聶丹蕾

（天津財經大學 金融學院，天津300222）

一、引言與文獻綜述

近年來，中國城鎮(zhèn)化進程加快，房價持續(xù)上漲，地方政府通過舉債獲得大量融資的同時，債務問題隨之顯現(xiàn)，帶來了很大的風險。隨著中國經濟發(fā)展進入新常態(tài)，目前正處于經濟結構轉換的關鍵期，內外部壓力持續(xù)增大，失衡現(xiàn)象逐漸突出，但挑戰(zhàn)的同時更是一種機遇。在此背景下，分析城鎮(zhèn)化水平、地方政府債務與房價之間的動態(tài)影響關系，對于確保三者的協(xié)調可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

中國城鎮(zhèn)化不可逆轉，隨著城鎮(zhèn)人口不斷增長，住房需求隨之增加，進而推高房價。陸銘等（2014）[1]基于對中國地級市數(shù)據(jù)的經驗研究發(fā)現(xiàn)，外來人口占比更高的城市房價更高。Garriga（2017）[2]通過構造一般動態(tài)均衡模型，認為城鎮(zhèn)化、結構轉型和住房供給是推動中國房價上漲的三大因素。張延和張靜（2016）[3]利用省級面板數(shù)據(jù)進行IV-2SLS回歸，研究發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化發(fā)展與房價之間具有顯著的正相關關系。不同類型住宅對城鎮(zhèn)化的影響不同，李永樂等（2014）[4-5]研究發(fā)現(xiàn)商業(yè)住宅價格上漲有利于推進城鎮(zhèn)化，但房價的快速上漲并不利于中國經濟的長期穩(wěn)定增長[6]。范劍勇等（2015）[7]從土地供給角度，建立空間均衡模型，研究發(fā)現(xiàn)，中國城鎮(zhèn)化可以用新增常住人口居住在價格低廉的非普通商品房為主的模式來解釋，且工業(yè)用地擴張推動了城市常住人口增長、房價上升。姜松等（2014）[8]基于中國省際面板數(shù)據(jù)，構建動態(tài)空間面板模型，對城鎮(zhèn)化與房地產價格變動關系進行分析，發(fā)現(xiàn)鄰近省份的城鎮(zhèn)化會引起區(qū)域房地產價格上漲。

城鎮(zhèn)化水平不斷上升的同時，也帶來了諸多問題，比如城鎮(zhèn)化建設中的融資問題，其中一個重要來源就是地方政府舉債[9]。地方政府舉債用于工業(yè)化、城鎮(zhèn)化等建設，如通過加強基礎設施建設等推進城鎮(zhèn)化發(fā)展。近年來，城鎮(zhèn)化過程中，地方政府財權上收，支出責任下移，地方財政收支壓力增大，地方政府債務呈現(xiàn)擴張態(tài)勢[10]。基礎設施建設是一項民生工程，推進城鎮(zhèn)化建設必須利用資金提高城鄉(xiāng)基礎設施環(huán)境。城市基礎設施落后，一定程度上必然會降低城鎮(zhèn)化質量[11]。在有序推進城鎮(zhèn)化過程中，必須防范債務危機的發(fā)生。

地方政府債務危機和房地產泡沫是現(xiàn)階段中國經濟面臨的兩大危機[12]。陳彥斌等（2015）[13]構建了一個含有房地產部門和地方政府債務的動態(tài)一般均衡模型，研究發(fā)現(xiàn)，房地產泡沫和地方政府債務是導致金融危機之后中國貨幣數(shù)量論失效的重要因素。因此，分析地方政府債務與房價之間的互動關系對于確保經濟平穩(wěn)運行具有重要意義。國內學者從不同角度研究了地方政府債務與房價之間的關系。在房地產市場不景氣時，房價上漲降低了地方政府債務風險[9]。陳瑞等（2016）[14]和陳浩宇等（2019）[15]研究發(fā)現(xiàn)，房價對地方債規(guī)模具有顯著的正向影響，住房需求的增長拉動房價快速上漲，為滿足居民對基礎設施等的需求，地方政府舉債規(guī)模擴大。謝保鵬（2017）[16]采用多元回歸模型實證分析發(fā)現(xiàn)，土地價格與政府債務規(guī)模之間存在一種相互“推動”的作用機制，而價格上漲預期是這個機制運行的關鍵。

