基于城鎮化背景的地方政府融資平臺產生原因實證分析

段振文　馮開文　張雪蓮

摘 要 通過單位根檢驗、協整檢驗、建立誤差修正模型、格蘭杰因果關系檢驗，我國城鎮化率增長是人均國內生產總值增長的格蘭杰原因，從長期來看，我國城鎮化率增長對人均國內生產總值增長有顯著促進作用。地方政府的政績考核制度促使政府官員追求GDP并進行城市基礎設施建設，但分稅制造成地方政府財政的收支矛盾，地方政府融資平臺產生。

關鍵詞 城鎮化；地方政府融資平臺；時間序列模型；分稅制

中圖分類號 F832.35 文獻標識碼 A 文章編號 1673-0461（2014）05-0033-05

一、引 言

地方政府融資平臺的產生背景必須在中國經濟發展的大環境中來考察。城鎮化是我國經濟發展中的重要戰略，對我國經濟增長、綜合國力的提高、社會進步等都起著重要作用。

我國六次人口普查的城鎮化率數據如下（城鎮化率=城鎮人口/總人口）如表1所示。

計算后得到城鎮化率年平均增長水平如表2所示。

城鎮化率上升速度加快，近幾年每年超過1個百分點。國家統計局數據顯示2011年我國城鎮人口超過一半，城鎮化率為51.27%。國務院發展研究中心的研究表明中國城市人口增加1個需要9萬元的基礎設施投資。世界銀行發展報告指出，發達國家的地方政府負擔平均35%的基礎設施建設，發展中國家地方政府負擔13%，中國地方政府超過50%。現階段我國城鎮化中的基礎設施建設不能滿足城市經濟發展，基礎設施建設資金需求大，政府的財政收入不能滿足城鎮化快速發展的要求，資金不足。

非競爭性投融資的主要特征是公共性、外部性、長期性、巨額性，應該側重公益性的、非經營性的小城鎮基礎設施建設領域，政府是承擔主體，我國要拓寬資金的來源渠道，集中投資在公益性領域（陳干宇，2013）[1]。

有的學者研究了城鎮化融資的必要性，但財政資金不能滿足縣域城鎮化建設資金，需要多元化的可持續的投融資體系，郭興平（2011）[2]根據美國的市政債券融資、加拿大的政府融資機構主導對中國的基礎設施投融資的啟示，我國要規范縣級地方政府融資平臺運作，擴大縣級地方政府財政支配能力，促進縣域城鎮化投資主體多元化，實現縣域城鎮化融資方式的多元化。

賈康（2011）[3]和曹君麗（2013）[4]提出了城鎮化融資中的公私合作模式。城鎮化中的基礎設施、公用事業和公共服務需要大量資金投入以形成有效供給，但目前我國的投融資渠道局限，土地財政、融資平臺、地方債發行存在問題，公私合作管理模式在城鎮化融資中有重要作用。城鎮化建設的主要矛盾是資金供求矛盾，當前的地方政府投資、企業全額投資、開發性金融支持等城鎮化融資方式各有局限性，還需要公私合作項目融資方式。

有學者認為城鎮化融資以稅收為主，城鎮化的融資方式隨項目屬性而不同，稅收是主要的城鎮化融資來源，除此之外還有土地融資和債務融資等多種融資渠道，特定時期的融資方式不同，我國要形成適應短期和中長期發展需要的多元化融資結構（楊志勇，2011）[5]。

有的學者提出新的多元化城鎮化融資方法，建議重視市政債券的融資方法。我國城鎮化順利進行的主要障礙是融資難問題，傳統融資渠道局限性大，市政債券是城鎮化融資的新渠道（余晨陽，2013）[6]。創新型的城鎮化融資模式有市政債券、開發性金融工具、產業化基金、多層次資本市場、中央財政支持等（徐策，2013）[7]。地方政府在城鎮化進程中融資困難，城鎮化融資中的地方債問題可通過減持上市公司股份、盤活國有資產和發行市政債券解決。擺脫土地財政的方法是資產證券化、市政債券、公私合作，并根據不同項目類別選擇合適的項目融資方式（巴曙松，2011）[8]。

付敏英（2012）[9]認為根據融資主體劃分的城鎮化項目融資模式有特定目的公司融資、政府投資、市場化融資、資本市場融資，并用模糊集結算子實證了城鎮化融資方案的選擇方法。

