洪 源, 楊司鍵，李 禮

(1. 湖南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410006； 2.財(cái)政部 中國(guó)財(cái)政科學(xué)研究院，北京 100142；3.中國(guó)人民銀行 泰州中心支行，江蘇 泰州 225300)

21世紀(jì)以來(lái)地方政府投融資行為是否導(dǎo)致了城鎮(zhèn)化“地與人”非協(xié)調(diào)發(fā)展？

洪 源1,2, 楊司鍵3，李 禮2

(1. 湖南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410006； 2.財(cái)政部 中國(guó)財(cái)政科學(xué)研究院，北京 100142；3.中國(guó)人民銀行 泰州中心支行，江蘇 泰州 225300)

進(jìn)入21世紀(jì)以來(lái)，中國(guó)出現(xiàn)人口城鎮(zhèn)化速度明顯滯后于土地城鎮(zhèn)化速度，即城鎮(zhèn)化“地與人”非協(xié)調(diào)發(fā)展問(wèn)題。與此同時(shí)，以“非正式財(cái)力偏好”為特征的地方政府投融資行為亦有愈演愈烈之勢(shì)。本文在考察地方政府投融資行為對(duì)城鎮(zhèn)化非協(xié)調(diào)發(fā)展的影響機(jī)制基礎(chǔ)上，通過(guò)獲取2001-2014年的省際面板數(shù)據(jù)，從時(shí)空整合視角出發(fā)，綜合運(yùn)用基本面板數(shù)據(jù)模型和動(dòng)態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型，對(duì)地方政府投融資行為對(duì)于城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響方向、路徑以及實(shí)際效果進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明，地方政府投融資行為對(duì)土地城鎮(zhèn)化發(fā)展的推動(dòng)作用要遠(yuǎn)大于對(duì)人口城鎮(zhèn)化發(fā)展，對(duì)城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展有顯著的負(fù)向影響以及空間外溢效應(yīng)。地方政府投融資行為是導(dǎo)致城鎮(zhèn)化”地與人“非協(xié)調(diào)發(fā)展的不可忽視的重要因素。

21世紀(jì)以來(lái)；地方政府投融資行為；城鎮(zhèn)化；非協(xié)調(diào)發(fā)展

一、引言

自21世紀(jì)以來(lái)，我國(guó)城鎮(zhèn)化在土地和人口方面的非協(xié)調(diào)發(fā)展已經(jīng)成為不爭(zhēng)的事實(shí)，這種不協(xié)調(diào)性突出表現(xiàn)為存在著人口城鎮(zhèn)化速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)滯后于土地城鎮(zhèn)化速度的問(wèn)題，即在城鎮(zhèn)建成區(qū)大規(guī)模擴(kuò)張的土地城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，城鎮(zhèn)空間外延的迅速擴(kuò)張并未帶來(lái)同步的城鎮(zhèn)人口增長(zhǎng)速度。以2001年為分界點(diǎn)，2001年以前全國(guó)每年的建成區(qū)面積增長(zhǎng)率均低于城鎮(zhèn)人口增長(zhǎng)率，自2001年以后，則除了2006年和2008年建成區(qū)面積增長(zhǎng)率略低外，其余年份建成區(qū)面積增長(zhǎng)率均要明顯高于城鎮(zhèn)人口增長(zhǎng)率，并且這種偏離態(tài)勢(shì)在2003年和2011年達(dá)到頂峰。從2001 年到 2015年，我國(guó)城市建成區(qū)面積從22439.28 平方公里增長(zhǎng)到52102.31平方公里，增長(zhǎng)率為 132.19%，年均增長(zhǎng)9.44個(gè)百分點(diǎn)，但城鎮(zhèn)人口在同時(shí)期則是從48064 萬(wàn)人增長(zhǎng)至77116萬(wàn)人，年均增長(zhǎng)僅為4.32個(gè)百分點(diǎn)。此外，如果在上述城鎮(zhèn)人口的統(tǒng)計(jì)口徑中扣除城市流動(dòng)人口因素，僅考慮包含戶籍人口的人口城鎮(zhèn)化率，人口城鎮(zhèn)化速度滯后于土地城鎮(zhèn)化速度的偏離態(tài)勢(shì)則更加明顯。顯然，這種土地城鎮(zhèn)化凌駕于人口城鎮(zhèn)化之上(即土地城鎮(zhèn)化速度快于人口城鎮(zhèn)化速度)的“地與人”非協(xié)調(diào)發(fā)展的城鎮(zhèn)化模式，與新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的理念并不相符，是一種扭曲的城鎮(zhèn)化。

對(duì)于上述中國(guó)城鎮(zhèn)化“地與人”非協(xié)調(diào)發(fā)展的原因，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從以下方面進(jìn)行了分析：一是從戶籍制度角度出發(fā)來(lái)探討人口城鎮(zhèn)化發(fā)展滯后的原因。丁任重和何悅(2016)[1]以及陶然和徐志剛(2012)[2]認(rèn)為中國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展失衡的原因在于戶籍制度，二元戶籍制度導(dǎo)致流動(dòng)人口享受不到相應(yīng)的社會(huì)保障措施，居住問(wèn)題和子女教育得不到妥善安排，無(wú)法使這些流動(dòng)人口真正地融入城市，從而導(dǎo)致城市之間存在大量流動(dòng)人口，不能實(shí)現(xiàn)真正地人口城鎮(zhèn)化。二是從土地制度角度來(lái)探討地方政府熱衷于發(fā)展土地城鎮(zhèn)化的原因。冷智花(2016)[3]認(rèn)為由于土地征收屬于政府行為，而土地出讓屬于市場(chǎng)行為，兩種行為的不同屬性導(dǎo)致地方政府在土地征收和出讓過(guò)程中能獲得大量的土地價(jià)差，為追求自身收益的最大化，地方政府熱衷于發(fā)展土地城鎮(zhèn)化。三是從財(cái)政制度角度來(lái)探討城鎮(zhèn)化非協(xié)調(diào)發(fā)展的原因。熊柴和高宏利(2012)[4]認(rèn)為，在當(dāng)前的地方政府官員政績(jī)考核機(jī)制下，地方政府的財(cái)政支出普遍偏好于城鎮(zhèn)的快速擴(kuò)張和硬件建設(shè)，而非社會(huì)福利的提升，因而造成了人口城鎮(zhèn)化滯后于土地城鎮(zhèn)化的問(wèn)題愈發(fā)嚴(yán)重。

