阮征 陳曉念 曠琴

【摘要】 本文對江蘇省金融業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化率的增長進行了實證關(guān)系的研究。檢驗結(jié)果表明，江蘇省金融業(yè)的發(fā)展是提升江蘇省城鎮(zhèn)化率的重要因素，城鎮(zhèn)化率的提高則促進了江蘇省金融業(yè)的發(fā)展。

【關(guān)鍵詞】 金融業(yè)發(fā)展 城鎮(zhèn)化率 實證研究

一、引言

城鎮(zhèn)化是當(dāng)代世界各國經(jīng)濟社會發(fā)展的主要趨勢。城鎮(zhèn)化水平高低是衡量一個國家社會進步狀況的重要標(biāo)志，也是促進社會全面進步的必然要求。城鎮(zhèn)化作為人類文明進步的產(chǎn)物，既能提高生產(chǎn)活動效率，同時也可以富裕農(nóng)民、造福人民，全面提升他們的生活質(zhì)量。

根據(jù)新頒布的《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014—2020年）》中指出城鎮(zhèn)化是伴隨著經(jīng)濟發(fā)展和工業(yè)化的一種經(jīng)濟現(xiàn)象，是國家現(xiàn)代化的重要標(biāo)志。我國1978—2013年期間，城鎮(zhèn)化率從17.9%提升到53.7%。國務(wù)院副總理李克強表示，中國已進入中等收入國家行列，但發(fā)展還很不平衡，尤其是城鄉(xiāng)差距量大面廣，差距就是潛力，未來幾十年最大的發(fā)展?jié)摿υ诔擎?zhèn)化。中央農(nóng)村工作領(lǐng)導(dǎo)小組副組長陳錫文也表示城鎮(zhèn)化將是中國經(jīng)濟下一步發(fā)展的發(fā)動機。

金融作為經(jīng)濟的核心，其功能就是實現(xiàn)資源的有效配置，它可以為城鎮(zhèn)化的開展增加資本積累、促進技術(shù)創(chuàng)新等，所以從金融發(fā)展角度研究其對城鎮(zhèn)化的影響具有重要意義。江蘇省作為中國經(jīng)濟強省，是國內(nèi)目前城鎮(zhèn)化水平最高的省份之一，2012年的人口城鎮(zhèn)化率為63%以上，遠超全國均值52.7%；金融業(yè)發(fā)展水平也遠超全國水平，2012年金融機構(gòu)各項資產(chǎn)余額96582億元，保險額達到1301.28億元，全省上市公司累計融資總額2990億元。

金融發(fā)展與經(jīng)濟增長間的關(guān)系一直受到學(xué)術(shù)界與政界的關(guān)注，但我們發(fā)現(xiàn)有關(guān)金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化率的討論，以描述性分析和政策建議居多，進行實證研究的較少。本文主要采用江蘇省2003年至2013年的數(shù)據(jù)（所有數(shù)據(jù)來源于2003年至2013年《江蘇省統(tǒng)計年鑒》），利用時間序列的分析方法，通過格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗，對江蘇省金融業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化率變化的相關(guān)性進行實證研究。

二、文獻回顧

從實證研究角度出發(fā)，通常把財政支出和區(qū)域政策差異作為金融支持城鎮(zhèn)化進程的調(diào)節(jié)變量進行考察（汪小亞，2002），強調(diào)金融支持城鎮(zhèn)化作用的發(fā)揮與政府治理水平密切相關(guān)（孫浦陽、武力超；2011）。金融發(fā)展在長期與城鎮(zhèn)化進程有均衡關(guān)系，而這種關(guān)系在東部地區(qū)尤為明顯（谷小菁，2011）。已有的金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化影響的研究甚少，多集中于探究金融發(fā)展對工業(yè)化的作用，研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展能夠促進工業(yè)發(fā)展，并且可以通過擴寬融資渠道等加快金融發(fā)展的政策來促進經(jīng)濟轉(zhuǎn)型（鄧玲，2011；孫長青，2012）。

