侯玉巧?鄭軍?汪發(fā)元

摘 要：基于長江經(jīng)濟(jì)帶2003—2017年數(shù)據(jù)，運(yùn)用PVAR模型通過GMM估計(jì)、脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解等對財(cái)政投入、綠色創(chuàng)新與城鎮(zhèn)化發(fā)展之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果顯示，財(cái)政投入對城鎮(zhèn)化的影響由負(fù)轉(zhuǎn)正，對于財(cái)政投入與綠色創(chuàng)新的沖擊，城鎮(zhèn)化反應(yīng)不明顯，城鎮(zhèn)化的發(fā)展速度取決于城鎮(zhèn)化本身。因此，要正確認(rèn)識城鎮(zhèn)化的發(fā)展規(guī)律，防止在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中超越客觀現(xiàn)實(shí);要全面服務(wù)城鎮(zhèn)化的國家戰(zhàn)略，參與城鎮(zhèn)化進(jìn)程;要提升綠色創(chuàng)新的投入效率，加速綠色創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化率。

關(guān)鍵詞：財(cái)政投入;綠色創(chuàng)新;城鎮(zhèn)化;PVAR模型

中圖法分類號：F299.21? ? ? ? ? ? ? ? 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A? ? ? ? ? ? ? DOI：10.19679/j.cnki.cjjsjj.2020.0210

黨的十九大指出，實(shí)施區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略，要以城市群為主體構(gòu)建大中小城市和小城鎮(zhèn)協(xié)調(diào)發(fā)展的城鎮(zhèn)格局，加快農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移和人口市民化[1]。改革開放以來，中國城鎮(zhèn)化從低起點(diǎn)、慢速度，向質(zhì)量高、增速快的方式轉(zhuǎn)變。城鎮(zhèn)化率由1978年的17.9%增加到2018年的59.6%，且每年仍以1%左右的速度增長。按照國際慣例，當(dāng)一國城鎮(zhèn)化率達(dá)到50%左右時(shí)，則該國就步入到中高級城鎮(zhèn)化階段[2]。中國已進(jìn)入中高級城鎮(zhèn)化階段，綠色可持續(xù)發(fā)展已成為城鎮(zhèn)化的主要任務(wù)。中國是個(gè)特殊的國家，城鎮(zhèn)化的發(fā)展主要依靠政府推動(dòng)，政府的財(cái)政政策、財(cái)政投入對于城鎮(zhèn)化水平的提高具有無可替代的作用。長江經(jīng)濟(jì)帶橫跨東西中三個(gè)區(qū)域，是我國戰(zhàn)略支撐最大、綜合實(shí)力最強(qiáng)的區(qū)域之一，具有獨(dú)特的地緣優(yōu)勢和巨大的發(fā)展?jié)摿?。為此，研究長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域財(cái)政投入、綠色創(chuàng)新對城鎮(zhèn)化的影響具有重要意義。

1 文獻(xiàn)綜述

關(guān)于財(cái)政投入與城鎮(zhèn)化二者之間的關(guān)系，劉順飛等[3]運(yùn)用空間杜賓模型實(shí)證分析，得出長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域科技投入與城鎮(zhèn)化之間，大部分時(shí)間都存在顯著的空間正相關(guān)性，科技投入顯著推動(dòng)了城鎮(zhèn)化的發(fā)展。趙楠等[4]采用固定效應(yīng)模型，從全國宏觀和分區(qū)域兩個(gè)層面進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果顯示是地方政府投資拉動(dòng)了城鎮(zhèn)化的發(fā)展，并且不同區(qū)域政府拉動(dòng)的力度迥異。陳恩等人[5]研究認(rèn)為，在多種要素投入中，財(cái)政投入是推動(dòng)中部地區(qū)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的原因，加大財(cái)政投入對其人口城鎮(zhèn)化、社會(huì)城鎮(zhèn)化均有一定的積極影響。曾小春等人[6]研究認(rèn)為，財(cái)政和金融系統(tǒng)支撐了巨額的城鎮(zhèn)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和社會(huì)公共服務(wù)融資需求，在很大程度上促進(jìn)了城鎮(zhèn)化的發(fā)展。

