城鎮化進程中財政支出與金融效率關系的實證檢驗

王建英，馬德功（四川大學 經濟學院，成都 610064）

城鎮化進程中財政支出與金融效率關系的實證檢驗

王建英，馬德功
（四川大學 經濟學院，成都 610064）

文章選取我國37年的相關數據，通過構建VAR模型，對城鎮化進程中政府與市場金融支持力度進行實證檢驗，結果表明：我國城鎮化、政府財政支出強度及金融效率之間存在長期協整關系，金融效率對城鎮化的長期彈性和貢獻要大于政府財政支出強度，而金融效率的提高在減少政府財政支出方面效果明顯。

城鎮化；VAR模型；協整關系；財政支出強度；金融效率

0 引言

新型城鎮化將是未來我國最大的增長引擎和發展紅利，在經濟結構轉型時期，我國城鎮化呈逐年上升趨勢，從1978年的17.92%上升到2014年的54.77%，年均增長率達到1.02個百分點。根據美國城市地理學家諾瑟姆城市化進程的“S”曲線理論，我國已經進入城鎮化發展的黃金時期。在推動以人為核心的新型城鎮化進程中，轉移人口的需求成為目前要解決的關鍵，影響他們順利轉移的關鍵因素：一是政策，二是資本。而政策的落實最終也必須要有足夠的資金作為保障。因此在新型城鎮化的進程中，金融問題成為制約其發展的核心和關鍵。

目前對我國新型城鎮化提供金融支持的主要有政府和市場兩種力量，而由于2014年10月國發〔2014〕43號文件的頒布，地方政府債務將實行嚴格的規?？刂?，因此未來市場將是資金的主要渠道。而政府在新型城鎮化發展中將如何定位、怎么引入市場力量的前提是必須明確目前政府和市場在新型城鎮化發展中力量的大小。對城鎮化中政府與市場的作用，國內學者進行了較為深入的研究?？v觀國內研究文獻，目前學術界已經充分認識到政府和市場的金融支持對城鎮化發展的重要性，但現有的研究文獻大多基于某一方面，很少有同時從政府和市場的視角對其作用效應進行實證研究。我國新型城鎮化發展已經進入關鍵時期，如何順利跨越中等收入陷阱，作為主要推動力量—政府和市場的作用顯得至關重要。我國城鎮化進程中政府與市場金融支持的效用如何，本文將通過實證來解決這一問題。

1 模型建立與變量選取

1．1 模型的建立

本文引入VAR模型，從定量角度分析我國城鎮化建設中政府支持與市場行為之間的互動關系。根據SC和AIC最小化原則，本文建立一個滯后階數為2的VAR模型，表達式為：

其中，Yi為內生變量，A1，A2，···，Ap是滯后內生變量的待估系數矩陣，μt為誤差修正項，p為模型的滯后階數。

1．2 變量的選取及處理

1.2.1 反應城鎮化水平的指標

本文把城鎮化水平作為被解釋變量。目前城鎮化率的計算方法有兩種，一是常住人口的城鎮化率，即城鎮常住人口占全部常住人口的比重。常住人口指的是在城鎮里面居住6個月以上的這部分人群，包括一次性居住6個月，或者一年之內居住超過6個月，這種計算方法是國際上通用的。另外一種是戶籍人口的城鎮化率，即城鎮戶籍人口占全部人口的比重。為了跟國際接軌，也為了獲取數據的便利，本文以第一種計算方法來衡量城鎮化水平，記為UR，即UR=城鎮人口/常住總人口。

1.2.2 反應政府支持行為的指標

城鎮化的發展需要政府的支持和引導，財政是城鎮化建設的物質基礎。政府對城鎮化的金融支持主要是通過財政支出來實現的，通常來說，政府財政支出越高，說明政府投資程度越強，一定程度上會促進城鎮化的發展。因此本文用地方財政一般預算支出占GDP的比重來衡量政府財政支出的強度，表明在地區生產總值中有多大比例是通過政府財政支出來拉動的，記為FI。

1.2.3 反應市場支持行為的指標

市場對城鎮化金融支持的關鍵在于金融市場運行效率的高低。如果金融市場運行效率過低，會導致整個經濟運行效率偏低，抑制欠發達地區勞動力的解放和轉移，從而影響城鎮化的進程。因此，本文選取金融效率來衡量市場支持力度。考慮到我國金融市場是以銀行業為主導的市場，相對于銀行來說，其他類型的金融市場無論是在規模上還是在制度上都不完善，因此在選取指標上，本文選用金融機構各項貸款與存款比來衡量金融效率，記為FE。1.2.4 數據來源及處理

本文選取1978—2014年的年度數據。數據來源于中華人民共和國統計局、新中國六十年統計資料匯編、中華人民共和國財政部。為消除異方差干擾，本文對變量進行了對數化處理，故本文使用城鎮化率的自然對數LnUR作為被解釋變量，使用政府財政支出強度的自然對數LnFI和金融效率的自然對數LnFE作為解釋變量進行實證分析。