在研究方法上，謝慶勇（2006）使用格蘭杰檢驗與VAR模型分析了1978年以來我國農(nóng)村工業(yè)化和農(nóng)村城鎮(zhèn)化的關(guān)系；孫文生（2005）等通過建立回歸模型研究河北省工業(yè)化水平對城鎮(zhèn)化的影響。通過對比我國東、中、西地區(qū)金融發(fā)展對其經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化之間的長期和短期關(guān)系發(fā)現(xiàn)在不同區(qū)域產(chǎn)生不同的效應(yīng)（梁彭勇，2008；孫林，2012）。

綜上所述，在政策理論方面，關(guān)于金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化的研究，國內(nèi)外學(xué)者都取得了一定成果。但是在實證研究方面，描述金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化之間關(guān)系的研究較少。江蘇省無論城鎮(zhèn)化和金融發(fā)展水平都領(lǐng)先于全國水平，具有典型性，對其他省份的研究有借鑒作用。因此，本文選取江蘇省金融發(fā)展水平，進行實證研究，檢驗江蘇省金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化率之間的相關(guān)性，也為其他省份金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化率的關(guān)系，提供較好的借鑒樣本。

三、變量選取

本文主要采用江蘇省2003年至2013年的數(shù)據(jù)，利用時間序列的分析方法，通過格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗，對江蘇省金融業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化率變化的相關(guān)性進行實證研究。2003年至2013年（單位：億元）江蘇省城鎮(zhèn)化率依次為：46.80%，50.27%，50.50%，51.89%，53.20%，54.30%，55.61%，60.58%，61.89%，63.01%，64.11%。金融業(yè)增加值依次為：392.11，440.50，492.40，653.25，1054.25，1298.48，

1596.98，2105.92，2600.11，3136.51，3958.79。本外幣貸款余額依次為：11387.20，3573.53，16282.60，19383.65，23265.83，

27081.06，36846.34，44180.21，50283.52，57652.84，64908.22。本外幣存款余額依次為：15473.22，18307.90，22821.57，

26722.83，31337.99，38063.38，50061.85，60583.07，67638.75，78109，88302.07。

四、實證方法與結(jié)果分析

在研究江蘇省金融業(yè)的發(fā)展與城鎮(zhèn)化率變化之間的關(guān)系時，本文主要采用如下金融變量來描述金融業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化率變化之間的基本狀況。BF代表保費收入，DK代表本外幣貸款余額，CK代表本外幣存款余額，ZJ代表金融產(chǎn)業(yè)的增加值，CZ代表城鎮(zhèn)化率。

首先，為了消除時間序列可能存在的異方差性，將對各個變量去自然對數(shù)，分別表示為LNBF，LNDK，LNCK，LNZJ，LNCZ。

1、變量LNBF，LNDK，LNCK，LNZJ，LNCZ之間的相關(guān)性檢驗

通過各變量之間的相關(guān)性檢驗，可以得出如下數(shù)據(jù)：LNCK，LNCZ，LNDK，LNZJ與LNBF之間的相關(guān)系數(shù)依次為：0.982776，0.957194，0.983688，0.981092。LNBF，LNCZ，LNDK，LNZJ與LNCK的相關(guān)系數(shù)依次為：0.982776，

0.966026，0.999372，0.984907。LNBF，LNCK，LNDK，LNZJ與LNCZ的相關(guān)系數(shù)依次為：0.957149，0.966026，0.969908，

0.949832。LNBF，LNCK，LNCZ，LNZJ與LNDK的相關(guān)系數(shù)依次為：0.983688，0.999372，0.969908，0.986532。LNCK，LNCZ，LNDK，LNBF與LNZJ之間的相關(guān)系數(shù)依次為：0.984907，0.949832，0.986532，0.981092。

通過各變量自建的相關(guān)系數(shù)檢驗的結(jié)果分析，可以得出結(jié)論：本文所選取的各個變量之間的相關(guān)性很強，相關(guān)系數(shù)都在0.94以上。由于各個變量之間近乎完全線性相關(guān)，因此在選擇模型時不應(yīng)該將變量LNBF、LNCK、LNDK、LNZJ放在同一個線性回歸模型之中作為解釋變量使用，因為所選取的解釋變量之間會存在著較為嚴(yán)重的多重共線性。