政府成立融資平臺的根本目的是為了適應城鎮化的發展，從金融機構和社會獲得資金，滿足地方政府的投資需要，補充地方基礎設施建設的資金缺口（毛騰飛，2007）[10]。

以上文章雖然從不同的角度用不同的方法研究了城鎮化率的融資方法問題，但沒有從城鎮化率與GDP關系上分析地方政府融資平臺產生原因，更加缺少實證方面的研究。

地方政府融資平臺的產生有多種原因，從理論上進行解釋可以有公共物品理論、財政分權理論、增長理論、城鎮化理論、瓦格納法則、凱恩斯的政府干預理論等。我國對地方政府官員的政績考核制度促使地方政府官員重視GDP總量而進行融資，以便短期就做出政績（梅建明，2011；許安拓，2011）[11-12]，分稅制使地方政府缺乏進行基礎設施建設的資金，地方政府要突破法律、制度的約束進行融資（路軍偉，2010）[13]。

本文僅就城鎮化方面進行實證分析。城鎮化推動了我國GDP的增加，而我國的官員政績考核制度的主要一條考核標準是GDP增長，官員因此熱衷于城鎮化建設，但分稅制又造成了地方政府財權事權的分離，地方政府缺乏用于城鎮化建設的資金，只有通過各種途徑融資，當前我國的融資渠道單一，相關法律又不允許地方政府發債，因此地方政府只有建立融資平臺從銀行獲得資金進行城鎮化建設。

我國城鎮化是否是地方政府融資平臺的產生原因之一？本文實證檢驗城鎮化率與地方政府融資平臺產生的關系。運用EVIEWS6.0軟件和時間序列模型進行分析，首先設定模型，再對模型進行單位根檢驗、協整檢驗、建立誤差修正模型、格蘭杰因果關系檢驗，最后對回歸結果進行分析。

二、模型和數據來源

建立時間序列模型如下：

GDPPC=a+bUZ

UZ代表城鎮化率（%）、GDPPC是人均國內生產總值（元）。對上式兩邊取對數，可以建立如下的城鎮化率和人均國內生產總值的雙對數模型：endprint

lnGDPPC=β1+β2 lnUZ+ei

其中，β1、β2是待估參數，ei是殘差值。

數據來自于歷年《中國統計年鑒》中的數據。把名義值變成實際值是為了消除通貨膨脹的影響，使估計結果更準確。人均國內生產總值用GDP平減指數除后得到實際值。運用對數形式是為了消除異方差，而且得到的估計系數直接是彈性值。

以前的研究者雖然有實證城鎮化率與國內生產總值關系的文章，但回歸技術和統計檢驗方法較簡單，即使有用協整檢驗、因果檢驗和誤差修正模型來進行實證分析的文章，但由于時間原因樣本容量達不到時間序列模型的30年大樣本要求，僅是小樣本回歸分析，所得到的結果差異較大，因此不夠準確。本文是基于大樣本得出的結論。

我國從1978年開始實行改革開放政策，此前的計劃經濟體制逐漸轉向市場經濟體制，以這一年為分界點數據的統計特征開始發生轉變，因此本文選擇了1978年至2011年的數據做為樣本，總共是34年的數據，達到了時間序列模型的大樣本要求。之所以用人均國內生產總值代替國內生產總值是為了更精細的反映經濟增長狀況。

