财政分权促进城市化水平提升了吗？——基于我国2007—2016年省际面板数据的实证分析

●徐 婷

一、导论

财政分权促进了我国改革开放四十年经济的快速增长 （周业安、章泉，2008），不仅显著增加了我国地方GDP（沈坤荣、付文林，2005）和人均 GDP 水平（林毅夫、刘志强，2000），而且提高了地区基础设施水平（张军等，2007），但是不利于碳排放量的改善 （张克中等，2011）。目前我国进入改革发展的攻坚期，经济发展进入中高速增长阶段，经济发展的潜在增长率和实际增长率都出现了缓慢下降。但是纵观我国与发达国家的差距，城市化水平的差距是一个重要方面。2018年我国城市化率为59.58%，离发达国家75%的城市化平均水平还相距甚远。城市化水平的差距和潜力，一定程度上为我国未来经济的发展提供了潜在增长率。

那么财政分权与城市化水平是否有关系呢？如果财政分权不能够有效地促进城市化水平的提升，财政分权则可能进一步损害我国经济的潜在增长率，不利于我国经济的恢复和长期发展。如果产生有利影响，那么说明财政分权可以有效地促进城市化水平的提升，对我国今后的经济发展会产生一定的促进作用。因此研究财政分权与城市化水平具有重要意义。

城市规模的扩大既包括城市面积的扩大，也包含城市人口的增多。而城市人口的增多和规模的扩大都涉及公共物品的供给，但是已有研究表明财政分权不利于城市公共物品供给的提高，并且会进一步加剧城乡基本公共服务的差距（刘成奎、龚萍，2014）。但是随着城市化水平的逐步提高，财政分权也会有效地促进财政向民生领域倾斜，进而有利于人口城市化。李强和左静娴（2017）研究认为就城市土地规模的扩大来说，财政分权抑制了城市摊大饼似的规模扩大，但是有利于城市人口的集聚，促进了人口的城市化。

本文从财政分权角度考察其对城市化水平的影响，可能的创新点有：第一，财政分权对我国经济发展的重要性不言而喻，城市化水平的提升也是经济发展的结果。但是国内研究财政分权和城市化水平关系的文章较少，本文试图对其进行分析研究；第二，以往的研究中多集中于东中西部地区的分类研究，较少涉及南北方的分样本检验和资源依赖性强弱的分样本检验。本文使用31个省、自治区和直辖市的面板数据，研究了财政分权对城市化水平影响的研究。基本回归结果显示财政分权有效地促进了我国城市化水平的提升。本文其余部分的安排如下：第二部分是变量选取和数据来源；第三部分是基本回归结果，包括模型设定和基本结果分析；第四部分是异质性检验，具体从东中西部地区、南北方和资源依赖性强弱三个方面进行分样本检验；第五部分是稳健性检验；第六部分是文章的结论。

二、变量选取和数据来源

（一）变量选取

城市化率。本文对我国城市化水平的变量选取采用了城市化率的度量，也就是人口城市化。随着经济的发展，城市的公共物品供给更多，更加均等化，并且城市在工业和服务业方面的集聚效应，吸引了大量的就业人口，导致城市人口逐步增多，城市化率水平提升。因此，本文采用城镇人口占总人口的比重度量城市化率。城市化率用City表示。

财政分权是本文的核心解释变量。财政分权在我国改革开放过程中起到了重要作用。本文采用地方政府人均财政支出除以地方政府人均财政支出和国家人均财政支出之和的比值来度量。财政分权用Fq表示。

其余控制变量主要包括对外开放程度，用外商直接投资度量（FDI）。各省的人口数量用Peo表示，各省经济发展水平用GDP表示，并且加入了经济发展水平的平方项，用GDP2表示。

（二）数据来源

本文的数据主要来自于《中国统计年鉴》，具体包括2007年到2016年全国除香港特别行政区、澳门特别行政区和台湾省以外的其他31个省、自治区和直辖市。本文对所有变量进行了对数转换，以减少计量模型估计的误差。被解释变量、解释变量以及控制变量的描述性统计见表1。

表1 所有变量的统计性描述结果

三、基本回归结果分析

（一）模型设定

财政分权和城市化水平的关系，被解释变量是城市化率，解释变量财政分权，因此根据本文所要研究的主体，设定以下计量回归模型：

在回归模型中，City代表了城市化率的水平，i表示省份，t表示时间。Fq代表了i省份在t时间的财政分权水平。其中还包括了控制变量：外商直接投资、人口规模、经济发展水平和经济发展水平的平方项以及时间和省份固定效应。其中α表示常数项也就是截距项，ε为回归误差项。