在上述分析的基礎(chǔ)上我們能進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，這些與地方政府投融資行為都具有一定的關(guān)聯(lián)性：現(xiàn)行財(cái)政分權(quán)與政績(jī)考核的制度背景所決定的地方政府支出偏好制約固化了地方政府投融資資金的使用方向，即重經(jīng)濟(jì)建設(shè)以積極推動(dòng)土地城鎮(zhèn)化，輕民生改善以消極應(yīng)對(duì)人口城鎮(zhèn)化；現(xiàn)行的土地征用制度為地方政府獲取巨額土地收益來(lái)作為投融資資金的主要來(lái)源提供了保障；二元的戶籍制度則成為了地方政府投融資資金在用途方面推脫人口城鎮(zhèn)化責(zé)任的最佳擋箭牌。據(jù)此不難看出，在導(dǎo)致中國(guó)城鎮(zhèn)化非協(xié)調(diào)發(fā)展諸多影響因素中，地方政府投融資行為應(yīng)該是其中的一個(gè)關(guān)鍵影響節(jié)點(diǎn)。實(shí)際上，考慮到我國(guó)的城鎮(zhèn)化是由地方政府主導(dǎo)的，地方政府對(duì)城鎮(zhèn)化融資渠道、投資結(jié)構(gòu)都具有決定權(quán)，因而在某種程度上，地方政府投融資行為實(shí)際上對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展能起到關(guān)鍵作用。因此，研究我國(guó)城鎮(zhèn)化非協(xié)調(diào)發(fā)展問(wèn)題有必要從地方政府投融資行為的視角來(lái)入手。鑒于現(xiàn)有文獻(xiàn)在此方面的系統(tǒng)研究還鮮有所見，本文擬在考察現(xiàn)行財(cái)政體制下地方政府投融資行為的現(xiàn)狀及特征的基礎(chǔ)上，從地方政府投融資行為的融資與投資兩個(gè)方面來(lái)系統(tǒng)解析其對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)化“地與人”非協(xié)調(diào)發(fā)展的影響機(jī)制。同時(shí)，基于“21世紀(jì)以來(lái)”這一時(shí)間節(jié)點(diǎn)，通過(guò)獲取2001—2014年的31個(gè)省際面板數(shù)據(jù)，從時(shí)空整合的視角出發(fā)，對(duì)地方政府投融資行為對(duì)于城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響方向、路徑以及實(shí)際效果進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，據(jù)此提出優(yōu)化地方政府投融資行為，實(shí)現(xiàn)我國(guó)城鎮(zhèn)化“地與人”協(xié)調(diào)發(fā)展的政策建議。

二、21世紀(jì)以來(lái)地方政府投融資行為的現(xiàn)狀特征及其對(duì)城鎮(zhèn)化非協(xié)調(diào)發(fā)展的影響機(jī)制

(一)21世紀(jì)以來(lái)地方政府投融資行為的“非正式財(cái)力偏好”特征

1994年分稅制改革后，“倒軋賬”式的財(cái)政分權(quán)使得地方政府逐步將收入重點(diǎn)由體制內(nèi)的預(yù)算收入轉(zhuǎn)移到體制外的非正式收入。同時(shí)，在以GDP為核心的地方政府官員政績(jī)競(jìng)爭(zhēng)考核機(jī)制下，地方政府在短期內(nèi)突破預(yù)算限制來(lái)開展“資源密集型”工程投資的意愿被不斷強(qiáng)化，而這種強(qiáng)激勵(lì)機(jī)制處于財(cái)力非常緊張的背景下，大大增強(qiáng)了地方政府為了短期提高政績(jī)而突破預(yù)算限制從公共財(cái)政體制外尋求非正式財(cái)力的主觀動(dòng)機(jī)[5]。由此，地方政府“非正式財(cái)力偏好”成為了地方政府受制于財(cái)力不足的現(xiàn)狀，在面臨中國(guó)式財(cái)政分權(quán)的制度環(huán)境以及“唯GDP主義”的政績(jī)競(jìng)爭(zhēng)考核機(jī)制下的一種必然選擇。

上述地方政府“非正式財(cái)力偏好”特征在地方政府投融資行為方面尤為明顯，例如，地方政府依據(jù)對(duì)土地一級(jí)市場(chǎng)上的壟斷權(quán)，通過(guò)土地征用和出讓來(lái)獲取可觀的土地出讓金收入并用于城市建設(shè)，即“以地生財(cái)”的土地財(cái)政投融資模式；以土地注資的方式成立地方政府投融資平臺(tái)，并以此為載體通過(guò)銀行貸款、發(fā)行債券等方式來(lái)獲取更多建設(shè)資金，從而發(fā)揮土地收益的桿杠融資作用，即“以地舉債融資”的債務(wù)化投融資模式。下面將對(duì)地方政府的“土地財(cái)政投融資”與“債務(wù)化投融資”兩種投融資模式的運(yùn)行現(xiàn)狀做一具體描述和分析：

首先，從“土地財(cái)政投融資”運(yùn)行現(xiàn)狀來(lái)看，目前我國(guó)地方政府土地出讓的四種方式為：協(xié)議出讓、招標(biāo)出讓、拍賣出讓和掛牌出讓。其中對(duì)于住宅用地，地方政府一般采用“招拍掛”的形式出讓，由于批出的用地有限，競(jìng)爭(zhēng)者數(shù)量較多，這些用地往往能以高價(jià)成交，而隨著地方土地出讓價(jià)格的迅速上漲，地方政府則在土地出讓價(jià)格上漲過(guò)程中直接獲得了大量可觀的土地出讓金收入[6]?？梢哉f(shuō)，隨著21世紀(jì)以來(lái)我國(guó)土地有償使用制度改革力度不斷加大，土地有償使用比重的逐年提高，地方政府土地出讓金收入呈年年攀升之勢(shì)，地方政府對(duì)土地財(cái)政的依賴程度也越來(lái)越高。

其次，從“債務(wù)化投融資”運(yùn)行現(xiàn)狀來(lái)看，雖然1994年《預(yù)算法》規(guī)定地方政府不得發(fā)行債券，但在預(yù)算內(nèi)財(cái)力有限的情況下，為了經(jīng)濟(jì)建設(shè)需要，各級(jí)地方政府往往都開展了債務(wù)化投融資。根據(jù)2013年全國(guó)性債務(wù)審計(jì)結(jié)果，在地方政府負(fù)有償還責(zé)任的債務(wù)中，投融資平臺(tái)債務(wù)余額高達(dá)40755.54億元，占同類債務(wù)余額的比重接近40%，如果綜合考慮政府負(fù)有擔(dān)保責(zé)任和負(fù)有救助責(zé)任債務(wù)，這個(gè)比重可能更高。具體從投融資平臺(tái)的舉債融資模式來(lái)看，由于投融資平臺(tái)大多由地方政府以土地等資產(chǎn)注資形成，從而使得土地財(cái)政與地方政府債務(wù)化投融資保持了密切的互動(dòng)性。一方面地方政府借助土地儲(chǔ)備成立投融資平臺(tái)，同時(shí)以土地抵押貸款的形式獲得債務(wù)融資；另一方面，大規(guī)模的債務(wù)資金用于城市建設(shè)，導(dǎo)致城市空間擴(kuò)張，從而可以使得地方政府增加土地儲(chǔ)備規(guī)模，進(jìn)而獲得更多土地抵押貸款，同時(shí)高額土地出讓金推高房?jī)r(jià)，土地估值增加使得融資平臺(tái)在銀行的可貸款額度上升，如此往復(fù)。地方政府通過(guò)這種互動(dòng)機(jī)制能源源不斷得獲得債務(wù)資金，彌補(bǔ)了地方城市基礎(chǔ)設(shè)施和公用事業(yè)建設(shè)的預(yù)算內(nèi)資金缺口。從地方政府債務(wù)化投融資的規(guī)模來(lái)看，2001年至2014年期間，地方政府新增債務(wù)規(guī)模由4086.45億元擴(kuò)大到47000.23億元，14年的時(shí)間增長(zhǎng)11.5倍，年均增長(zhǎng)率為82.15%。不難看出，由于與土地財(cái)政間的密切聯(lián)系，地方政府債務(wù)化投融資規(guī)模也呈現(xiàn)出與土地財(cái)政投融資規(guī)模類似的快速增長(zhǎng)趨勢(shì)。