已有文獻對于城鎮(zhèn)化與房價、城鎮(zhèn)化與地方政府債務以及房價與地方政府債務關系的闡述已經較為清晰，但現(xiàn)有文獻關于城鎮(zhèn)化、地方政府舉債規(guī)模和房價之間互動關系的研究十分有限。因此本文以中國省際面板數(shù)據(jù)為基礎，構建面板向量自回歸模型，深入探究三者之間的相互關系，在一定程度上能彌補已有研究的不足。

二、研究設計與數(shù)據(jù)說明

（一）研究設計

城鎮(zhèn)化、地方政府債務與房價之間存在互動關系。本文采用面板向量自回歸（PVAR）模型對2009—2018年30個省份（因西藏部分數(shù)據(jù)缺失，故未包含）的數(shù)據(jù)展開分析。模型設定如下：

式（1）中，Yit為模型內生變量的向量，i 表示省份，t 表示年份；α0為截距；γi為模型的個體固定效應；λt表示個體時間效應；βj為模型回歸系數(shù)；j 表示滯后階數(shù)，εit為隨機誤差項。

（二）變量選取及數(shù)據(jù)來源

本文定義如下變量：

1.本年地方政府舉債規(guī)模。現(xiàn)有的研究地方政府負債的文獻，普遍將城投債的發(fā)行規(guī)模作為地方政府舉債規(guī)模的代理變量。從地方債務資金的投向偏好來看，80%以上的資金用于公用事業(yè)，其中市政建設占比達到了35%以上，占比最大[10]。因此，我們在債務規(guī)模中加入了本年城市市政公用設施建設固定資產投資中來源于國內貸款的部分，再加上地方投融資平臺公司本年發(fā)行的城投債，將二者之和作為地方政府在本年的舉債規(guī)模。變量名稱為debt，數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫和《中國城市建設統(tǒng)計年鑒》。

表1 變量描述性統(tǒng)計

2.城鎮(zhèn)化水平。近年來，中國城鎮(zhèn)化建設取得了顯著成效，城鎮(zhèn)化水平不斷提高，城鎮(zhèn)發(fā)展規(guī)模不斷擴大，城鎮(zhèn)居民生活水平不斷提高。本文選擇各省份年末城鎮(zhèn)人口占年末總人口的比重來衡量城鎮(zhèn)化水平。變量名稱為urban，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。

3.商品房平均銷售價格。變量名稱為hp，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。

選擇30個省份2009—2018年的數(shù)據(jù)，并將全國分為東部、中部、西部，對以上數(shù)據(jù)進行對數(shù)處理，描述性統(tǒng)計結果如表1所示。

由表1可知，東部地區(qū)的地方政府舉債規(guī)模最大，西部地區(qū)的地方政府舉債規(guī)模最小，且低于全國平均水平；東部地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平最高，西部地區(qū)發(fā)展緩慢，城鎮(zhèn)化水平最低，中部地區(qū)城鎮(zhèn)化水平略高于西部地區(qū)，但低于全國平均水平；東部地區(qū)房價最高，西部地區(qū)最低。

三、實證分析

（一）面板單位根檢驗

在估計PVAR模型之前，需要對各個變量的平穩(wěn)性進行檢驗，防止出現(xiàn)偽回歸問題。本文使用LLC檢驗來驗證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。

表2 面板單位根檢驗

由以上檢驗結果可知，變量的原序列均平穩(wěn)?？梢赃M一步進行PVAR模型分析，為后文的一系列分析奠定了數(shù)據(jù)基礎。

（二）模型滯后期的選擇

本文運用STATA15.0 構建AIC、BIC 和HQIC統(tǒng)計量來綜合評定PVAR 模型的最優(yōu)滯后期。全國及東部、中部、西部地區(qū)PVAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)結果如表3所示。

表3 不同階數(shù)下AIC、BIC、HQIC統(tǒng)計量計算結果

由表3可知，全國及東部地區(qū)的PVAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)為3階，中部地區(qū)為2階，西部地區(qū)為1階。