關(guān)于綠色創(chuàng)新與城鎮(zhèn)化關(guān)系的研究較少，已有文獻(xiàn)主要集中在科技創(chuàng)新對城鎮(zhèn)化的影響上。賀建風(fēng)和吳慧[7]基于2005-2014年中國省級面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建了普通面板模型，研究認(rèn)為中國城鎮(zhèn)化呈現(xiàn)地區(qū)結(jié)構(gòu)性不協(xié)調(diào)狀態(tài)，新型城鎮(zhèn)化水平呈現(xiàn)東部、中部、西部釜底抽薪次遞減的狀態(tài)。科技創(chuàng)新對新型城鎮(zhèn)化有抑制作用，但又存在二階滯后正效應(yīng)，且科技創(chuàng)新對人口城鎮(zhèn)化具有顯著的正向影響，而對社會(huì)城鎮(zhèn)化具有明顯的負(fù)向影響。田逸飄等人[8]的研究表明，科技創(chuàng)新與新型城鎮(zhèn)化耦合協(xié)調(diào)度呈現(xiàn)平穩(wěn)上升態(tài)勢，不過整體上協(xié)調(diào)性較差，地區(qū)間的耦合協(xié)調(diào)度具有階梯式分布特征，且在空間上呈現(xiàn)總體逐步優(yōu)化態(tài)勢。鄭強(qiáng)等人[9]利用面板門檻模型系統(tǒng)考察了中國科技創(chuàng)新對新型城鎮(zhèn)化的影響，研究認(rèn)為科技創(chuàng)新對新型城鎮(zhèn)化的正效應(yīng)會(huì)隨科技創(chuàng)新水平的提高和時(shí)間的推移而逐步減弱。宛群超等人[10]采用空間杜賓模型研究認(rèn)為，科技創(chuàng)新與新型城鎮(zhèn)化存在明顯的正向空間關(guān)聯(lián)性和空間溢出效應(yīng)，科技創(chuàng)新對于新型城鎮(zhèn)化存在顯著的促進(jìn)作用。

以上研究為深入研究財(cái)政投入、綠色創(chuàng)新對城鎮(zhèn)化的影響奠定了良好的基礎(chǔ)，但長江經(jīng)濟(jì)帶屬于一個(gè)特殊的區(qū)域，有自己特殊的發(fā)展規(guī)律和特點(diǎn)。立足長江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展的實(shí)際，引入綠色發(fā)展理念，將綠色創(chuàng)新和財(cái)政投入結(jié)合起來，分析兩者對城鎮(zhèn)化的影響，并提出相應(yīng)的政策建議具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

2 變量選取與模型設(shè)定

2.1 變量選取

本文收集整理了長江經(jīng)濟(jì)帶11省市1993—2017年的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過面板數(shù)據(jù)建立PVAR模型。本文將城鎮(zhèn)化作為被解釋變量，將財(cái)政投入、綠色創(chuàng)新作為解釋變量。

被解釋變量。城鎮(zhèn)化是“四化”同步發(fā)展的重要內(nèi)容，主要空間表現(xiàn)形式是農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)流動(dòng)，經(jīng)濟(jì)總量向城鎮(zhèn)集聚。城鎮(zhèn)化水平的衡量指標(biāo)很多，基于研究需要以及數(shù)據(jù)的可得性，本文以人口城鎮(zhèn)化作為衡量城鎮(zhèn)化水平的指標(biāo)，即城鎮(zhèn)常住人口數(shù)與總?cè)丝跀?shù)的比值[11]。