隨著上述兩種投融資模式的規(guī)?？偭坎粩嘣黾?，地方政府投融資行為的“非正式財(cái)力偏好”特征也愈發(fā)明顯。2001年地方政府非正式財(cái)力(土地出讓金與新增債務(wù)收入之和)占地方政府綜合可支配財(cái)力*地方政府綜合可支配財(cái)力=地方本級(jí)財(cái)政收入+中央對(duì)地方的稅收返還和轉(zhuǎn)移支付+地方政府非正式財(cái)力。的比重僅為22.17%，對(duì)地方政府綜合可支配財(cái)力的影響還較小，但是到了2006年，地方政府非正式財(cái)力占地方政府綜合可支配財(cái)力的比重上升至44.4%，幾乎已經(jīng)占據(jù)“半壁江山”，2009年達(dá)到最高點(diǎn)46.8%，2011年后雖然稍有所下降，但到2014年仍然高達(dá)41.04%水平，可見地方政府對(duì)于非正式財(cái)力的依賴程度越來(lái)越高，相應(yīng)地“土地財(cái)政投融資”與“債務(wù)化投融資”也成為了地方政府投融資的主要模式。同時(shí)，它與我國(guó)城鎮(zhèn)化“地與人”非協(xié)調(diào)發(fā)展進(jìn)程在起始時(shí)點(diǎn)上大致吻合，而且在變化趨勢(shì)上也極其相似。這也表明了我國(guó)地方政府投融資行為的“非正式財(cái)力偏好”特征很可能與城鎮(zhèn)化非協(xié)調(diào)發(fā)展之間存在一種較顯著的影響機(jī)制。

(二)地方政府投融資行為對(duì)城鎮(zhèn)化非協(xié)調(diào)發(fā)展的影響機(jī)制

在前面對(duì)21世紀(jì)以來(lái)地方政府投融資行為的“非正式財(cái)力偏好”特征解析的基礎(chǔ)上，我們可以進(jìn)一步探討地方政府投融資行為對(duì)城鎮(zhèn)化非協(xié)調(diào)發(fā)展的影響機(jī)制，具體可以從前述投融資模式的融資與投資兩個(gè)層面出發(fā)來(lái)進(jìn)行分析：

1.地方政府投融資行為的融資層面對(duì)城鎮(zhèn)化非協(xié)調(diào)發(fā)展的影響機(jī)制

一方面，鑒于獲取土地財(cái)政收入的前提是有地可賣，在城鎮(zhèn)內(nèi)部土地有限且日漸枯竭的現(xiàn)實(shí)情況下，地方政府如果希望不斷獲取土地財(cái)政收入，必須得通過(guò)建新城、新區(qū)、開發(fā)區(qū)來(lái)擴(kuò)張城鎮(zhèn)空間，而這一過(guò)程實(shí)際上就是土地城鎮(zhèn)化超前發(fā)展的過(guò)程。與此同時(shí)，由于地方政府債務(wù)資金普遍采用“土地抵質(zhì)押”的方式向銀行貸款來(lái)舉借獲得，并且地方政府債務(wù)的償還也主要依靠土地財(cái)政收入來(lái)償還，因此，在地方政府償債壓力不斷增大的過(guò)程中，地方政府通過(guò)推動(dòng)土地城鎮(zhèn)化來(lái)獲取土地財(cái)政收入的動(dòng)機(jī)被進(jìn)一步強(qiáng)化。另一方面，地方政府對(duì)于土地財(cái)政收入及債務(wù)等非正式財(cái)力的偏好依賴，導(dǎo)致地方政府傾向于利用其在土地市場(chǎng)的壟斷權(quán)力，通過(guò)“招拍掛”的方式推動(dòng)土地出讓價(jià)格的上漲，而這一出讓策略勢(shì)必然導(dǎo)致房?jī)r(jià)高漲。對(duì)于進(jìn)城農(nóng)民工或想進(jìn)城的農(nóng)民來(lái)說(shuō)，城鎮(zhèn)房?jī)r(jià)的上漲遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)了他們能夠承受的價(jià)格，由于買不起房進(jìn)而放棄進(jìn)城，人口城鎮(zhèn)化的進(jìn)程也因此受阻。

2.地方政府投融資行為的投資層面對(duì)城鎮(zhèn)化非協(xié)調(diào)發(fā)展的影響機(jī)制

從土地財(cái)政及地方政府債務(wù)資金的投資方向與結(jié)構(gòu)來(lái)看，如前所述，在以GDP為核心的地方政府官員政績(jī)競(jìng)爭(zhēng)考核機(jī)制下，地方政府在投資方向上會(huì)選擇短期經(jīng)濟(jì)利益較大的投資組合——即重經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出，輕民生發(fā)展支出。與此同時(shí)，相對(duì)于一般公共預(yù)算資金來(lái)說(shuō)，由于土地財(cái)政及地方政府債務(wù)資金等非正式財(cái)力仍然游離于預(yù)算管理監(jiān)督之外，地方政府對(duì)其擁有更自由的支配權(quán)力。在這種預(yù)算軟約束環(huán)境下，為滿足地方政府自身經(jīng)濟(jì)利益最大化的需求偏好，上述非正式財(cái)力重城鎮(zhèn)建設(shè)和城鎮(zhèn)空間擴(kuò)張的投資導(dǎo)向被不斷固化。在我國(guó)2009—2013年國(guó)有土地出讓金收入安排的支出中，與土地城鎮(zhèn)化相關(guān)的支出均達(dá)到80%左右，而與人口城鎮(zhèn)化相關(guān)的支出則為10%左右。與此類似，在地方政府債務(wù)資金的安排中，根據(jù)審計(jì)署統(tǒng)計(jì)結(jié)果，截止2013年6月底，地方政府債務(wù)資金中投向市政建設(shè)、土地收儲(chǔ)、交通運(yùn)輸?shù)扰c土地城鎮(zhèn)化相關(guān)的支出達(dá)到70.38%，而投向教科文衛(wèi)、保障性住房等與人口城鎮(zhèn)化相關(guān)的支出則僅為10.5%。這些數(shù)據(jù)都表明以非正式財(cái)力為主要資金來(lái)源的地方政府投資，在投向上絕大部分并沒有投入失地農(nóng)民的市民化以及其他有利于推動(dòng)人口城鎮(zhèn)化方面，而是用于城鎮(zhèn)建設(shè)、土地開發(fā)等領(lǐng)域，推動(dòng)了土地城鎮(zhèn)化的發(fā)展。

綜上可知，地方政府在融資過(guò)程中，資金主要來(lái)源于土地財(cái)政收入及地方政府債務(wù)等非正式財(cái)力。這種對(duì)非正式財(cái)力的偏好依賴直接帶動(dòng)了土地城鎮(zhèn)化的超前發(fā)展，并且在此過(guò)程中由于對(duì)房?jī)r(jià)上漲的推動(dòng)還間接導(dǎo)致了人口城鎮(zhèn)化受阻。與此同時(shí)，地方政府投融資行為在投資過(guò)程中受現(xiàn)行地方官員考核激勵(lì)機(jī)制與預(yù)算軟約束的雙重制約，以非正式財(cái)力為主的投資資金呈現(xiàn)出“重經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出，輕民生發(fā)展支出”的結(jié)構(gòu)特征，這又現(xiàn)實(shí)地決定了地方政府積極推動(dòng)土地城鎮(zhèn)化，消極應(yīng)對(duì)人口城鎮(zhèn)化?；谏鲜龇治觯疚倪M(jìn)一步提出以下研究假說(shuō)：作為推動(dòng)我國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展的主要原動(dòng)力，以“非正式財(cái)力偏好”為運(yùn)行特征的地方政府投融資行為，是導(dǎo)致我國(guó)土地城鎮(zhèn)化快于人口城鎮(zhèn)化的一項(xiàng)關(guān)鍵影響因素，即我國(guó)地方政府投融資行為導(dǎo)致了城鎮(zhèn)化“地與人”非協(xié)調(diào)發(fā)展。