（三）回歸結果分析

根據(jù)前文中構建的三變量PVAR 模型，使用GMM方法分別對城鎮(zhèn)化、本年地方政府舉債規(guī)模與房價的PVAR模型進行估算，最終的估算結果如表4、表5、表6、表7所示。其中，c_lndebt 表示lndebt采用廣義矩估計得到的估計系數(shù)，z_lndebt為對應的z統(tǒng)計量，其他變量同理。

表4 全國PVAR模型估計

表5 東部PVAR模型估計

表6 中部PVAR模型估計

表7 西部PVAR模型估計

由以上結果可知，本年地方政府舉債規(guī)模易受到來自自身的影響，其中，西部地區(qū)受到的影響最為顯著，影響系數(shù)為0.8096，且在1%的顯著性水平高度顯著。城鎮(zhèn)化發(fā)展對地方政府舉債規(guī)模有一定的正向作用，推進城鎮(zhèn)化發(fā)展，需要一定的資金支持，間接促使政府加大舉債規(guī)模，但這種影響并不顯著。比較東部、中部、西部地區(qū)，可以發(fā)現(xiàn)，房價變化對政府舉債規(guī)模的影響具有“長期效應”。全國范圍來看，房價對政府舉債規(guī)模的影響系數(shù)由滯后三期的0.1230變化為滯后一期的-0.0730，經歷了由正轉負的過程，雖然該影響并不顯著，但也說明在一系列政策的出臺下，土地財政所帶來的高房價局面正在不斷改善。相比房價而言，城鎮(zhèn)化對政府舉債規(guī)模的影響更大。

當以房價為被解釋變量時，全國范圍來看，地方政府舉債規(guī)模對房價的影響較為持續(xù)。房價對其自身的影響同樣具有“長期效應”，更易受到來自自身的影響，且該影響持續(xù)顯著，并經歷了由正轉負的過程。從全國及中西部地區(qū)來看，城鎮(zhèn)化發(fā)展會進一步推動房價上漲。在東部地區(qū)，則表現(xiàn)出城鎮(zhèn)化進程的推進會在一定程度上抑制房價過快上漲。

當以城鎮(zhèn)化為被解釋變量時，不論長期還是短期來看，全國及東部、中部、西部地區(qū)均表現(xiàn)為城鎮(zhèn)化對其自身具有顯著的正向影響。這說明目前，我國的城鎮(zhèn)化發(fā)展處于協(xié)調狀態(tài)。全國來看，滯后二期的城鎮(zhèn)化對房價的影響系數(shù)為-0.0191，滯后一期的城鎮(zhèn)化對房價的影響系數(shù)為0.1480，說明短期來看，房價在一定程度上會加快城鎮(zhèn)化進程。但滯后二期的房價對城鎮(zhèn)化產生負面影響，且這種影響較為顯著，說明長期來看，房價過高及房價上漲過快會阻礙城鎮(zhèn)化進程。滯后一期和滯后二期的政府舉債規(guī)模對城鎮(zhèn)化的影響系數(shù)均為正，說明政府舉債規(guī)模的擴大會加快城鎮(zhèn)化發(fā)展。

（四）脈沖響應分析

面板向量自回歸模型屬于動態(tài)模型，通過廣義矩估計得到的解釋變量回歸系數(shù)并不能完整地體現(xiàn)出各變量之間的關系。為進一步分析本年地方政府舉債規(guī)模、房價、城鎮(zhèn)化進程之間的互動關系，本文通過蒙特卡羅模擬得到三個變量的脈沖響應圖，借此更加直觀有效地觀察三者之間互動關系，結果如圖1所示，圖中中間線表示脈沖響應函數(shù)的估計曲線，上下兩條虛線分別表示95%和5%置信區(qū)間，縱軸表示沖擊的程度，橫軸表示沖擊的滯后期數(shù)。