三、模型的估計和檢驗

（一）lnUZ和lnGDPPC的平穩性檢驗：

lnUZ序如圖1所示，接受有單位根的原假設，lnUZ的水平序列是非平穩的。檢驗lnGDPPC的穩定性，如圖2所示。

從圖示初步判斷lnUZ的水平序列是非平穩的，進一步用ADF檢驗，估計結果如表3所示。

初步判斷lnGDPPC的水平序列是非平穩的， ADF檢驗結果如表4所示。

lnGDPPC的水平序列也是非平穩的。分別對lnUZ和lnGDPPC的一次差分項進行檢驗后的估計結果如表5所示。

lnGDPPC的一次差分項的有時間趨勢項有截距項的估計結果如表6所示。

一次差分后兩序列均為平穩的，而且是同階單整序列。

（二）協整檢驗

用E-G兩步法進行檢驗：

第一步長期均衡的估計結果為：

lnGDPPC=-3.012926+1.473783lnUZ

第二步殘差平穩性估計結果如表7所示。

（三）誤差修正模型

經多次試驗后滯后一期的估計結果最合適，根據估計結果短期非均衡模型為：

ΔlnGDPPC=-0.148260ΔlnUZ-0.094870ecmt-1+0.781632ΔlnGDPPCt-1+0.420055ΔlnUZt-1

從估計結果可以看出，誤差修正項的系數為0.094870。

（四）格蘭杰因果關系檢驗

一般要檢驗幾個滯后期的格蘭杰因果關系檢驗，并且結果相同時才能最終下結論，如表8所示。

估計結果表明在10%的顯著性水平下3、4、5、6、7期都拒絕原假設“lnUZ不是lnGDPPC的格蘭杰原因”，即lnUZ是lnGDPPC的格蘭杰原因。

四、回歸結果分析

在長期均衡模型中，人均國內生產總值的系數說明我國城鎮化率變化對人均國內生產總值的促進作用，其估計結果為1.473783，表明我國城鎮化率變化1%，人均國內生產總值隨之變化1.473783%。在誤差修正模型中，差分項體現了人均國內生產總值的短期波動。人均國內生產總值的短期變動受兩個因素影響，一個是短期城鎮化率波動的影響，另一個是人均國內生產總值偏離長期均衡的影響，誤差修正項ecm的系數表明了對偏離長期均衡的調整力度。其估計結果為 -0.094870，說明當人均國內生產總值的短期波動偏離長期均衡時，將以-0.094870的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。

在格蘭杰因果檢驗模型中，估計結果表明，城鎮化率是人均國內生產總值增長的格蘭杰原因，從長期來看，城鎮化率可以促進人均國內生產總值增長。

五、結 論

我國的行政管理依然是“官本位”思想。改革開放以來我國形成了以經濟發展為政績考核中心的官員晉升制度，官員的考核指標主要是GDP、固定資產投資、招商引資的數量考核，政府官員行為短期化，上下級政府為了同樣的目標形成利益共同體。我國的單一制政治體制決定了上級政府掌握著下級政府的人事任免權，為了短期內的政績最大化，下級政府領導把主要精力用于上級政府可觀察到的政績，通過融資平臺向銀行借款是快速的融資渠道，也是地方政府的理性選擇。

隨著官員的考核方法愈來愈注重GDP，地方政府投資需求加大。地方政府官員的升職概率與地方GDP增長有著顯著的正相關關系（周黎安，2005）[14]，有研究表明，發展中國家的基礎設施建設增長1%可以提高1.5%～1.7%的GDP值。每一屆政府的投資欲望都很強，我國地方政府又不存在破產制度，地方政府認為拿國家的錢用于投資國家建設，當債務無法償還時，最后的買單者是中央政府。地方政府領導的投資拉動了GDP，可以提高自己晉升的機會，失敗了對個人也沒有損失。

1993年12月，國務院發布《關于實行分稅制財政管理體制的決定》，1994年我國實行了分稅制改革。分稅制是這樣一種財政管理體制，國家按照稅種劃分中央和地方的財政收入來源，是每個參與市場經濟的國家在其發展中都要面臨的問題。分稅制的實質是要實現事權與財權的統一，提高中央財政收入占國家財政收入的比重，強化中央的宏觀調控能力。但實際上形成了財權與事權不匹配的非對稱財政分權模式，中央政府獲得主要的財政收益。

在全部財政收入中，1993年中央和地方各占22%和78%，1994年分稅制改革，調整了我國的稅收結構，分為中央稅、地方稅和分享稅，對中央稅和地方稅重新進行了劃分，明確了中央政府和地方政府的財政權力，中央政府劃走了主要的稅種，把難于征收和增長幾率較小的稅種留給地方政府。1994年把企業的增值稅的75%給中央，25%給地方政府，尤其是2002年又把60%的地方政府所得稅給中央，地方只有40%，中央稅收權更大地方稅收權更小。雖然建立了“一級政府，一級事權”的分權制財政體系，但中國政治體制中的事權財權不清問題仍然沒有得到解決，一些過去由中央政府承擔的經濟社會事務改由地方政府承擔，地方政府用較少比例的財政收入負擔較大比例的公共產品支出。