三、計(jì)量模型與數(shù)據(jù)說(shuō)明

(一)變量選取和說(shuō)明

1.被解釋變量

城鎮(zhèn)化實(shí)質(zhì)上是城市土地空間擴(kuò)展與人口向城市集中的復(fù)合過(guò)程。從以往研究來(lái)看，反映城鎮(zhèn)化發(fā)展的指標(biāo)較多，主要包括土地城鎮(zhèn)化率、人口城鎮(zhèn)化率、戶籍城鎮(zhèn)化率等。本文研究的是城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展問(wèn)題，因而城鎮(zhèn)化指標(biāo)應(yīng)當(dāng)能同時(shí)反映城鎮(zhèn)的土地變化與人口變化這兩個(gè)方面。本文擬采用城市人口密度(Dcit)來(lái)代表城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展這一被解釋變量，即城鎮(zhèn)人口密度=地區(qū)非農(nóng)人口/地區(qū)城市建成區(qū)面積。這一指標(biāo)變量設(shè)定的的基本邏輯是：作為分子的非農(nóng)人口數(shù)量能夠在一定程度上衡量地區(qū)的人口城鎮(zhèn)化狀況，作為分母的城市建成區(qū)面積則可以反映出該地區(qū)的土地城鎮(zhèn)化狀況，因此兩者之比就能反映出該地區(qū)城鎮(zhèn)化“地與人”協(xié)調(diào)發(fā)展的狀況。具體來(lái)看，若城鎮(zhèn)化發(fā)展過(guò)程中，土地與人口同速增長(zhǎng)，則長(zhǎng)期來(lái)看該指標(biāo)保持不變，若城鎮(zhèn)人口密度指標(biāo)下降，則意味著土地城鎮(zhèn)化快于人口城鎮(zhèn)化。

與此同時(shí)，本文還選取了衡量地區(qū)城市土地拓展的土地城鎮(zhèn)化率(Lcit，地區(qū)城市建成區(qū)面積/地區(qū)總面積)和衡量地區(qū)人口變動(dòng)的人口城鎮(zhèn)化率(Pcit，地區(qū)非農(nóng)人口數(shù)/地區(qū)總?cè)丝跀?shù))，分別作為代替性被解釋變量。在模型解釋變量和控制變量保持不變的情況下，通過(guò)比較兩者的實(shí)證結(jié)果可以從另一個(gè)視角來(lái)驗(yàn)證本文前面所提假說(shuō)。上述變量均做對(duì)數(shù)處理。

2.關(guān)鍵解釋變量

文中關(guān)鍵的兩個(gè)解釋變量就是代表地方政府投融資行為的土地財(cái)政投融資變量和債務(wù)化投融資變量。上述變量的選取思路如下：

(1)土地財(cái)政投融資變量(Land)

如前所述，土地財(cái)政投融資的資金主要來(lái)源是土地出讓金收入，并且土地出讓金收入與土地財(cái)政投融資有著相同的發(fā)展趨勢(shì)，因此，本文選用土地出讓金收入來(lái)代表土地財(cái)政投融資變量。與此同時(shí)，考慮到土地出讓金收入中的成本補(bǔ)償性費(fèi)用雖然在土地出讓收入中占有相當(dāng)部分，但其仍發(fā)揮著重要的資源配置作用，因此，本文選取沒有扣除補(bǔ)貼、成本、費(fèi)用之后的土地出讓金收入，即土地出讓金“毛收入”來(lái)作為衡量土地財(cái)政的指標(biāo)。此外，為了保持?jǐn)?shù)據(jù)穩(wěn)定性，本文對(duì)土地出讓金收入進(jìn)行了取對(duì)數(shù)處理。

(2)債務(wù)化投融資變量(Debt)

如前所述，地方政府當(dāng)年舉債規(guī)模的變化直接決定了其債務(wù)化投融資的情況。因此，本文擬選用當(dāng)年地方政府新增債務(wù)規(guī)模的對(duì)數(shù)形式來(lái)代表債務(wù)化投融資變量。但由于我國(guó)缺乏2001年以來(lái)地方政府債務(wù)公開統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，因而需要采用一種具有可操作性的方法來(lái)對(duì)地方政府新增債務(wù)規(guī)模進(jìn)行估算。在此，鑒于地方政府債務(wù)化投融資的投資方向主要為地方政府承擔(dān)的基礎(chǔ)設(shè)施和公益性項(xiàng)目建設(shè)等市政領(lǐng)域固定資產(chǎn)投資，我們參考張憶東和李彥霖(2013)[7]、洪源等(2015)[8]提出的地方政府債務(wù)資金恒等式，即當(dāng)期地方政府新增債務(wù)規(guī)模=當(dāng)期地方政府市政領(lǐng)域固定資產(chǎn)投資額-當(dāng)期地方政府自有可投資財(cái)力=當(dāng)年地方政府市政領(lǐng)域固定資產(chǎn)投資額-(預(yù)算內(nèi)資金用于市政領(lǐng)域內(nèi)投資+土地出讓收入用于市政領(lǐng)域內(nèi)投資+投資項(xiàng)目的盈利現(xiàn)金流入)。其中，對(duì)于地方政府的市政領(lǐng)域固定資產(chǎn)投資額，按照目前中央與地方政府的事權(quán)劃分情況，我們選取了7個(gè)主要由地方政府來(lái)承擔(dān)的行業(yè)來(lái)作為地方政府市政領(lǐng)域固定資產(chǎn)投資范圍；對(duì)于地方政府公共預(yù)算內(nèi)的投資資金，我們將各地區(qū)當(dāng)期全社會(huì)固定資產(chǎn)投資中按資金來(lái)源分類的國(guó)家預(yù)算內(nèi)資金來(lái)表示；對(duì)于地方政府土地出讓金中用于投資的資金，我們將各地區(qū)當(dāng)期土地出讓金收入減去拆遷費(fèi)用及相關(guān)補(bǔ)貼等必要開支后的土地出讓純收益來(lái)表示；對(duì)于市政領(lǐng)域投資項(xiàng)目的盈利現(xiàn)金收入，我們將各地區(qū)當(dāng)期市政領(lǐng)域行業(yè)的固定資產(chǎn)折舊率乘以上一期市政領(lǐng)域固定資產(chǎn)投資總額所得出的固定資產(chǎn)折舊額來(lái)表示。

3. 控制變量

城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展除了受到地方政府投融資行為因素的影響之外，實(shí)際上還會(huì)受到戶籍制度、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等因素的制約。本文從經(jīng)濟(jì)因素和制度因素出發(fā)，分別選取了城鄉(xiāng)收入差距、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和財(cái)政分權(quán)變量等變量作為控制變量。其中，城鄉(xiāng)居民收入差距(Incgap)反映了城鄉(xiāng)生產(chǎn)力水平的差距，是勞動(dòng)力在城鄉(xiāng)之間流動(dòng)的重要因素。在此本文選取了城鎮(zhèn)居民人均可支配收入比農(nóng)村居民人均純收入作為考量指標(biāo)。地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(Gdp)也是影響城鎮(zhèn)化進(jìn)程的重要變量，在此本文選取地區(qū)人均GDP的對(duì)數(shù)形式作為考量地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變量。財(cái)政分權(quán)(Fin)是影響地方政府支出行為的重要因素，是地方政府支出行為的內(nèi)在動(dòng)因，從而間接影響我國(guó)城鎮(zhèn)化發(fā)展協(xié)調(diào)性。在此本文選取地方支出分權(quán)，即地方人均預(yù)算內(nèi)支出比中央人均預(yù)算內(nèi)支出，作為財(cái)政分權(quán)變量。