（二）基本检验结果

本文主要探讨财政分权对我国城市化水平的影响。根据计量回归模型进行实证分析。财政分权对城市化影响的基本回归结果见表2。在回归过程中，首先进行城市化率对财政分权的回归，虽然聚类到省级层面，但是并没有控制省份和年份固定效应，也没有加入相应的控制变量。检验结果见表2第一列。其中财政分权的回归系数为7.28，在1%的显著性水平上通过检验，表明我国财政分权显著促进了城市化率的提高。第二列是在第一列的基础上加入了年份和省份固定效应的回归结果，回归结果显示财政分权的回归系数为5.29，同样是在1%的显著性水平上通过检验，表明财政分权与城市化率呈正相关关系。表2第三列是在第二列的基础上加入了控制变量之后的回归结果，也是本文最为关注的计量模型检验结果。回归过程中，不仅加入了省份和时间的双向固定效应，也加入了外商直接投资、人口规模、经济发展水平和经济发展水平的平方项等控制变量，检验结果在5%的显著性水平上通过检验，财政分权的回归系数为2.85。基本回归检验结果表明，我国财政分权与城市化率呈正相关，财政分权有效促进了我国城市化水平的提升。

四、异质性检验

（一）东中西部分地区检验

我国改革开放的过程首先是从东部沿海地区的四个沿海开放城市开始的，以后逐步向内地延伸。地理区域渐进性的改革开放造成了我国经济发展差距从东到西逐步拉大的历史事实，但是之后国家逐步实施了西部大开发、中部崛起和东北振兴等区域协调发展措施来实现地区经济协调发展。因此，本文在异质性分析过程中将不同省份分为东中西部地区进行检验，回归结果见表3。

表3报告了按照东中西部地区检验的财政分权对城市化水平的影响。其中东部地区包括11个省、自治区和直辖市，中部地区包括8个省、自治区和直辖市，西部地区包括12个省、自治区和直辖市。东中西部地区回归过程中都加入了控制变量，并且也都控制了时间和地区固定效应。东部地区的回归结果中财政分权的回归系数为3.10，在10%的显著性水平上通过检验，表明财政分权显著促进了东部地区城市化率水平的提升。中部地区财政分权的回归系数为6.91，在1%的显著性水平上通过检验，同样表明财政分权提高了中部地区的城市化水平。西部地区的回归结果中财政分权的回归系数为3.04，在1%的显著性水平上通过检验，财政分权有效提高了西部地区的城市化水平。整体而言，不论是东部地区还是中西部地区财政分权在城市化推进过程中都起到了应有的积极作用。

表2 基本回归模型检验结果

表3 异质性检验——东中西部地区

（二）南方北方分地区检验

传统上我国经济发展地区分为东中西部地区，但是近年来我国经济发展的差距逐步由东中西部的差距转变为南北方的差距。南方的经济发展活力高，发展速度快，经济总量更好。经济发展较好的二线城市中，南方地区主要包括：杭州、南京、武汉、长沙、重庆、成都和合肥。而北方地区只有西安和郑州经济发展相对较好。因此从南北方省份衡量财政分权对城市化率的影响具有重要意义，一方面可以反映南北方财政分权对南北方城市化的影响，另一方面也可以侧面反映出南北方是否存在经济发展差距。

财政分权对城市化水平的影响分南北方检验结果见表4。其中第一列是北方地区检验结果，第二列是南方地区检验结果。北方省份包括15个，南方省份为16个。回归模型中加入了所有控制变量，并且控制了时间和地区固定效应。北方检验结果中，财政分权的回归系数为6.10，在1%的显著性水平上通过检验。表明财政分权显著提高了北方地区的城市化水平，推进了北方地区的城市化进程。但是南方地区的检验结果则不同，南方地区的财政分权回归系数为-0.85，并未通过显著性检验。这表明南方地区的财政分权对城市化水平的影响效果不确定。这是因为南方地区经济发展更多依靠劳动力、企业投资、科技等经济内生发展动力，市场化程度更高。北方地区的经济发展更多依靠政府投资，经济发展内生动力较弱，市场化水平低。这也侧面反映了南方地区的经济发展潜力要大于北方地区。