解釋變量。根據(jù)聯(lián)合國、歐盟委員會(huì)、OECD、IMF和世界銀行共同編著的《2008年國民賬戶體系（system of national accounts 2008）》中提出的政府支出按功能分類標(biāo)準(zhǔn)，分為一般公共服務(wù)、公共秩序與安全、經(jīng)濟(jì)事務(wù)、國防支出、環(huán)保、健康、住房與社區(qū)設(shè)施、娛樂文化與宗教、社保支出與教育共計(jì)10項(xiàng)[12]，考察財(cái)政投入對城鎮(zhèn)化的影響，涉及財(cái)政支出范圍比較廣，因此財(cái)政投入指標(biāo)采用財(cái)政支出總量占GDP比重來衡量。綠色創(chuàng)新指在資源環(huán)境約束強(qiáng)度增大的條件下，能夠滿足人類綠色需求，減少生產(chǎn)和消費(fèi)邊際外部費(fèi)用的條件下，支撐可持續(xù)發(fā)展的技術(shù)創(chuàng)新[13]。國內(nèi)對綠色創(chuàng)新的度量差異比較大，本研究借鑒王鳳祥等[14]的觀點(diǎn)，依據(jù)OECD公布的《技術(shù)領(lǐng)域與IPC分類號對照表》建立綠色創(chuàng)新領(lǐng)域與IPC分類的對應(yīng)關(guān)系，以發(fā)明專利和實(shí)用新型專利授權(quán)數(shù)量來刻畫綠色創(chuàng)新水平，并取自然對數(shù)。

2.2 模型設(shè)定

面板數(shù)據(jù)向量自回歸模型（PVAR）可以進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的處理，同時(shí)考慮了個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)。本文PVAR模型的基本形式為：

其中i=1，2，…，11表示省份，t=2003，2004，…2017表示年份，包括三個(gè)列向量，分別為財(cái)政投入（fi）、綠色創(chuàng)新（gi）和城鎮(zhèn)化（ur），表示截距項(xiàng)向量，代表滯后階數(shù)，表示滯后j 階的參數(shù)矩陣，表示個(gè)體效應(yīng)，表示時(shí)間效應(yīng)，反應(yīng)變量在時(shí)間上的特征，為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

本文通過以下步驟構(gòu)建PVAR模型：變量的單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn);判斷變量的數(shù)據(jù)是否平穩(wěn);模型最優(yōu)滯后階數(shù)的選擇;利用面板廣義矩估計(jì)（GMM）估計(jì)模型參數(shù);計(jì)算脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解。

3 實(shí)證分析與檢驗(yàn)

3.1 數(shù)據(jù)來源和描述性統(tǒng)計(jì)

本文研究的樣本選取的是長江經(jīng)濟(jì)帶11省市的面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析，研究內(nèi)容為財(cái)政投入、綠色創(chuàng)新與城鎮(zhèn)化之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，樣本跨期為1993—2017年。其中財(cái)政投入、綠色創(chuàng)新、城鎮(zhèn)化等統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)均出自或根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫和各省統(tǒng)計(jì)年鑒，變量描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

3.2 單位根檢驗(yàn)

對于時(shí)間序列數(shù)據(jù)需要進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文使用的面板數(shù)據(jù)具有時(shí)間序列的特征，因此構(gòu)建PVAR模型前要對數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)序列平穩(wěn)性。本文選取LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)和ADF-Fisher對各個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)以驗(yàn)證變量的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

首先對三個(gè)變量財(cái)政投入（fi）、綠色創(chuàng)新的對數(shù)形式（lngi）與城鎮(zhèn)化（ur）進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示fi、lngi與ur均沒有通過全部檢驗(yàn)，說明存在非平穩(wěn)變量。因此，選取各變量的一階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示所有變量一階差分都可在1%的顯著性水平上接受“不存在單位根”，故認(rèn)為fi、lngi與ur均為一階單整序列。