4.變量數(shù)據(jù)的來(lái)源及說(shuō)明

變量的樣本數(shù)據(jù)為2001-2014年我國(guó)31省份的面板數(shù)據(jù)。具體來(lái)看，人口城鎮(zhèn)化變量、城鄉(xiāng)居民收入差距變量、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量、財(cái)政分權(quán)變量數(shù)據(jù)均從2002-2015年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》獲得；城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展變量和土地城鎮(zhèn)化變量的部分原始數(shù)據(jù)來(lái)源于2002-2015年《中國(guó)城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》；土地財(cái)政投融資變量數(shù)據(jù)來(lái)源于2002-2015年《中國(guó)國(guó)土資源統(tǒng)計(jì)年鑒》。債務(wù)化投融資變量則如前所述，主要是依據(jù)提出的地方政府債務(wù)資金恒等式估算而得，數(shù)據(jù)無(wú)法直接從年鑒獲得，恒等式中各指標(biāo)原始數(shù)據(jù)來(lái)源于多個(gè)統(tǒng)計(jì)年鑒和部門網(wǎng)站，具體包括：《中國(guó)國(guó)土資源年鑒》、《中國(guó)國(guó)土資源統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。具體模型中各變量的描述性統(tǒng)計(jì)值如表1所示。

此外，我們?cè)跍y(cè)算出代表被解釋變量的城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展(城鎮(zhèn)人口密度)、土地城鎮(zhèn)化率以及人口城鎮(zhèn)化率的樣本數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上，以2014年為例，進(jìn)一步得到如圖1至圖3所示的各變量區(qū)域分布特征圖。從區(qū)域分布圖中可以較直觀地看到，各城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展變量都具有較強(qiáng)的區(qū)域空間相關(guān)性，即城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展變量具有顯著的空間外溢特征。因此，在后面的實(shí)證檢驗(yàn)中有必要構(gòu)建相關(guān)的空間面板模型來(lái)反映這一空間特征。

(二)面板數(shù)據(jù)模型設(shè)定

1.基本面板數(shù)據(jù)模型設(shè)定

根據(jù)本文實(shí)證分析的研究思路，需要對(duì)地方政府投融資行為如何影響城鎮(zhèn)化“地與人”非協(xié)調(diào)發(fā)展進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，同時(shí)進(jìn)一步檢驗(yàn)地方政府投融資行為對(duì)于土地城鎮(zhèn)化和人口城鎮(zhèn)化的影響情況，因此，我們首先可構(gòu)建如下三類基本面板數(shù)據(jù)模型：

圖1 城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展區(qū)域分布 圖2 土地城鎮(zhèn)化率區(qū)域分布 圖3 人口城鎮(zhèn)化率區(qū)域分布

Dcitit=?0+?1Landit+?2Debtit+X?+fi+φit

(1)

Lcitit=?0+?1Landit+?2Debtit+X?+fi+ψit

(2)

Pcitit=χ0+χ1Landit+χ2Debtit+Xχ+fi+ζit

(3)

其中，模型各變量的下標(biāo)i、t分別表示i地區(qū)t時(shí)期該指標(biāo)的觀測(cè)數(shù)值；Dcit、Lcit、Pcit分別代表城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展、土地城鎮(zhèn)化、人口城鎮(zhèn)化變量；Land表示土地財(cái)政投融資變量；Debt代表債務(wù)化投融資變量；X代表模型中的控制變量矩陣；模型中f為個(gè)體效應(yīng)，而模型中最后一項(xiàng)均表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，在大樣本情況下假設(shè)是漸進(jìn)獨(dú)立和漸進(jìn)同分布的。顯然，在上述三類模型中，式(1)為城鎮(zhèn)化非協(xié)調(diào)發(fā)展檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，主要用?lái)檢驗(yàn)地方政府投融資行為對(duì)于城鎮(zhèn)化非協(xié)調(diào)發(fā)展的相關(guān)性及影響方向；式(2)為土地城鎮(zhèn)化檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，主要用?lái)檢驗(yàn)地方政府投融資行為對(duì)于土地城鎮(zhèn)化的相關(guān)性及影響方向；式(3)為人口城鎮(zhèn)化檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，主要用?lái)檢驗(yàn)地方政府投融資行為對(duì)于人口城鎮(zhèn)化的相關(guān)性及影響方向。

2.空間面板數(shù)據(jù)模型設(shè)定

從城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展變量的時(shí)空分布特征來(lái)看，一方面，由前面的區(qū)域分布特征圖可以直觀地看到，城鎮(zhèn)化發(fā)展變量存在一定區(qū)域內(nèi)的空間自相關(guān)性和依賴性。另一方面，相關(guān)文獻(xiàn)也表明，城鎮(zhèn)化發(fā)展在時(shí)序上是一個(gè)動(dòng)態(tài)的過(guò)程，過(guò)去的城鎮(zhèn)化發(fā)展水平對(duì)即期城鎮(zhèn)化有著顯著的影響，存在一定的路徑依賴(曾昭法，2013[9]；潘榮翠，2015[10])。因此，要想準(zhǔn)確地對(duì)地方政府投融資行為影響城鎮(zhèn)化非協(xié)調(diào)發(fā)展的路徑和實(shí)際程度進(jìn)行測(cè)度，還需進(jìn)一步從時(shí)空整合的視角出發(fā)，構(gòu)建相應(yīng)的動(dòng)態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型來(lái)開展實(shí)證檢驗(yàn)。

目前，空間計(jì)量的基本模型主要包括了空間滯后模型(SAR)、空間誤差模型(SEM)和空間杜賓模型(SDM)。Elhorst等(2013)[11]在引入被解釋變量的滯后項(xiàng)基礎(chǔ)上，提出了動(dòng)態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型。相對(duì)于靜態(tài)的空間面板數(shù)據(jù)模型，動(dòng)態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型考慮了變量時(shí)間路徑依賴，更能綜合反映出模型的時(shí)空異質(zhì)特征。根據(jù)本文前面所闡述的地方政府投融資行為影響城鎮(zhèn)化非協(xié)調(diào)發(fā)展的路徑，我們?cè)诖艘钥臻g滯后和空間杜賓模型為基礎(chǔ)，設(shè)定了如下動(dòng)態(tài)空間模板數(shù)據(jù)模型：

(4)

(5)

(6)