表4 异质性检验——南北方地区

（三）资源型地区检验

历史上我国资源型工业在经济发展过程中发挥了不可替代的重要作用。资源型地区的经济发展更多依靠资源能源的开采和加工，财政收入更多依靠资源开采和加工的税费收入。因此考察资源型地区和非资源型地区财政分权对城市化水平的影响也具有重要意义。参考景守武和陈红蕾（2017）的划分标准，按就业人口中采掘业占总就业人口的比重来衡量资源依赖程度，将资源型地区分为强、中和弱依赖三种情况。检验结果见表5。

表5第一列是资源依赖性弱的省份检验结果，共9个资源依赖性弱的省份，第二列是资源依赖性中的省份检验结果，共7个资源依赖性中等的省份，第三列是资源依赖性强的省份检验结果，共15个资源依赖性强的省份。回归模型中加入了所有控制变量，并且控制了时间和地区固定效应。资源依赖性弱的省份中，财政分权的回归系数为-1.71，在5%的显著性水平上通过检验。这说明资源依赖性弱的地区财政分权抑制了城市化水平的提升。这是因为资源依赖性弱的地区，往往是我国经济发展好的地区，这些地区的市场化程度更高，政府对市场的干预较低，更多是在补充市场失灵和完善相关制度方面起作用。而我国财政分权恰恰是政府主动干预的重要手段，因此经济发达地区的财政分权抑制了城市化率的提升。资源依赖性强的地区财政分权的回归系数为5.73，在1%的显著性水平上通过检验，表明财政分权促进了资源依赖性强的地区城市化水平的提升。这说明资源依赖性强的地区经济转型升级仍未完成，仍然是依靠政府干预来促进经济发展，经济内生动力不足。而第二列中资源依赖性中等的地区财政分权的回归系数为2.52，未通过显著性检验，这说明这些地区正在逐步摆脱依靠资源开采和加工发展经济的方式，经济发展的内生动力增强，但是由于并没有完全转变，反映在财政分权对城市化水平的提升方面则不显著。

表5 异质性检验——资源依赖强弱地区检验

五、稳健性检验

本文主要从以下三个方面进行稳健性检验。第一种是，在基本回归中的稳健标准误不进行省级聚类。第二种是，将财政分权换为财政自给率进行回归。第三种是，将对外开放水平的度量换为出口。检验结果见表6。

第一列中显示了不聚类到省级层面标准误的回归结果，但是控制了时间和地区固定效应，加入了所有的控制变量。结果显示，财政分权的回归系数为2.85，在1%的显著性水平上通过检验，表明基本回归结果具有稳健性。第二列是将财政分权换为财政自给率重新回归，回归中加入了所有控制变量，进行了时间和地区的固定效应控制。回归结果显示财政自给率的回归系数为0.65，在1%的显著性水平上通过检验，说明基本回归结果不会因为解释变量度量方式的改变而改变。第三列是将外商直接投资（FDI）换为出口（Export）作为对外开放水平的度量重新回归，西藏自治区缺少出口数据，因此将其删除，共30个省、自治区和直辖市样本。回归中加入了其他控制变量，固定了时间和地区效应。财政分权的回归系数为2.42，在5%的显著性水平上通过检验。通过三种方式的稳健性检验，结果表明本文的基本回归中财政分权有效地促进了城市化水平提升的这一基本结论具有较强的稳健性。

表6 稳健性检验

六、结论

财政分权是我国在经济体制改革中的重要举措，有力地推动了我国改革开放以来经济的快速发展。随着经济快速发展，地区的城市化水平会显著提高，实现工业和人口的集聚。在经济发展进入“新常态”中，我国城市化与发达国家之间的巨大潜力，构成了我国经济增长潜力的重要部分。因此，研究财政分权对城市化水平的影响，对于指导今后财政分权的改革具有重要作用。

本文使用2007-2016年全国31个省份、自治区和直辖市的数据研究财政分权对城市化水平的影响。基本回归结果显示，财政分权有力地促进了我国城市化水平的提升，并且这一结论通过了稳健性检验。分样本检验中，不论是东部还是中西部地区财政分权都可以促进城市化率的提高。但是北方地区更多依靠财政分权来促进城市化水平提升，南方地区的经济发展内生动力更强，财政分权对城市化水平的影响不显著。就资源依赖性程度划分而言，资源依赖性高的省份，财政分权有效地促进城市化水平提升，但是资源依赖性程度低，市场化程度高的地区，财政分权阻碍了城市化水平的提升。在资源依赖性中等强度地区，这些地区的经济发展逐步在转型，降低对资源的依赖程度，更多依靠内生动力转型，因此这些地区的财政分权回归系数虽未通过显著性检验，但是为正数。■