作業過程表明，綜合絕緣抱桿安裝方便靈活，安裝時人體與帶電體的安全距離較大，不會碰觸帶電體；安裝后可實現對三相導線的可靠固定，減小了使用絕緣桿接引線時絕緣子所受剪切力，保證了接引線過程穩定安全實施。

2 實證檢驗

2．1 ADF單位根檢驗

為避免時間序列出現“偽回歸”現象，本文在5%的水平下對其平穩性進行單位根檢驗，結果如表1所示：將ADF值與臨界值比較，可以看出，在5%的顯著性水平下LnUR、LnFI和LnFE均為不平穩序列，經過一階差分之后，其ADF值均小于對應的臨界值，且P值很小，因此這三個序列為I（1）序列。這說明我國城鎮化率、政府財政支出強度和金融效率之間可能存在協整關系。

表1 ADF檢驗結果

2．2 Johansen協整關系檢驗

為了驗證三個序列之間的長期均衡關系，本文選擇帶截距項和趨勢項，用Johansen協整檢驗方法來檢驗上述三個變量之間的協整關系。從表2可以看出，在5%的顯著水平下，在“一個沒有”的原假設下，跡統計量的值大于其所對應的臨界值，而且P值很小，因此拒絕原假設，表明三個變量至少存在一個協整關系。在“最多一個”和“最多兩個”的原假設條件下，跡統計量值均小于臨界值，因此不能拒絕原假設。結果表明：在5%的顯著水平下，我國城鎮化率、政府財政支出強度和金融效率之間存在協整關系。

表2 Johansen協整檢驗結果

協整方程為：LnUR=0.011+0.029LnFI-0.652LnFE。

此方程為長期均衡方程，由此可以看出：我國政府財政支出在一定程度上提高了城鎮化水平，其中，政府財政支出強度每提高一個百分點，城鎮化率將提高0.029個百分點；金融效率與城鎮化出現反向變動，這是因為自1978年以來，我國銀行將大量存款轉換為貸款的比重在逐年下降（如圖1所示），經過一階差分處理的金融效率的變動率為負，從而出現金融效率與城鎮化反向變動的情況，因此，如果使兩者變動方向一致，就必須使金融效率與目前的變動方向相反，即提高金融運行效率，且金融運行效率每提高1個百分點，城鎮化變動0.652個百分點。由此可知：我國城鎮化與政府財政支出強度和金融效率之間存在著長效機制，但相對于政府財政支出，金融效率的變動對城鎮化的影響更大。

圖1 1978—2014年我國銀行存貸比（%）

2．3 Granger因果檢驗

為了驗證我國城鎮化率、政府財政支出強度和金融效率之間是否存在時間上的先后關系，本文采用格蘭杰，滯后兩期進行檢驗。由表3可知：在10%的顯著水平下，政府財政支出強度和城鎮化存在單向因果關系，城鎮化率的提高導致了財政支出擴張，但財政支出強度的增加不是提高城鎮化率的主要原因。這是由于城鎮化的發展需要大量資金投入，城鎮化發展越快，需要投入的資金也越多，帶動了財政支出規模的擴張。但政府財政支出投入的領域很多，由財政支出所帶動經濟增長從而引起人口從農村流入城鎮的作用并不十分明顯。金融效率與城鎮化率和財政支出強度也存在單向因果關系，金融效率的提高會影響城鎮化的快速發展和財政支出規模的擴張，但城鎮化的快速發展和財政支出規模的擴張不一定是由金融效率提高引起的。這是因為在金融運行效率中，貸款/存款比率越高，表明資金使用效率越高，更多的資金會投入到社會，帶動城鎮化的快速發展。但由于城鎮化的建設周期長，資金回收慢，甚至很多都是一些非盈利性的，吸引商業性金融機構資金投入難度較大，而且長期以來，商業銀行惜貸行為嚴重（具體如圖2所示），大量存款轉換成貸款的比例雖然部分年份有所提高，但總趨勢一直在降低，而且政府財政規模的擴張對商業銀行和民間資本也產生一定的擠出效應，因此我國城鎮化的提高和政府財政支出的擴張不是金融效率的格蘭杰原因。

表3 Granger檢驗結果

2．4 VAR模型估計及穩定性檢驗

本文選擇滯后兩期，對VAR模型進行估計，得出下面結果：

由結果可知，城鎮化率和政府財政支出強度指標均受自身滯后一階影響較大。對于金融運行效率指標，滯后一階及兩階的城鎮化率及自身的滯后一階對其影響較為顯著。如圖2所示，單位特征根的倒數都在單位圓內，因此模型是穩定的，可進行脈沖響應函數分析。