基礎設施建設對地方經濟發展至關重要，傳統的基礎設施建設資金來源是中央撥款為主和地方財政收入補貼，城鎮化的發展要求基礎設施建設的快速推進，傳統的基礎設施建設資金來源已遠遠不能滿足資金需要，1988年國務院發布的《關于投資管理體制的近期改革方案》使基礎設施投資的資金來源轉向中央和地方共同分擔。2004年7月26 日的《關于投資體制改革的決定》為地方政府更大范圍內拓寬融資渠道開了綠燈。

地方政府官員強烈的追求GDP的欲望、地方政府的資金供需矛盾、當前我國的融資渠道單一共同促使了地方政府融資平臺的產生。

地方政府紛紛建立融資平臺從銀行獲得貸款，已經產生了一系列風險，如法律及合規性風險、政府道德風險、政策性風險、流動性風險、貸款集中度風險、結構性風險（段振文，2013）[15]，引起了國家和研究者的高度重視。

針對此種情況，我國要改變“官本位”的考核特點，政府不僅是對上一級政府負責，還要強化政府的服務角色，利用社會公眾對地方政府官員的評價，從根本上減少政府的盲目投資行為。重視債務風險的管理，考核政績時加入債務考核。轉變經濟發展方式，投資拉動型的增長方式短期能夠提高GDP，但長期看對我國經濟社會持續健康穩定發展有害，應降低地方政府的盲目投資熱情。

明確中央政府和地方政府財權事權，硬化預算約束，擴大地方政府的稅種、稅率調整權力，開征財產稅、物業稅等新的稅種，同時推進中央、省、市縣三級財稅體系。endprint

lnGDPPC=β1+β2 lnUZ+ei

其中，β1、β2是待估參數，ei是殘差值。

數據來自于歷年《中國統計年鑒》中的數據。把名義值變成實際值是為了消除通貨膨脹的影響，使估計結果更準確。人均國內生產總值用GDP平減指數除后得到實際值。運用對數形式是為了消除異方差，而且得到的估計系數直接是彈性值。

以前的研究者雖然有實證城鎮化率與國內生產總值關系的文章，但回歸技術和統計檢驗方法較簡單，即使有用協整檢驗、因果檢驗和誤差修正模型來進行實證分析的文章，但由于時間原因樣本容量達不到時間序列模型的30年大樣本要求，僅是小樣本回歸分析，所得到的結果差異較大，因此不夠準確。本文是基于大樣本得出的結論。

我國從1978年開始實行改革開放政策，此前的計劃經濟體制逐漸轉向市場經濟體制，以這一年為分界點數據的統計特征開始發生轉變，因此本文選擇了1978年至2011年的數據做為樣本，總共是34年的數據，達到了時間序列模型的大樣本要求。之所以用人均國內生產總值代替國內生產總值是為了更精細的反映經濟增長狀況。