本文中，相關(guān)性檢驗所用到的數(shù)據(jù)主要是截面數(shù)據(jù)，在運用的過程中并沒有考慮滯后變量對當(dāng)期變量的影響。為了更加準(zhǔn)確深刻的描述各變量之間的相關(guān)關(guān)系，下面將進行變量LNBF、LNCK、LNDK、LNZJ與變量LNCZ的格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗。

2、格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗

下面將進行變量LNBF、LNCK、LNDK、LNZJ與變量LNCZ的格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗（見表1—8），首先選取滯后階數(shù)為1，置信度水平為0.5。

通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗，在0.5的置信度水平下，檢驗結(jié)果表明：除了原假設(shè)“LNCZ不是LNZJ的Granger原因”不能被拒絕外，其余原假設(shè)均嚴(yán)格的被拒絕，即表明在1階滯后的情況下，LNDK與LNCZ、LNCK與LNCZ、LNBF與LNCZ三組變量之間互為格蘭杰因果關(guān)系。而LNCZ與LNZJ之間只具有單向的格蘭杰因果關(guān)系，即LNCZ不是LNZJ的格蘭杰原因。在格蘭杰因果關(guān)系檢驗中，對于不拒絕原假設(shè)的狀況下，如果選擇較長的滯后期，格蘭杰因果關(guān)系檢驗也許就會更加的有效。因此，應(yīng)該選擇更長的滯后期，繼續(xù)進行檢驗。

下面將會取2階滯后期，來檢驗變量LNBF、LNCK、LNDK、LNZJ與變量LNCZ的格蘭杰因果關(guān)系，檢驗結(jié)構(gòu)如下。

通過檢驗，將滯后期設(shè)定為2期時，各個原假設(shè)均被拒絕，只有原假設(shè)“LNCZ不是LNCK的Granger原因”，沒有通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗，但是在1階滯后的狀況下，原假設(shè)“LNCZ不是LNCK的Granger原因”，通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗。因此，表明LNBF，LNCK，LNDK，LNZJ的滯后值對LNCZ的當(dāng)期值具有解釋作用，即變量之間具有相關(guān)性。從格蘭杰因果關(guān)系檢驗的檢驗結(jié)果看出，如果對LNCZ變量采用向量自回歸模型（VAR模型）會更加合適，但是由于在相關(guān)性檢驗中發(fā)現(xiàn)各個變量之間存在著很強的線性相關(guān)性，使得以這些變量作為解釋變量的多元線性回歸模型得不到有效的參數(shù)估計。因此，在模型選擇上考慮采用二元回歸模型。

3、變量LNCZ線性回歸模型的建立

下面將對變量LNCZ分別與變量LNBF、LNCK、LNDK、LNZJ進行線性回歸，采用的模型為雙對數(shù)線性回歸模型（見表9—12）。

模型的數(shù)學(xué)表達式為：LNCZt=2.659819+

0.204813LNBFt

其中LNCZt即為變量LNCZ，LNBFt為變量LNBF，下標(biāo)t表示當(dāng)期值，其系數(shù)為0.204813，表示當(dāng)保費收入增加1%，城鎮(zhèn)化的比例將增加0.204813%。同時可以得出，保費收入與城鎮(zhèn)化比率之間呈現(xiàn)正相關(guān)的關(guān)系。

圖1表示的為LNCZ與LNBF之間的關(guān)系圖。圖中的折線是用實際數(shù)據(jù)描點得到的兩變量之間的關(guān)系圖，直線表示的是LNCZ與LNBF的線性回歸直線，即擬合曲線。因此，折線描述的是兩者之間的實際變動關(guān)系，直線描述的是回歸模型中兩者的關(guān)系。

通過圖1，可以表明LNCZ與LNBF之間具有很強的線性關(guān)系，因此用線性回歸模型進行回歸會得到很好的擬合效果。

模型的數(shù)學(xué)表達式為：LNCZt=2.205662+0.171136LNCKt

其中LNCCZt即為變量LNCZ，LNCKt為變量LNCK，下標(biāo)t表示當(dāng)期值，其系數(shù)為0.171136，表示當(dāng)本外幣存款余額增加1%，城鎮(zhèn)化的比例將增加0.171136%。同時可以得出，本外幣存款余額與城鎮(zhèn)化比率之間呈現(xiàn)正相關(guān)的關(guān)系。