3.3 協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)用來明確變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。對變量fi、lngi和ur進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，顯示結(jié)果表明在5%的顯著性水平下Ga、Pt和Pa都不是顯著的，可以認(rèn)為二者之間不存在協(xié)整關(guān)系，即不存在長期均衡關(guān)系。當(dāng)變量之間不協(xié)整時(shí)，建立面板自回歸模型[15]。因此本文利用2013—2017年11個(gè)省市的變量數(shù)據(jù)構(gòu)建PVAR模型，實(shí)證研究財(cái)政投入、綠色創(chuàng)新對城鎮(zhèn)化的影響。

3.4 滯后階數(shù)的選擇

為了估計(jì)PVAR模型，本文利用AIC、BIC和HQIC統(tǒng)計(jì)量來判斷最優(yōu)滯后階數(shù)，從表中可以看出滯后三階的AIC、BIC、HQIC值最小，所以選擇滯后三階作為最優(yōu)滯后階數(shù)研究財(cái)政投入、綠色創(chuàng)新與城鎮(zhèn)化之間的協(xié)整關(guān)系是合理的。

3.5 PVAR模型估計(jì)

在PVAR估計(jì)之前，首先要消除個(gè)體固定效應(yīng)，運(yùn)用前向均值差分過程消除年效應(yīng)能夠保證滯后變量與轉(zhuǎn)換后的變量正交，進(jìn)而與誤差項(xiàng)無關(guān)，因而可以將滯后變量作為工具變量?？紤]到廣義矩陣的穩(wěn)健型，采用GMM估計(jì)模型參數(shù)，如表5所示。

從表5估計(jì)結(jié)果可以看出：（1）在城鎮(zhèn)化的對數(shù)方程中，滯后一二期的財(cái)政投入對城鎮(zhèn)化的影響為負(fù)，第三期財(cái)政投入對城鎮(zhèn)化的影響為正，這可能是因?yàn)榍捌谪?cái)政投入中財(cái)政支農(nóng)給農(nóng)民帶來了大量福利，致使農(nóng)民愿意留在農(nóng)村，滯緩城鎮(zhèn)化，隨著財(cái)政支出傾向教育、城市建設(shè)和社會(huì)保障等方面使得農(nóng)民收入和受教育水平提高，農(nóng)民愿意進(jìn)城尋找更多“福利”，從而促進(jìn)城鎮(zhèn)化水平的提高;滯后一、二期的綠色創(chuàng)新對城鎮(zhèn)化的影響由負(fù)轉(zhuǎn)正，說明前期綠色創(chuàng)新水平有利于城鎮(zhèn)化發(fā)展，第三期的影響轉(zhuǎn)負(fù)，這是由于綠色創(chuàng)新成果還未完全轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)力，隨著時(shí)間的推移，綠色創(chuàng)新將對城鎮(zhèn)化的發(fā)展形成顯著的正向影響;城鎮(zhèn)化對自身的影響從滯后一期到滯后三期經(jīng)歷了由正轉(zhuǎn)負(fù)再到正的過程，說明隨著城鎮(zhèn)化發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變，將有利于其自身的可持續(xù)發(fā)展。

3.6 脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)是用來分析在其他變量當(dāng)期及以前各期值不變的情況下，擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對其他變量當(dāng)期和未來取值的影響。為了更直觀地描述財(cái)政投入、綠色創(chuàng)新和城鎮(zhèn)化的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，通過1000次Monte Carlo模擬得到長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域財(cái)政投入、綠色創(chuàng)新以及城鎮(zhèn)化的脈沖響應(yīng)圖。圖中縱軸為變量的影響程度，橫軸為沖擊作用的響應(yīng)期數(shù)，設(shè)定為5期，中間的曲線代表脈沖響應(yīng)函數(shù)，兩側(cè)的曲線分別代表95%和5%分位點(diǎn)的估計(jì)值。