在式(4)中，第一個(gè)模型為被解釋變量為Dcitit(城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展)時(shí)的動(dòng)態(tài)空間滯后模型。在模型的解釋變量中，Dcitit-1為被解釋變量的1階滯后項(xiàng)，用來(lái)表示城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展變量的動(dòng)態(tài)路徑依賴，W代表以地理特征設(shè)置的n×n階空間權(quán)重矩陣(本文基于相鄰判定的空間地理權(quán)重矩陣來(lái)設(shè)置空間權(quán)重矩陣，即如果兩個(gè)地區(qū)在地理上相鄰，則相應(yīng)權(quán)重為1，否則為0)，WDcitit代表空間滯后變量，其估計(jì)系數(shù)λ1反映鄰近地區(qū)的城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展水平對(duì)于本地區(qū)城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展的影響程度和方向。式(4)中第二個(gè)模型為被解釋變量為Dcitit(城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展)時(shí)的動(dòng)態(tài)空間杜賓模型，該模型相較于第一個(gè)模型，新增了兩個(gè)空間滯后變量WLandit和WDebtit，兩項(xiàng)滯后變量所對(duì)應(yīng)的估計(jì)系數(shù)λ2和λ3則反映了鄰近地區(qū)的地方政府土地財(cái)政投融資和債務(wù)化投融資行為對(duì)于本地區(qū)城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展的影響程度和方向。式(4)中的其他解釋變量和控制變量與前面構(gòu)建的基本面板數(shù)據(jù)模型大致相同，在此不再贅述。在式(5)和式(6)中，兩組模型則分別代表被解釋變量為L(zhǎng)citit(土地城鎮(zhèn)化)與Pcitit(人口城鎮(zhèn)化)的動(dòng)態(tài)空間滯后模型與動(dòng)態(tài)空間杜賓模型。

四、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與分析

(一)基本面板數(shù)據(jù)模型實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與分析

1.基本面板數(shù)據(jù)模型回歸結(jié)果分析

通過(guò)基本面板數(shù)據(jù)模型分析，我們側(cè)重對(duì)地方政府投融資行為與城鎮(zhèn)化非協(xié)調(diào)發(fā)展的相關(guān)性和影響方向進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，同時(shí)還可進(jìn)一步檢驗(yàn)是否存在空間相關(guān)性。依據(jù)前面式(1)、式(2)以及式(3)所示的基本面板數(shù)據(jù)模型的形式，通過(guò)利用stata13軟件，本文得到了如表2所示的模型1、模型2及模型3的回歸結(jié)果。

從表2顯示的檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，Hausman檢驗(yàn)顯示各模型均在1%置信水平下拒絕了隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)無(wú)差別的原假設(shè)，默認(rèn)選擇固定效應(yīng)進(jìn)行回歸分析。與此同時(shí)，模型1—模型3估計(jì)殘差的LM檢驗(yàn)結(jié)果表明，每個(gè)模型中的4個(gè)LM指標(biāo)都通過(guò)了10%水平的顯著性檢驗(yàn)，這表明3個(gè)模型的殘差中均存在空間相關(guān)性，普通的面板數(shù)據(jù)模型可能還無(wú)法準(zhǔn)確刻畫出解釋變量對(duì)于被解釋變量的影響路徑及程度，因此后續(xù)還需要構(gòu)建相應(yīng)的空間面板數(shù)據(jù)模型對(duì)此來(lái)進(jìn)行進(jìn)一步實(shí)證分析。具體從表2所示的各模型回歸估計(jì)結(jié)果來(lái)看：

第一，從關(guān)鍵解釋變量的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，在模型1中，無(wú)論是土地財(cái)政投融資變量(Landit)還是債務(wù)化投融資變量(Debtit)，在模型中的估計(jì)系數(shù)都為負(fù)，前者在1%置信水平下顯著，后者也在10%置信水平下顯著，符合預(yù)期。這說(shuō)明地方政府投融資活動(dòng)越多，城鎮(zhèn)人口密度越小，即隨著各地以“非正式財(cái)力偏好”為特征的地方政府投融資規(guī)模的擴(kuò)大，其土地城鎮(zhèn)化速度要明顯快于人口城鎮(zhèn)化速度，地方政府投融資行為導(dǎo)致了城鎮(zhèn)化“地與人”非協(xié)調(diào)發(fā)展。這驗(yàn)證了前面影響機(jī)制中提出的假設(shè)觀點(diǎn)正確性。與此同時(shí)，結(jié)合模型2和模型3中解釋變量的估計(jì)結(jié)果則更能印證上述結(jié)論。在模型2和模型3中，Landit和Debtit的估計(jì)系數(shù)都為正，且至少通過(guò)了5%顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明地方政府土地財(cái)政投融資和債務(wù)化投融資對(duì)土地城鎮(zhèn)化和人口城鎮(zhèn)化發(fā)展均有推動(dòng)作用，但對(duì)比兩類模型的估計(jì)系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，模型2中Landit和Debtit的估計(jì)系數(shù)為0.0624和0.0272，都要明顯大于模型3中兩者的估計(jì)系數(shù)0.0051和0.0139。由此推斷，地方政府投融資行為對(duì)土地城鎮(zhèn)化發(fā)展的推動(dòng)作用要遠(yuǎn)大于人口城鎮(zhèn)化發(fā)展。這也進(jìn)一步驗(yàn)證了前文中地方政府投融資行為對(duì)城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展有較為顯著的負(fù)向影響，即地方政府投融資行為對(duì)城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展有扭曲效應(yīng)的假設(shè)結(jié)論。

第二，從其余控制變量的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，代表城鄉(xiāng)收入差距的Ingapit在模型1中的估計(jì)系數(shù)為正，且通過(guò)了10%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明隨著城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大，城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展有所提高，這表明城鄉(xiāng)收入差距是促進(jìn)人口向城市轉(zhuǎn)移的重要?jiǎng)恿?，同時(shí)在一定程度上推動(dòng)了人口城鎮(zhèn)化發(fā)展，模型2和模型3中Ingapit的估計(jì)系數(shù)也進(jìn)一步印證了這一點(diǎn)。代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的Gdpit在模型1中的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，且通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展越快，土地城鎮(zhèn)化的速度越快于人口城鎮(zhèn)化的速度。這是因?yàn)樵谖覈?guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，地方政府利用土地出讓滿足招商引資、工業(yè)用地和城市建設(shè)需求的動(dòng)機(jī)則越強(qiáng)烈，農(nóng)村用地大面積轉(zhuǎn)化為城市用地，極大推動(dòng)了土地城鎮(zhèn)化的發(fā)展。代表財(cái)政分權(quán)的Finit在模型1中的估計(jì)系數(shù)也為負(fù)，且通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明隨著財(cái)政支出分權(quán)的提升，由此引致的地方政府財(cái)政收支缺口擴(kuò)大會(huì)進(jìn)一步加大對(duì)土地財(cái)政和地方政府債務(wù)等非正式財(cái)力的依賴，進(jìn)而導(dǎo)致城鎮(zhèn)化“地與人”非協(xié)調(diào)發(fā)展情況的加劇，當(dāng)前的財(cái)政分權(quán)制度不利于我國(guó)城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展?fàn)顩r的改善(見表2)。

表2 基本面板數(shù)據(jù)模型回歸結(jié)果

注：(1)*、**、***分別表示在10%、5%、1%置信水平水平下通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；(2)小括號(hào)內(nèi)的數(shù)字表示估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)誤。

(二)動(dòng)態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與分析

1.空間相關(guān)性檢驗(yàn)