三、模型的估計和檢驗

（一）lnUZ和lnGDPPC的平穩性檢驗：

lnUZ序如圖1所示，接受有單位根的原假設，lnUZ的水平序列是非平穩的。檢驗lnGDPPC的穩定性，如圖2所示。

從圖示初步判斷lnUZ的水平序列是非平穩的，進一步用ADF檢驗，估計結果如表3所示。

初步判斷lnGDPPC的水平序列是非平穩的， ADF檢驗結果如表4所示。

lnGDPPC的水平序列也是非平穩的。分別對lnUZ和lnGDPPC的一次差分項進行檢驗后的估計結果如表5所示。

lnGDPPC的一次差分項的有時間趨勢項有截距項的估計結果如表6所示。

一次差分后兩序列均為平穩的，而且是同階單整序列。

（二）協整檢驗

用E-G兩步法進行檢驗：

第一步長期均衡的估計結果為：

lnGDPPC=-3.012926+1.473783lnUZ

第二步殘差平穩性估計結果如表7所示。

（三）誤差修正模型

經多次試驗后滯后一期的估計結果最合適，根據估計結果短期非均衡模型為：

ΔlnGDPPC=-0.148260ΔlnUZ-0.094870ecmt-1+0.781632ΔlnGDPPCt-1+0.420055ΔlnUZt-1

從估計結果可以看出，誤差修正項的系數為0.094870。

（四）格蘭杰因果關系檢驗

一般要檢驗幾個滯后期的格蘭杰因果關系檢驗，并且結果相同時才能最終下結論，如表8所示。

估計結果表明在10%的顯著性水平下3、4、5、6、7期都拒絕原假設“lnUZ不是lnGDPPC的格蘭杰原因”，即lnUZ是lnGDPPC的格蘭杰原因。

四、回歸結果分析

在長期均衡模型中，人均國內生產總值的系數說明我國城鎮化率變化對人均國內生產總值的促進作用，其估計結果為1.473783，表明我國城鎮化率變化1%，人均國內生產總值隨之變化1.473783%。在誤差修正模型中，差分項體現了人均國內生產總值的短期波動。人均國內生產總值的短期變動受兩個因素影響，一個是短期城鎮化率波動的影響，另一個是人均國內生產總值偏離長期均衡的影響，誤差修正項ecm的系數表明了對偏離長期均衡的調整力度。其估計結果為 -0.094870，說明當人均國內生產總值的短期波動偏離長期均衡時，將以-0.094870的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。

在格蘭杰因果檢驗模型中，估計結果表明，城鎮化率是人均國內生產總值增長的格蘭杰原因，從長期來看，城鎮化率可以促進人均國內生產總值增長。

五、結 論

我國的行政管理依然是“官本位”思想。改革開放以來我國形成了以經濟發展為政績考核中心的官員晉升制度，官員的考核指標主要是GDP、固定資產投資、招商引資的數量考核，政府官員行為短期化，上下級政府為了同樣的目標形成利益共同體。我國的單一制政治體制決定了上級政府掌握著下級政府的人事任免權，為了短期內的政績最大化，下級政府領導把主要精力用于上級政府可觀察到的政績，通過融資平臺向銀行借款是快速的融資渠道，也是地方政府的理性選擇。

隨著官員的考核方法愈來愈注重GDP，地方政府投資需求加大。地方政府官員的升職概率與地方GDP增長有著顯著的正相關關系（周黎安，2005）[14]，有研究表明，發展中國家的基礎設施建設增長1%可以提高1.5%～1.7%的GDP值。每一屆政府的投資欲望都很強，我國地方政府又不存在破產制度，地方政府認為拿國家的錢用于投資國家建設，當債務無法償還時，最后的買單者是中央政府。地方政府領導的投資拉動了GDP，可以提高自己晉升的機會，失敗了對個人也沒有損失。

1993年12月，國務院發布《關于實行分稅制財政管理體制的決定》，1994年我國實行了分稅制改革。分稅制是這樣一種財政管理體制，國家按照稅種劃分中央和地方的財政收入來源，是每個參與市場經濟的國家在其發展中都要面臨的問題。分稅制的實質是要實現事權與財權的統一，提高中央財政收入占國家財政收入的比重，強化中央的宏觀調控能力。但實際上形成了財權與事權不匹配的非對稱財政分權模式，中央政府獲得主要的財政收益。

在全部財政收入中，1993年中央和地方各占22%和78%，1994年分稅制改革，調整了我國的稅收結構，分為中央稅、地方稅和分享稅，對中央稅和地方稅重新進行了劃分，明確了中央政府和地方政府的財政權力，中央政府劃走了主要的稅種，把難于征收和增長幾率較小的稅種留給地方政府。1994年把企業的增值稅的75%給中央，25%給地方政府，尤其是2002年又把60%的地方政府所得稅給中央，地方只有40%，中央稅收權更大地方稅收權更小。雖然建立了“一級政府，一級事權”的分權制財政體系，但中國政治體制中的事權財權不清問題仍然沒有得到解決，一些過去由中央政府承擔的經濟社會事務改由地方政府承擔，地方政府用較少比例的財政收入負擔較大比例的公共產品支出。

基礎設施建設對地方經濟發展至關重要，傳統的基礎設施建設資金來源是中央撥款為主和地方財政收入補貼，城鎮化的發展要求基礎設施建設的快速推進，傳統的基礎設施建設資金來源已遠遠不能滿足資金需要，1988年國務院發布的《關于投資管理體制的近期改革方案》使基礎設施投資的資金來源轉向中央和地方共同分擔。2004年7月26 日的《關于投資體制改革的決定》為地方政府更大范圍內拓寬融資渠道開了綠燈。

地方政府官員強烈的追求GDP的欲望、地方政府的資金供需矛盾、當前我國的融資渠道單一共同促使了地方政府融資平臺的產生。

地方政府紛紛建立融資平臺從銀行獲得貸款，已經產生了一系列風險，如法律及合規性風險、政府道德風險、政策性風險、流動性風險、貸款集中度風險、結構性風險（段振文，2013）[15]，引起了國家和研究者的高度重視。