圖1 全國脈沖響應

根據(jù)全國地區(qū)的脈沖響應圖像可以得出如下結論：

1.本年地方政府舉債規(guī)模

從全國脈沖響應圖像的第1行可以看出，當本年政府舉債規(guī)模（lndebt）受到自身沖擊時，其對自身的當期影響為正，達到0.4200，這種影響從當期開始后逐漸減弱，不斷向0趨近；政府舉債規(guī)模受到房價（lnhp）沖擊時，當期影響為0，隨后逐漸上升后下降，說明房價對舉債規(guī)模的影響具有一定的滯后效應。城鎮(zhèn)化（lnurban）對政府舉債規(guī)模具有正向影響，該影響同樣具有滯后性，并在后期逐漸趨向于0，說明城鎮(zhèn)化進程的加快會在一定程度上促進政府舉債規(guī)模的擴大，兩者相互促進，這與模型估計結果相一致。

2.房價

當房價受到政府舉債規(guī)模的沖擊時，會產生持續(xù)的正面影響，并在后期逐漸向0趨近。一些地方政府通常通過出讓土地使用權來獲得資金，一定程度上帶動了房價上漲。當房價受到來自自身的沖擊時，當期影響達到最大，這種影響從當期開始逐漸減弱，說明房價對自身沖擊具有長期效應。從全國來看，當房價受到城鎮(zhèn)化的沖擊時，產生的影響由正面效應轉為負面效應，在第3期后，逐漸又轉為正面效應。隨著城鎮(zhèn)化水平的提高，城鎮(zhèn)人口不斷增加，住房需求上升，促使住房價格不斷上漲。同時，住房價格的上漲，會使新增的城鎮(zhèn)人口生活成本不斷上漲，進而阻礙城鎮(zhèn)化進程的推進，而政府針對房價上升出臺的一系列調控政策，如廉租房等，在一定程度上會影響房價。在西部地區(qū)，當房價受到來自城鎮(zhèn)化的沖擊時，影響并不顯著。

3.城鎮(zhèn)化

當城鎮(zhèn)化受到來自政府舉債規(guī)模的沖擊時，對其產生的影響具有正面效應，說明政府舉債規(guī)模的擴大，為推進城鎮(zhèn)化進程提供了有力的支持，有助于城鎮(zhèn)化進程的推進。從全國范圍來看，當城鎮(zhèn)化受到來自房價的沖擊時，房價對城鎮(zhèn)化的影響在1期之前為負，隨后轉為正，并逐漸趨近于0。表明短期而言，房價對城鎮(zhèn)化進程具有阻礙作用?？傮w而言，其累計效應為負，這說明城鎮(zhèn)化水平受到的影響總體為負，房價過快上漲會阻礙城鎮(zhèn)化進程的推進。當城鎮(zhèn)化受到來自自身的沖擊時，當期效應為正，并達到最大值，隨后逐漸下降，并在1期后趨近于0。從全國范圍看，城鎮(zhèn)化對自身的沖擊只具有短期效應。

（五）方差分解分析

方差分解能夠通過測算模型中內生變量產生沖擊的隨機擾動性作用程度來深入分析內生變量變化的過程中各結構沖擊的貢獻力度。本文運用方差分解以直觀地看出本年地方政府舉債規(guī)模、房價、城鎮(zhèn)化三者相互影響的貢獻程度。本文取10期、20期和30期三個預測期，表8數(shù)據(jù)表示了列變量對行變量的變動在不同期的影響度。

表8 方差分解分析

表8結果顯示，對于全國及東部、中部地區(qū)，本年政府舉債規(guī)模對自身的貢獻程度處于較高水平，從滯后10期到滯后30期，貢獻率均維持在99%以上；在西部地區(qū)，其對于自身的貢獻率有所下降，但該下降并不顯著。整體而言，城鎮(zhèn)化對地方政府債務的貢獻率小于房價對其的貢獻程度。

全國來看，地方政府債務和城鎮(zhèn)化對房價的貢獻率處于相同水平，在2.2%～2.5%之間波動。在東部和西部地區(qū)，房價的貢獻率主要來源于其自身和地方政府舉債規(guī)模，城鎮(zhèn)化的貢獻率較小，約為地方政府舉債規(guī)模貢獻率的50%。在中部地區(qū)，這一表現(xiàn)更為顯著，當滯后10期時，房價和地方政府債務的貢獻率分別為78.34%和21.03%。