在對(duì)動(dòng)態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行分析時(shí)，首先需要對(duì)模型變量的空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)。本文選用基于截面數(shù)據(jù)的Moran’I指數(shù)來(lái)考量模型中作為被解釋變量的城鎮(zhèn)化發(fā)展的的空間相關(guān)性。通過(guò)運(yùn)用Matlab軟件可以計(jì)算得到如表3所示的結(jié)果。從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展變量(Dcitit)、土地城鎮(zhèn)化發(fā)展變量(Lcitit)以及人口城鎮(zhèn)化發(fā)展變量(Pcitit)的Moran’I指數(shù)符號(hào)都為正，且都至少通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明上述變量存在較顯著的空間相關(guān)關(guān)系，對(duì)城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展的影響因素分析中有必要引入這種空間相關(guān)性來(lái)反映出區(qū)域間的空間交互作用，同時(shí)這也印證了本文采用動(dòng)態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型的合理性。

表3 空間相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果

注：(1)*、**、***分別表示在10%、5%、1%置信水平水平下通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。

2.動(dòng)態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型回歸結(jié)果分析

依據(jù)式(4)、式(5)及式(6)所示的動(dòng)態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型，同時(shí)考慮到由于模型中加入了被解釋變量的時(shí)間滯后項(xiàng)和空間滯后項(xiàng)，因而不能采用簡(jiǎn)單的最小二乘法開展回歸估計(jì)，本文采用基于廣義矩估計(jì)的方法來(lái)開展回歸估計(jì)。具體來(lái)看，通過(guò)運(yùn)用stata13軟件可以得到如表4所示的回歸結(jié)果。

表4中模型1—模型6在R2和LogL等指標(biāo)上明顯要均優(yōu)于表2中對(duì)應(yīng)的各模型，這說(shuō)明基本面板數(shù)據(jù)模型由于忽略了模型變量的空間相關(guān)性，估計(jì)結(jié)果存在偏差，而動(dòng)態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型則考慮了上述空間相關(guān)性，因而在很大程度上能夠修正這種偏差。模型sargan檢驗(yàn)均不能拒絕原假設(shè)，說(shuō)明各模型中所選用工具變量具有有效性。而代表模型被解釋變量空間集聚性的ρ顯著性良好，則說(shuō)明我國(guó)城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展存在“高水平-高水平、低水平-低水平”的空間集聚分布現(xiàn)象。最后，6個(gè)模型的相關(guān)Wald檢驗(yàn)則表明了無(wú)法拒絕空間滯后和空間誤差同時(shí)不存在的原假設(shè)，因而相對(duì)于空間滯后模型(SAR)，空間杜賓模型(SDM)更為合理，因此，我們?cè)谙旅鎸⒅饕捎靡钥臻g杜賓模型的估計(jì)結(jié)果來(lái)解釋分析。具體從表4所示的各模型解釋變量的估計(jì)結(jié)果來(lái)看：

第一，從模型1至模型6中的時(shí)間滯后變量來(lái)看，無(wú)論是Dcitit-1、Lcitit-1還是Pcitit-1的估計(jì)系數(shù)都為正，且至少通過(guò)了10%的顯著性檢驗(yàn)。這說(shuō)明我國(guó)各地區(qū)在城鎮(zhèn)化發(fā)展上的確具有明顯的內(nèi)生慣性和自我增強(qiáng)的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，即對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展模式的路徑依賴。

第二，從模型1至模型6中的空間滯后變量來(lái)看，無(wú)論是WDcitit、WLcitit還是WPcitit的估計(jì)系數(shù)都為正，且都通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)。這說(shuō)明區(qū)域城鎮(zhèn)化發(fā)展水平存在較顯著的空間依賴性，并且鄰近地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展情況會(huì)對(duì)本地區(qū)城鎮(zhèn)化發(fā)展有正向影響，即鄰近地區(qū)的城鎮(zhèn)化非協(xié)調(diào)發(fā)展水平越高，本地區(qū)的城鎮(zhèn)化非協(xié)調(diào)發(fā)展水平越嚴(yán)重，城鎮(zhèn)化發(fā)展具有區(qū)域間相互示范與學(xué)習(xí)作用，某一地區(qū)在城鎮(zhèn)化發(fā)展模式上的做法，會(huì)導(dǎo)致相鄰地區(qū)去“模仿”。

第三，從模型1至模型6中的關(guān)鍵解釋變量來(lái)看，在以Dcitit(城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展)為被解釋變量的模型1至模型2中，Landit和Debtit的估計(jì)系數(shù)都為負(fù)，雖然估計(jì)系數(shù)的絕對(duì)值較前面的基本面板數(shù)據(jù)模型有所下降，但都通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)。與此同時(shí)，在模型3至模型模型6中，Landit的估計(jì)系數(shù)都顯著為正，且估計(jì)系數(shù)在以Lcitit(土地城鎮(zhèn)化)為被解釋變量的模型3與模型4中要明顯大于在以Pcitit(人口城鎮(zhèn)化)為被解釋變量的模型5與模型6，Debtit的估計(jì)系數(shù)則在模型3與模型4中為正，在模型5與模型6中則都為負(fù)，這再次說(shuō)明了地方政府投融資行為對(duì)于土地城鎮(zhèn)化發(fā)展的推動(dòng)作用要遠(yuǎn)大于人口城鎮(zhèn)化的發(fā)展。總的來(lái)看，上述估計(jì)結(jié)果表明在考慮了城鎮(zhèn)化發(fā)展的時(shí)空分布特征之后，地方政府投融資行為對(duì)于城鎮(zhèn)化“地與人”非協(xié)調(diào)發(fā)展的影響方向與前面的基本面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果仍然保持了一致，這也進(jìn)一步檢驗(yàn)了本文所提出的以“非正式財(cái)力偏好”為特征的地方政府投融資行為如何影響城鎮(zhèn)化非協(xié)調(diào)發(fā)展的相關(guān)觀點(diǎn)的正確性和可靠性。

第四，在模型2中，WLandit和WDebtit的估計(jì)系數(shù)也都為負(fù)，且至少通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明本地區(qū)地方政府投融資行為對(duì)于本地區(qū)城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展產(chǎn)生了直接的負(fù)向影響。而且，由于在現(xiàn)行以GDP為導(dǎo)向的政績(jī)考核機(jī)制下，投融資行為作為地方政府開展政績(jī)競(jìng)賽重要手段，往往通過(guò)區(qū)域“示范”和“聚集”效應(yīng)，進(jìn)而對(duì)相鄰區(qū)域的城鎮(zhèn)化發(fā)展產(chǎn)生顯著的外溢性影響，即鄰近地區(qū)地方政府投融資行為對(duì)于本地區(qū)城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展也能產(chǎn)生間接的負(fù)向影響。隨著鄰近地區(qū)地方政府投融資規(guī)模的增加，將會(huì)導(dǎo)致本地區(qū)城鎮(zhèn)化“地與人”的非協(xié)調(diào)發(fā)展情況加劇。另外，在以Lcitit(土地城鎮(zhèn)化)為被解釋變量的模型4中，WLandit和WDebtit的估計(jì)系數(shù)大于以Pcitit(人口城鎮(zhèn)化)為被解釋變量的模型6，說(shuō)明在“以地引商”的競(jìng)爭(zhēng)中，鄰近地區(qū)通過(guò)投融資行為推動(dòng)土地城鎮(zhèn)化發(fā)展的成功會(huì)強(qiáng)化本地區(qū)的競(jìng)爭(zhēng)沖動(dòng)，從而導(dǎo)致本地區(qū)政府更多去考慮通過(guò)土地城鎮(zhèn)化來(lái)擴(kuò)展城鎮(zhèn)空間，而忽略了相應(yīng)的人口城鎮(zhèn)化發(fā)展。這也從另外一個(gè)角度印證了地方政府投融資行為對(duì)城鎮(zhèn)化非協(xié)調(diào)發(fā)展具有空間外溢影響。