針對此種情況，我國要改變“官本位”的考核特點，政府不僅是對上一級政府負責，還要強化政府的服務角色，利用社會公眾對地方政府官員的評價，從根本上減少政府的盲目投資行為。重視債務風險的管理，考核政績時加入債務考核。轉變經濟發展方式，投資拉動型的增長方式短期能夠提高GDP，但長期看對我國經濟社會持續健康穩定發展有害，應降低地方政府的盲目投資熱情。

明確中央政府和地方政府財權事權，硬化預算約束，擴大地方政府的稅種、稅率調整權力，開征財產稅、物業稅等新的稅種，同時推進中央、省、市縣三級財稅體系。endprint

lnGDPPC=β1+β2 lnUZ+ei

其中，β1、β2是待估參數，ei是殘差值。

數據來自于歷年《中國統計年鑒》中的數據。把名義值變成實際值是為了消除通貨膨脹的影響，使估計結果更準確。人均國內生產總值用GDP平減指數除后得到實際值。運用對數形式是為了消除異方差，而且得到的估計系數直接是彈性值。

以前的研究者雖然有實證城鎮化率與國內生產總值關系的文章，但回歸技術和統計檢驗方法較簡單，即使有用協整檢驗、因果檢驗和誤差修正模型來進行實證分析的文章，但由于時間原因樣本容量達不到時間序列模型的30年大樣本要求，僅是小樣本回歸分析，所得到的結果差異較大，因此不夠準確。本文是基于大樣本得出的結論。

我國從1978年開始實行改革開放政策，此前的計劃經濟體制逐漸轉向市場經濟體制，以這一年為分界點數據的統計特征開始發生轉變，因此本文選擇了1978年至2011年的數據做為樣本，總共是34年的數據，達到了時間序列模型的大樣本要求。之所以用人均國內生產總值代替國內生產總值是為了更精細的反映經濟增長狀況。

三、模型的估計和檢驗

（一）lnUZ和lnGDPPC的平穩性檢驗：

lnUZ序如圖1所示，接受有單位根的原假設，lnUZ的水平序列是非平穩的。檢驗lnGDPPC的穩定性，如圖2所示。

從圖示初步判斷lnUZ的水平序列是非平穩的，進一步用ADF檢驗，估計結果如表3所示。

初步判斷lnGDPPC的水平序列是非平穩的， ADF檢驗結果如表4所示。

lnGDPPC的水平序列也是非平穩的。分別對lnUZ和lnGDPPC的一次差分項進行檢驗后的估計結果如表5所示。

lnGDPPC的一次差分項的有時間趨勢項有截距項的估計結果如表6所示。

一次差分后兩序列均為平穩的，而且是同階單整序列。

（二）協整檢驗

用E-G兩步法進行檢驗：

第一步長期均衡的估計結果為：

lnGDPPC=-3.012926+1.473783lnUZ

第二步殘差平穩性估計結果如表7所示。

（三）誤差修正模型

經多次試驗后滯后一期的估計結果最合適，根據估計結果短期非均衡模型為：

ΔlnGDPPC=-0.148260ΔlnUZ-0.094870ecmt-1+0.781632ΔlnGDPPCt-1+0.420055ΔlnUZt-1

從估計結果可以看出，誤差修正項的系數為0.094870。

（四）格蘭杰因果關系檢驗

一般要檢驗幾個滯后期的格蘭杰因果關系檢驗，并且結果相同時才能最終下結論，如表8所示。

估計結果表明在10%的顯著性水平下3、4、5、6、7期都拒絕原假設“lnUZ不是lnGDPPC的格蘭杰原因”，即lnUZ是lnGDPPC的格蘭杰原因。

四、回歸結果分析

在長期均衡模型中，人均國內生產總值的系數說明我國城鎮化率變化對人均國內生產總值的促進作用，其估計結果為1.473783，表明我國城鎮化率變化1%，人均國內生產總值隨之變化1.473783%。在誤差修正模型中，差分項體現了人均國內生產總值的短期波動。人均國內生產總值的短期變動受兩個因素影響，一個是短期城鎮化率波動的影響，另一個是人均國內生產總值偏離長期均衡的影響，誤差修正項ecm的系數表明了對偏離長期均衡的調整力度。其估計結果為 -0.094870，說明當人均國內生產總值的短期波動偏離長期均衡時，將以-0.094870的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。

