而且根据AIC和SC信息准则确定变量的滞后期值为4，本文得到的VAR（4）模型如下。然后，利用Eviews中VAR界面对残差进行多元自相关检验发现，1-4期的残差序列均不存在自相关。

表1 各变量的平稳性检验

（二）脉冲响应函数

由于VAR模型无须对模型中变量做任何先验性约束，因此模型通常不分析一个变量的变化对其他变量产生何种影响，而是分析当某个变量的误差项发生变化，更具体地说是当模型受到某种结构性冲击时对系统的动态影响，这便是脉冲响应函数方法（IRF）。图1刻画了财政收入、财政支出以及城镇化水平三个内生变量对信息的反应。

图1 城镇化、财政收入和财政支出对信息的反应①FR2、FE2和UR2分别代表财政收入、财政支出和城镇化水平三个变量的二阶差分。

第一，财政收入对城镇化和财政支出的反应。财政收入对其自身的一个标准差信息，开始时反应比较强烈，之后愈来愈弱；来自于城镇化和财政支出的影响，在前期幅度变化很大，第10期后趋于缓和。

第二，财政支出对城镇化和财政收入的反应。财政支出对其自身的一个标准差信息，在前10期一直反应较大，之后趋于缓和；来自城镇化的影响，前期反映较剧烈，一直到第4期幅度达到最大，第11期后趋势缓和；来自财政收入的影响，在前10期较为显著，第11期幅度最小。可以看出，第6期后城镇化和财政收入对财政支出有相近的趋势出现。

第三，城镇化对财政收入和财政支出的反应。城镇化对其自身的一个标准差信息，在开始就反应剧烈，一直到第10期正负交替现象比较明显，之后逐渐趋于平缓；来自于财政收入的影响，在前期的反应没有城镇化对自身的影响强烈，第11期后趋于缓和；来自财政支出的影响，在第6期最为显著，第12期后才渐渐平稳。可以看出，城镇化与财政收入和财政支出之间有着密切的关系。

（三）方差分解

方差分解通过分析每一个结构性冲击对内生变量变化的贡献度来区分不同结构性冲击和随机扰动项的相对重要性。同样使用EViews7.2对VAR模型的分析结果进行方差分解，见表2。

从对Δ2ln UR的方差分解可以看出，首先，虽然标准差随着期数增加而不断增加，但增加幅度不同，且其总体趋势趋于减小；其次，财政收入从第9期就开始趋于稳定，而财政支出和城镇化水平从13期以后才基本上趋于稳定；最后从贡献度来看，城镇化水平的扰动项冲击对其自身的贡献度最大，为66.4%，占三分之二，其次是财政收入，为21.0%，影响最小的是财政支出，仅为12.6%。以上这些说明，虽然财政收入和财政支出都对促进城镇化水平具有长期的积极效应，但贡献程度却是不同的，财政收入大于财政支出，具有明显的不对称性。

四、结论

本文首先回顾了城镇化发展的相关文献，然后通过建立向量自回归模型，并运用脉冲响应函数、方差分解实证分析了我国城镇化发展与财政政策之间的动态相关性。结果表明，财政收入、财政支出与城镇化之间存在着长期的协整关系；两个变量对城镇化都有较为持续的拉动作用，并且相比财政支出变量，财政收入对城镇化的推动和激励作用更大。但是，城镇化发展是一个漫长的过程，财政政策对于提高城镇化水平来说，也须一个长期积累的过程。所以，政府必须基于长期的财政支持思路，适当调整对应措施，建立城镇化与财政政策“双向发展”的经济体制。

虽然近年来我国城镇化取得了一定的进展，但相比一些发达国家，我国的城镇化水平仍处于发展的初级阶段，还有很多问题亟需解决，比如建立合理的城镇化财政政策支持体系等，都是我们下一步需要深入研究和探讨的重要课题。

表2 Δ2ln UR的方差分解

〔1〕白志礼，段小梅，彭建仿等.重庆市城镇化发展的理论与实践[M].北京：科学出版社，2010.

〔2〕中华人民共和国国家统计局.国际统计年鉴2011[M].北京：中国统计出版社，2011.

〔3〕Davis，J.C.and Henderson，J.V.Evidence on the political economy of the urbanization process[J].Journal of Urban Economics，2003，53（1）：98-125.

〔4〕佘定华，蒋涛，颜新建.促进我国小城镇发展的财政政策选择[J].农业经济，2007（3）：65-66.

〔5〕余红艳.城镇化发展与财政政策相关关系的实证分析[J].统计教育，2008（11）：60-64.

〔6〕孙文基.促进我国城镇化发展的财政制度转型研究[J].苏州大学学报，2011（5）：62-66.

〔7〕王建威，何国钦.城镇化发展与财政金融支持机制协同创新的效率分析[J].上海金融，2012（6）：94-96.