從全國來看，城鎮(zhèn)化對自身波動的貢獻程度最大，維持在95%；在東部地區(qū)，其自身貢獻率維持在93%，房價的貢獻率為6.48%，地方政府舉債規(guī)模的貢獻率不足1%；在中部地區(qū)，城鎮(zhèn)化的方差貢獻率主要來自地方政府舉債規(guī)模和其自身，當滯后10期時，方差貢獻率分別為62.33%和36.3%，隨著滯后期的推移，地方政府舉債規(guī)模的方差貢獻率呈現(xiàn)小幅上升趨勢，但仍維持在63%以下。在西部地區(qū)，城鎮(zhèn)化的方差貢獻率仍主要來自地方政府舉債規(guī)模和其自身，當滯后10期時，方差貢獻率分別為37.71%和59.74%，貢獻率大小與中部地區(qū)恰好相反。且隨著滯后期的推移，地方政府舉債規(guī)模的方差貢獻率同樣呈現(xiàn)上升趨勢，當滯后30期時，貢獻率為39.8%。

四、結論和建議

本文利用PVAR模型，按照全國及東部、中部、西部地區(qū)對本年地方政府舉債規(guī)模、房價、城鎮(zhèn)化進程之間的互動關系進行了分析，發(fā)現(xiàn)三者之間的關系在不同地區(qū)，表現(xiàn)各不相同。從全國來看，三者均受自身的影響最大，房價與城鎮(zhèn)化之間相互作用，兩者之間的協(xié)調發(fā)展對推進城鎮(zhèn)化進程具有重要意義。從東部地區(qū)來看，房價主要受到來自地方政府舉債和其自身的影響，城鎮(zhèn)化主要受到房價和其自身的影響。從中部地區(qū)來看，房價主要受到地方政府債務和其自身的影響，城鎮(zhèn)化主要受到來自地方政府舉債規(guī)模的影響，地方政府債務對城鎮(zhèn)化率的影響呈現(xiàn)倒“U型”的正向關系。從西部地區(qū)來看，地方政府舉債規(guī)模和房價均主要受到來自自身的影響，而城鎮(zhèn)化主要受到地方政府舉債規(guī)模的影響。

根據(jù)以上結論可知，地方政府舉債、房價與城鎮(zhèn)化之間存在穩(wěn)定的互動關系，維持三者之間的協(xié)調發(fā)展對于我國經濟穩(wěn)定增長具有重要意義。據(jù)此提出如下建議：

第一，理順房價與城鎮(zhèn)化之間的關系，協(xié)同兩者之間的發(fā)展，積極調控房價，保障房地產市場平穩(wěn)健康發(fā)展。長期來看，房價上漲不利于城鎮(zhèn)化發(fā)展，在積極推動城鎮(zhèn)化進程的同時，及時滿足外來人口對保障性住房的需求，加大廉租房等方面的住房制度建設，緩解由于房價過高帶來的住房壓力。政府為穩(wěn)定住房價格出臺了一系列調控措施，各方應積極落實這些調控政策，加大對地方政府政策執(zhí)行力的監(jiān)督。同時，在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的指導下，可以“因地制宜”，提倡“就地城鎮(zhèn)化”，以緩解城市壓力[17]。

第二，城鎮(zhèn)化過程中，政府加大基礎設施建設投資等，隨著政府財權上收，支出責任下移，造成地方財政壓力增大，政府債務顯著增加。近年來，地方政府的債務問題變得越來越嚴重[18]，這需要引起各界的高度重視。政府應重視債務結構的合理性，規(guī)范地方政府的舉債行為及支出投向。發(fā)展新型融資方式，優(yōu)化相關機制，充分利用社會資本，允許社會資本承擔部分公共職能，從而促進各地區(qū)經濟可持續(xù)健康發(fā)展，為城鎮(zhèn)化建設的融資問題提供有效解決方案。

第三，加強對地方政府舉債和房地產市場的監(jiān)管及約束。地方政府在缺少資金時，通過土地抵押等舉借債務，從而引起房價波動，促進房地產市場繁榮的同時，也帶來了危機。應更加關注二者之間的聯(lián)動效應，及時防范風險，維持經濟與市場的平穩(wěn)發(fā)展。