圖2中折線表示由實際數(shù)據(jù)描點得到的LNCZ與LNCK的關(guān)系圖，直線表示為LNCZ對LNCK的回歸直線。

模型的數(shù)學(xué)表達式為：LNCZt=2.266603+0.170412LNDKt

其中LNCZt即為變量LNCZ，LNDKt為變量LNDK，下標(biāo)t表示當(dāng)期值，其系數(shù)為0.170412，表示當(dāng)本外幣貸款余額增加1%，城鎮(zhèn)化的比例將增加0.170412%。同時可以得出，本外幣貸款余額與城鎮(zhèn)化比率之間呈現(xiàn)正相關(guān)的關(guān)系。

圖3中折線表示由實際數(shù)據(jù)描點得到的LNCZ與LNDK的關(guān)系圖，直線表示為LNCZ對LNDK的回歸直線。

模型的數(shù)學(xué)表達式為：LNCZt=3.134666+0.123814LNZJt

其中LNCZt即為變量LNCZ，LNZJt為變量LNZJ，下標(biāo)t表示當(dāng)期值，其系數(shù)為0.123814，表示當(dāng)金融產(chǎn)業(yè)增加值增加1%，城鎮(zhèn)化的比例將增加0.123814%。同時可以得出，金融產(chǎn)業(yè)增加值與城鎮(zhèn)化比率之間呈現(xiàn)正相關(guān)的關(guān)系。

圖4中折線表示由實際數(shù)據(jù)描點得到的LNCZ與LNZJ的關(guān)系圖，直線表示為LNCZ對LNZJ的回歸直線。

五、結(jié)論性評價

通過對所選取變量的相關(guān)關(guān)系檢驗表明：各個變量兩者之間具有很強的線性相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)都在0.94以上，接近完全的線性相關(guān)。在取1階滯后的狀況下，LNCZ與LNDK、LNCZ與LNCK、LNCZ與LNBF之間都互為格蘭杰因果關(guān)系。而LNCZ與LNZJ之間只存在著單向的格蘭杰因果關(guān)系。在2階滯后的狀況下，各個原假設(shè)都被拒絕，只有原假設(shè)“LNCZ不是LNCK的格蘭杰原因”被接受，但是在1階滯后期狀態(tài)下，這個假設(shè)被拒絕，表明LNBF，LNCK，LNDK，LNZJ的滯后值對LNCZ的當(dāng)期值具有解釋作用。

綜上所述，江蘇省金融業(yè)的不斷發(fā)展，對江蘇省城鎮(zhèn)化的進程有著一定的影響。本文所選取的四個變量，即保費收入、本外幣存款余額、本外幣貸款余額。金融業(yè)增加值都促進了江蘇省城鎮(zhèn)化水平的提高，同時由于變量之間兩兩互為格蘭杰因果關(guān)系，所以城鎮(zhèn)化水平的提高，在一定程度上也促進了江蘇省金融業(yè)的發(fā)展。

【參考文獻】

[1] 黃勇、謝朝華：城鎮(zhèn)化建設(shè)中的金融支持效應(yīng)分析[J].理論探索，2008（3）.

[2] 鄭長德：中國的金融中介發(fā)展與城鎮(zhèn)化關(guān)系的實證研究[J].廣東社會期刊，2007（3）.

[3] 肖金成：城鎮(zhèn)人與城市可持續(xù)發(fā)展[J].中國金融，2007（7）.

[4] 孫長青：基于VAR模型的城鎮(zhèn)化、工業(yè)化與金融發(fā)展關(guān)系分析——以中原經(jīng)濟區(qū)為例[J]. 經(jīng)濟經(jīng)緯，2012，12（6）.

[5] 巴曙松：城鎮(zhèn)化大轉(zhuǎn)型的金融視角[M].廈門大學(xué)出版社，2013.

（責(zé)任編輯：胡冬梅）