從圖中（第一行第一列，第二行第二列，第三行第三列）可以看出，城鎮(zhèn)化、財(cái)政投入和綠色創(chuàng)新受到自身沖擊的響應(yīng)值在當(dāng)期為零，隨著時(shí)間的推移逐漸增加，雖然響應(yīng)值很小，但一直保持為正，表明三者具有經(jīng)濟(jì)“慣性行為”，能夠進(jìn)行自身“良性循環(huán)”。從圖中（第一行第二列）可以看出，城鎮(zhèn)化受到財(cái)政投入沖擊的響應(yīng)值在當(dāng)期為零，在短期看來，城鎮(zhèn)化對財(cái)政投入的響應(yīng)不明顯。從圖中（第一行第三列）可以看出，城鎮(zhèn)化對綠色創(chuàng)新的脈沖響應(yīng)值在短期內(nèi)基本為零，這可能是因?yàn)榫G色創(chuàng)新周期長，成果轉(zhuǎn)化率低等問題使得綠色創(chuàng)新對城鎮(zhèn)化的正向影響具有時(shí)滯性。

3.7 方差分解

方差分解是通過分析不同內(nèi)生變量的結(jié)構(gòu)沖擊貢獻(xiàn)度來評估變量之間的相對重要性。為了更加精確地評估財(cái)政投入、綠色創(chuàng)新與城鎮(zhèn)化的相互影響程度，在PVAR估計(jì)和脈沖響應(yīng)分析的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步對不同省份的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行方差分解，結(jié)果如表6所示。

從方差分解的結(jié)果可以看出：城鎮(zhèn)化對自身沖擊較大，在第10期，對自身沖擊的貢獻(xiàn)率達(dá)到89.3%，在第20期下降到85.5%。財(cái)政投入在第10期對城鎮(zhèn)化方差的貢獻(xiàn)率為6.4%，在第20期上升至9.1%，說明城鎮(zhèn)化變動(dòng)的9.1%可由財(cái)政投入解釋。綠色創(chuàng)新對城鎮(zhèn)化的解釋能力較小，在第10期對其方差的貢獻(xiàn)率為4.3%，在第20期達(dá)到5.4%，說明城鎮(zhèn)化變動(dòng)的5.4%可由綠色創(chuàng)新解釋。

4 研究結(jié)論與政策建議

4.1 結(jié)論

（1）財(cái)政投入對城鎮(zhèn)化的影響由負(fù)轉(zhuǎn)正

從矩估計(jì)結(jié)果可知，財(cái)政投入對城鎮(zhèn)化的前期影響效應(yīng)為負(fù)，隨著時(shí)間的推移轉(zhuǎn)為正，說明財(cái)政投入有利于城鎮(zhèn)化發(fā)展，但在時(shí)間上存在一定的滯后性;綠色創(chuàng)新對城鎮(zhèn)化的影響效應(yīng)由負(fù)轉(zhuǎn)正又轉(zhuǎn)負(fù)，說明綠色創(chuàng)新在一定程度上能夠促進(jìn)城鎮(zhèn)化的發(fā)展，但由于當(dāng)前存在綠色創(chuàng)新投入效率低以及綠色創(chuàng)新成果還未完全轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)力等問題，綠色創(chuàng)新對城鎮(zhèn)化的促進(jìn)作用還不穩(wěn)定，隨著創(chuàng)新效率的提高以及創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)力的形成，這種現(xiàn)象將減弱。

（2）對于財(cái)政投入與綠色創(chuàng)新的沖擊，城鎮(zhèn)化反應(yīng)不明顯

從脈沖響應(yīng)結(jié)果可知，城鎮(zhèn)化對財(cái)政投入與綠色創(chuàng)新沖擊的反應(yīng)程度都不明顯，影響程度均較弱。

（3）城鎮(zhèn)化的發(fā)展速度取決于城鎮(zhèn)化本身

從方差結(jié)果可知，城鎮(zhèn)化對自身的貢獻(xiàn)程度最大，說明城鎮(zhèn)化主要依賴于自身的發(fā)展，財(cái)政投入和綠色創(chuàng)新對城鎮(zhèn)化發(fā)展的貢獻(xiàn)率較小，綠色創(chuàng)新和財(cái)政投入并未表現(xiàn)出強(qiáng)勁的推動(dòng)作用。