在格蘭杰因果檢驗模型中，估計結果表明，城鎮化率是人均國內生產總值增長的格蘭杰原因，從長期來看，城鎮化率可以促進人均國內生產總值增長。

五、結 論

我國的行政管理依然是“官本位”思想。改革開放以來我國形成了以經濟發展為政績考核中心的官員晉升制度，官員的考核指標主要是GDP、固定資產投資、招商引資的數量考核，政府官員行為短期化，上下級政府為了同樣的目標形成利益共同體。我國的單一制政治體制決定了上級政府掌握著下級政府的人事任免權，為了短期內的政績最大化，下級政府領導把主要精力用于上級政府可觀察到的政績，通過融資平臺向銀行借款是快速的融資渠道，也是地方政府的理性選擇。

隨著官員的考核方法愈來愈注重GDP，地方政府投資需求加大。地方政府官員的升職概率與地方GDP增長有著顯著的正相關關系（周黎安，2005）[14]，有研究表明，發展中國家的基礎設施建設增長1%可以提高1.5%～1.7%的GDP值。每一屆政府的投資欲望都很強，我國地方政府又不存在破產制度，地方政府認為拿國家的錢用于投資國家建設，當債務無法償還時，最后的買單者是中央政府。地方政府領導的投資拉動了GDP，可以提高自己晉升的機會，失敗了對個人也沒有損失。

1993年12月，國務院發布《關于實行分稅制財政管理體制的決定》，1994年我國實行了分稅制改革。分稅制是這樣一種財政管理體制，國家按照稅種劃分中央和地方的財政收入來源，是每個參與市場經濟的國家在其發展中都要面臨的問題。分稅制的實質是要實現事權與財權的統一，提高中央財政收入占國家財政收入的比重，強化中央的宏觀調控能力。但實際上形成了財權與事權不匹配的非對稱財政分權模式，中央政府獲得主要的財政收益。

在全部財政收入中，1993年中央和地方各占22%和78%，1994年分稅制改革，調整了我國的稅收結構，分為中央稅、地方稅和分享稅，對中央稅和地方稅重新進行了劃分，明確了中央政府和地方政府的財政權力，中央政府劃走了主要的稅種，把難于征收和增長幾率較小的稅種留給地方政府。1994年把企業的增值稅的75%給中央，25%給地方政府，尤其是2002年又把60%的地方政府所得稅給中央，地方只有40%，中央稅收權更大地方稅收權更小。雖然建立了“一級政府，一級事權”的分權制財政體系，但中國政治體制中的事權財權不清問題仍然沒有得到解決，一些過去由中央政府承擔的經濟社會事務改由地方政府承擔，地方政府用較少比例的財政收入負擔較大比例的公共產品支出。

基礎設施建設對地方經濟發展至關重要，傳統的基礎設施建設資金來源是中央撥款為主和地方財政收入補貼，城鎮化的發展要求基礎設施建設的快速推進，傳統的基礎設施建設資金來源已遠遠不能滿足資金需要，1988年國務院發布的《關于投資管理體制的近期改革方案》使基礎設施投資的資金來源轉向中央和地方共同分擔。2004年7月26 日的《關于投資體制改革的決定》為地方政府更大范圍內拓寬融資渠道開了綠燈。

地方政府官員強烈的追求GDP的欲望、地方政府的資金供需矛盾、當前我國的融資渠道單一共同促使了地方政府融資平臺的產生。

地方政府紛紛建立融資平臺從銀行獲得貸款，已經產生了一系列風險，如法律及合規性風險、政府道德風險、政策性風險、流動性風險、貸款集中度風險、結構性風險（段振文，2013）[15]，引起了國家和研究者的高度重視。

針對此種情況，我國要改變“官本位”的考核特點，政府不僅是對上一級政府負責，還要強化政府的服務角色，利用社會公眾對地方政府官員的評價，從根本上減少政府的盲目投資行為。重視債務風險的管理，考核政績時加入債務考核。轉變經濟發展方式，投資拉動型的增長方式短期能夠提高GDP，但長期看對我國經濟社會持續健康穩定發展有害，應降低地方政府的盲目投資熱情。

明確中央政府和地方政府財權事權，硬化預算約束，擴大地方政府的稅種、稅率調整權力，開征財產稅、物業稅等新的稅種，同時推進中央、省、市縣三級財稅體系。endprint