圖2模型穩定性檢驗

2．5 脈沖響應函數分析

本文利用脈沖響應函數進一步分析內生變量的變化所帶來的擾動項傳播到各變量的途徑。從圖3可以看出，給城鎮化率一單位標準差正向沖擊之后，對自身的期初影響較大，之后緩慢下降并逐漸消失；財政支出強度對城鎮化的沖擊效果逐漸顯現，到第4期達到最大化后，效果逐漸減弱；金融效率對城鎮化的沖擊在第2期后開始逐漸顯現，且隨著時間的推移，沖擊越來越大。這說明提高政府財政支出短期內會促進城鎮化的發展，但長期效果不明顯，而相對來說，雖然金融效率對城鎮化的影響有一定的滯后性，但隨著時間的推移，影響力越來越大且持久性很強。

圖3各變量對城鎮化的影響

從圖4可以看出，政府財政支出強度對其自身的沖擊以及金融效率對政府財政支出強度的沖擊要大于城鎮化對其的影響。具體來說：當本期給政府財政支出強度一單位正向沖擊，對自身的擾動緩慢上升，在第3期達到6.3%后逐漸減弱；金融效率對其沖擊逐漸增強，到第7期后基本保持在5.6%的水平，且影響持久；相對來說，城鎮化對政府財政支出強度的期初沖擊不是很明顯，到第4期后才逐漸顯現，并趨于平穩。這是因為城鎮化的發展帶動了政府財政支出規模的擴張，且這種長期依賴性比較強，而在社會資本需求總量一定的情況下，金融效率的提高，即社會資本的參與對政府財政支出可以產生替代效應，在一定程度上減少財政支出規模。由此也可以看出提高金融機構運行效率是減輕政府債務負擔的最佳選擇。

圖4各變量對政府財政支出強度的影響

從圖5可以看出，金融效率對其自身的擾動非常明顯，當期初給其1單位正向沖擊后，到第2期迅速達到最大，之后直線下降；政府財政支出對其沖擊滯后1期后逐漸增大；城鎮化對其沖擊在第2期達到最大后影響逐漸減弱。這說明政府財政支出的增加，在促進城鎮化發展的同時，帶動了社會資本的參與力度，且這種帶動作用持久性強。

圖5各變量對金融效率的影響

2．6 方差分解

方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻率，進一步評價不同結構沖擊的重要性，本文對各變量進行分解。從城鎮化率的方差分解中可以看出（見表4），城鎮化期初受自身的影響較大，隨著時間的推移這種影響逐漸降低；政府財政支出強度對其貢獻較??；相對來說，金融效率對城鎮化的貢獻最大，影響在逐年上升，且這種影響仍有加強的趨勢。從政府財政支出強度的方差分解中可以看出（見表5），政府財政支出對自身初始影響較大，但隨著時間的推移，這種影響越來越低；相對來說，金融運行效率對其影響在逐漸加強，而且對其變動的貢獻率到第10期時達到45.800%，之后仍有上升的趨勢，預計會逐漸超過財政支出對其自身的影響力；城鎮化對其影響基本穩定在3%的貢獻率水平。從金融運行效率的方差分解中可以看出（見表6），金融效率對自身的影響很大，保持在81%以上的貢獻率水平；城鎮化和政府財政支出強度對其影響在逐年增加；而相對來說，政府財政支出強度的貢獻要大于城鎮化對其的影響。

表4 各變量沖擊對城鎮化的貢獻度

表5 各變量沖擊對政府財政支出強度的貢獻度

表6 各變量沖擊對金融效率的貢獻度

3 結論

本文選取了1978—2014年的數據，通過對我國城鎮化率、政府財政支出強度和金融效率三個變量進行單位根檢驗、協整關系檢驗、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應函數分析及方差分解，得出如下結論：

（1）從ADF和Johansen協整檢驗可知，我國城鎮化、政府財政支出強度、金融效率之間存在著長期均衡關系，城鎮化率相對于政府財政支出強度的長期彈性為0.029，相對于金融效率的長期彈性為0.652。因此相對于政府財政支出強度的變動，金融效率的變動對城鎮化的長期影響更大。

（2）從Granger檢驗結果可以看出，在10%的顯著水平下，我國金融效率的提高是城鎮化發展和政府財政支出強度變動的主要因素。

（3）從脈沖響應函數分析可知，我國政府財政支出的變動對城鎮化也產生了一定的正向沖擊；相對來說，我國銀行儲蓄轉換投資的能力較弱，金融運行效率較低，使得城鎮化過度依賴于政府財政投入，對城鎮化產生負向沖擊；但金融運行效率對政府財政支出產生負向效應，且效果顯著，這意味著可通過提高金融運行效率來降低政府財政支出的規模，從而減輕政府的財政壓力。

（4）從方差分解可知，除了自身影響外，金融運行效率和政府財政支出互相影響，長期來看，金融運行效率對政府財政支出的影響力要大于政府財政支出對金融運行效率的影響力；同時，金融運行效率對城鎮化的貢獻率要遠遠大于政府財政支出強度對城鎮化的貢獻。

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（責任編輯/劉柳青）

F812

A

1002-6487（2016）24-0140-04

國家社會科學基金資助項目（14BJY055）

（通訊作者）王建英（1980—），女，河南鄭州人，博士研究生,研究方向：金融監管。

馬德功（1957—），男，山西長治人，教授，博士生導師，研究方向：金融監管。