4.2 建議

（1）正確認(rèn)識城鎮(zhèn)化的發(fā)展規(guī)律，防止在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中超越客觀現(xiàn)實(shí)。城鎮(zhèn)化有自身的發(fā)展規(guī)律，應(yīng)當(dāng)充分尊重客觀規(guī)律，進(jìn)一步優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施和公共事業(yè)的財(cái)政保障，明確支持的重點(diǎn)行業(yè)、重點(diǎn)區(qū)域及領(lǐng)域范圍。

（2）全面服務(wù)城鎮(zhèn)化的國家戰(zhàn)略，鼓勵(lì)在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中積極參與。城鎮(zhèn)化并不僅僅是政府的事，而是與全民緊密聯(lián)系的大事。因此，應(yīng)當(dāng)充分發(fā)揮財(cái)政資金的引領(lǐng)作用，通過政府財(cái)政引導(dǎo)，帶動(dòng)社會(huì)資金和民間投資支持參與城鎮(zhèn)化建設(shè)。特別是要鼓勵(lì)民眾轉(zhuǎn)變生產(chǎn)生活觀念，適應(yīng)城鎮(zhèn)化的發(fā)展，自覺維持社會(huì)的穩(wěn)定，促進(jìn)城鎮(zhèn)化的持續(xù)健康發(fā)展。

（3）提升綠色創(chuàng)新的投入效率，加速綠色創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化率。應(yīng)合理配置綠色創(chuàng)新與城鎮(zhèn)化發(fā)展的要素投入，優(yōu)化綠色創(chuàng)新和城鎮(zhèn)化的資金投入比例。進(jìn)一步健全綠色創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化體系，完善綠色創(chuàng)新成果定價(jià)機(jī)制，提高市場轉(zhuǎn)化效率，促進(jìn)綠色創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化為城鎮(zhèn)化發(fā)展的實(shí)際動(dòng)力。同時(shí)，在城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中，強(qiáng)化以人為本的發(fā)展理念，加強(qiáng)綠色創(chuàng)新人才的培養(yǎng)與引進(jìn)，為綠色創(chuàng)新和城鎮(zhèn)化發(fā)展提供必要的人才支撐。

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Dynamic Analysis of the Impact of Financial Investment and

Green Innovation on Urbanization

——Based on the data of the Yangtze River Economic Belt from 2003 to 2017

Hou Yuqiao? ?Zheng Jun Wang Fayuan

（Economics & Management School of Yang Tze University，Jingzhou，434023，China）

Abstract：Based on the data of the Yangtze River Economic Belt from 2003 to 2017，the PVAR model is used to empirically analyze the dynamic relationship between financial input，green innovation and urbanization through GMM estimation，impulse response function and variance decomposition. The results show that：The impact of fiscal investment on urbanization has turned from negative to positive. For the impact of fiscal investment and green innovation，the urbanization reaction is not obvious. The development speed of urbanization depends on urbanization itself. Therefore，it is necessary to correctly understand the law of urbanization development and prevent it from surpassing objective reality in the process of urbanization;to fully serve the national strategy of urbanization，and to actively participate in the support of urbanization;to increase the efficiency of green innovation and accelerate the conversion rate of green innovations.

Keywords：financial input;green innovation;urbanization;PVAR model

收稿日期：2019-11-14

基金項(xiàng)目：國家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目“長江經(jīng)濟(jì)帶產(chǎn)業(yè)綠色發(fā)展戰(zhàn)略與政策體系研究”（15ZDA020）

湖北省教育廳哲學(xué)社會(huì)科學(xué)重大研究項(xiàng)目“長江經(jīng)濟(jì)帶沿江省市實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展調(diào)查研究”（16ZD020）

作者簡介：汪發(fā)元，男，長江大學(xué)長江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展研究院、長江大學(xué)管理學(xué)院教授。E-mail：2319193364@qq.com