五、結(jié)論與建議

基于21世紀(jì)以來(lái)以“非正式財(cái)力偏好”為特征的地方政府投融資行為推動(dòng)了城鎮(zhèn)建成區(qū)大規(guī)模擴(kuò)張，但人口市民化所致的城鎮(zhèn)人口增長(zhǎng)過(guò)程卻滯后。本文對(duì)此問(wèn)題開展了理論和實(shí)證研究，得出了以下結(jié)論：首先，從理論影響機(jī)制來(lái)看，一方面，地方政府投融資行為在融資過(guò)程中對(duì)非正式財(cái)力的偏好依賴直接帶動(dòng)了土地城鎮(zhèn)化的超前發(fā)展，并且在此過(guò)程中由于對(duì)房?jī)r(jià)上漲的推動(dòng)還間接導(dǎo)致了人口城鎮(zhèn)化受阻。另一方面，地方政府投融資行為在投資過(guò)程中呈現(xiàn)出“重經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出，輕民生發(fā)展支出”的支出結(jié)構(gòu)特征，這又現(xiàn)實(shí)地決定了地方政府積極推動(dòng)土地城鎮(zhèn)化，消極應(yīng)對(duì)人口城鎮(zhèn)化。在兩方面共同作用下，導(dǎo)致了城鎮(zhèn)化“地與人”非協(xié)調(diào)發(fā)展。其次，從實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，無(wú)論是土地財(cái)政投融資變量還是債務(wù)化投融資變量，對(duì)于城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展的影響系數(shù)都為負(fù)，表明以“非正式財(cái)力偏好”為特征的地方政府投融資導(dǎo)致了城鎮(zhèn)化非協(xié)調(diào)發(fā)展。同時(shí)，無(wú)論是土地財(cái)政投融資變量還是債務(wù)化投融資變量，它們對(duì)于土地城鎮(zhèn)化發(fā)展變量的影響系數(shù)絕對(duì)值都要明顯大于人口城鎮(zhèn)化發(fā)展變量，表明地方政府投融資行為對(duì)土地城鎮(zhèn)化發(fā)展的推動(dòng)作用要遠(yuǎn)大于人口城鎮(zhèn)化，這也進(jìn)一步印證了地方政府投融資行為扭曲了城鎮(zhèn)化“地與人”協(xié)調(diào)發(fā)展的結(jié)論。與此同時(shí)，在空間外溢影響的背景下，鄰近地區(qū)地方政府投融資總量的增加將會(huì)導(dǎo)致本地區(qū)城鎮(zhèn)化“地與人”非協(xié)調(diào)發(fā)展的情況加劇。

表4 動(dòng)態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型回歸結(jié)果

注：(1)*、**、***分別表示在10%、5%、1%置信水平水平下通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；(2)小括號(hào)內(nèi)的數(shù)字表示估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)誤，中括號(hào)內(nèi)的數(shù)字表示sargan檢驗(yàn)P值。

針對(duì)上述研究結(jié)論，本文提出以下優(yōu)化地方政府投融資行為，實(shí)現(xiàn)我國(guó)城鎮(zhèn)化“地與人”協(xié)調(diào)發(fā)展的政策建議：首先，應(yīng)進(jìn)一步改革分稅制財(cái)政管理體制，理順中央與地方政府的財(cái)政分配關(guān)系，使得地方事權(quán)與財(cái)權(quán)、財(cái)力相匹配，從制度上消除地方政府對(duì)于“非正式財(cái)力”的偏好。其次，應(yīng)徹底轉(zhuǎn)變地方官員以GDP增長(zhǎng)為核心的政績(jī)競(jìng)爭(zhēng)考核機(jī)制，通過(guò)在考核機(jī)制中更多地加入與民生指標(biāo)(如醫(yī)療、社會(huì)保障、教育等)與提高城鎮(zhèn)化質(zhì)量相關(guān)的指標(biāo)(如城鎮(zhèn)土地利用率和城鎮(zhèn)人口中戶籍人口的比重)，改變地方政府投資決策中重經(jīng)濟(jì)發(fā)展、輕民生建設(shè)的導(dǎo)向，并引導(dǎo)激勵(lì)地方官員完善地區(qū)內(nèi)的公共服務(wù)，積極推動(dòng)人口城鎮(zhèn)化的進(jìn)程。再次，創(chuàng)新地方多元化融資模式，鼓勵(lì)社會(huì)資本參與到城鎮(zhèn)化建設(shè)中來(lái)。鑒于地方政府債務(wù)在為城鎮(zhèn)化發(fā)展提供資金的過(guò)程中，其預(yù)算軟約束的特性將會(huì)加重對(duì)土地財(cái)政的依賴，阻礙城鎮(zhèn)化的協(xié)調(diào)發(fā)展，今后應(yīng)在發(fā)行債券融資的基礎(chǔ)上，積極引入PPP模式、經(jīng)營(yíng)權(quán)與產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)讓、股權(quán)合作等方式，多渠道地吸引社會(huì)資本積極參與到城鎮(zhèn)化建設(shè)中來(lái)。最后，在土地財(cái)政短期內(nèi)無(wú)法替代的現(xiàn)實(shí)情況下，應(yīng)該規(guī)定土地出讓金在社會(huì)福利，尤其是外來(lái)人口市民化方面的投入，從而為地方政府推進(jìn)人口城鎮(zhèn)化提供更加充裕的財(cái)力支持。參考文獻(xiàn)：

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(本文責(zé)編：辛 城)

Does Local Governments’ Investment and Financing Behavior since the Beginning of the 21st Century Lead to Uncoordinated Development of Urbanization in Terms of Land and Population?

HONG Yuan1,2，YANG Si-jian3，LI Li2

(1.SchoolofEconomicsandTrade,HunanUniversity,Changsha410006,China; 2.ResearchInstituteforFiscalScience,MinistryofFinance,Beijing100142,China； 3.ThePeople’sBankofChina,TaizhouCentreBranch,Taizhou225600,China)

Since the beginning of 21stcentury, the speed of population urbanization lags behind the land urbanization, which means the uncoordinated development of urbanization in land and population. Meanwhile, the local government investment and financing behavior is getting worse with the characteristics of informal financial preference. On the basis of the inspection for the effect of government’s investment and financing behavior on the uncoordinated development of urbanization, this paper takes on an empirical test on the influence direction, path and actual effect of the government’s investment and financing behavior to the development of urbanization by using the provincial panel data from 2001 to 2014, panel data model and dynamic spatial panel data model. The results show that the impact of government’s investment behavior on prompting urbanization is obviously on land than on population. It also has a negative and spatial spillover effect on the coordinated development of urbanization. Thus, government’s investment and financing behavior is a main factor that leading to the uncoordinated development of urbanization.

since the beginning of 21stcentury; local government’s investment and financing behavior; urbanization; uncoordinated development

2016-10-20

2017-05-10

國(guó)家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目(71673077，71373073)；教育部人文社科研究青年基金項(xiàng)目(15YJC790027)；中國(guó)博士后科學(xué)基金面上項(xiàng)目(2016M591128)。

洪源(1981-)，男，湖南永州人，湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院副教授，碩士生導(dǎo)師，財(cái)政部財(cái)政科學(xué)研究所博士后。研究方向：財(cái)稅理論與政策，地方政府債務(wù)管理。

F061.4

A

1002-9753(2017)05-0181-12