張小波

(武漢大學，湖北 武漢 430072)

一、引言

金融與新型城鎮(zhèn)化的關系是最近幾年經(jīng)濟學者重點關注的問題。Kyung-Hwan Kim(1997)認為人口與產(chǎn)業(yè)的集聚需要大量資金流入,這就需要構建一個良好的金融生態(tài)圈才能實現(xiàn)。Iimi(2005)也提出了相似的觀點,他認為只要滿足城市化進程中大量基礎設施建設與房地產(chǎn)建設的融資需求，就能促進城市規(guī)模的增長。陳雨露(2013)認為,教育、醫(yī)療、養(yǎng)老、交通、商貿、房地產(chǎn)等新增市民需求會衍生出對應的金融服務需求,這也體現(xiàn)了農村人口到城市人口在生活方式上的變化,金融機構應該擴展業(yè)務、鼓勵創(chuàng)新,滿足居民上述金融需求。楊慧、倪鵬飛(2015)采用協(xié)調度評價模型研究金融與城鎮(zhèn)化二者之間的關系,發(fā)現(xiàn)二者之間正向著好的方向發(fā)展,但是金融支持力度仍然不足。我國新型城鎮(zhèn)化建設主要是依靠政策性金融來支持,商業(yè)性金融支持力度較低。羅瓊(2016)從政策性金融和商業(yè)性金融兩個方面深入研究,認為政策性金融和商業(yè)性金融的互補將加速新型城鎮(zhèn)化建設,因此有必要加強商業(yè)性金融對新型城鎮(zhèn)化的支持力度。陸岷峰、馬艷(2009)提出，金融支持城鎮(zhèn)化需要從優(yōu)化金融市場、支持中小金融企業(yè)服務地方發(fā)展、建立多層次多元化的融資體系入手。熊湘輝、徐璋勇(2015)研究表明,我國省份新型城鎮(zhèn)化水平和金融支持性是客觀存在的,并且有明顯的區(qū)域差別,金融規(guī)模、金融效率、金融結構對新型城鎮(zhèn)化建設有顯著影響,并建議提高金融效率、擴大金融規(guī)模、完善金融結構。崔喜蘇(2014)從金融支持新型城鎮(zhèn)化的具體方式入手,提出新型城鎮(zhèn)化的推進不僅體現(xiàn)在對農業(yè)現(xiàn)代化的提升上,更重要的是通過產(chǎn)業(yè)的轉移與升級容納更多的就業(yè)人口。吳超、鐘輝(2013)也提出了類似的觀點,認為金融應著力支持工業(yè)化發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結構升級、農業(yè)部門現(xiàn)代化、基礎設施建設、中小企業(yè)發(fā)展等增長源。王弓、葉蜀君(2016)從空間計量的角度入手,認為我國各省份城鎮(zhèn)化水平相互影響,其中金融集聚通過產(chǎn)業(yè)升級路徑影響區(qū)域城鎮(zhèn)化時，溢出作用最大。

從以上研究可以看出,金融對新型城鎮(zhèn)化發(fā)展十分重要。在上述研究的基礎上,本文選用金融規(guī)模、金融業(yè)發(fā)育程度、金融結構三個金融支持指標深入分析金融支持對新型城鎮(zhèn)化的影響。同時,本文采用空間計量方法,較之以往的研究,加入了往往被忽視的空間關系,更加全面地分析問題。

二、金融支持與新型城鎮(zhèn)化建設相互影響的機理分析

金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化彼此之間相互影響,相互推動。隨著金融改革不斷深化,居民儲蓄率上升,更多儲蓄轉向投資,資本配置效率提高,帶動城市經(jīng)濟增長,促進新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展。同時,城鎮(zhèn)化水平提高帶來的集聚效應擴大了金融市場的規(guī)模,促使金融體系加速改革。金融的不斷發(fā)展促使人口、產(chǎn)業(yè)等要素在空間上集聚,加速新型城鎮(zhèn)化向前發(fā)展，如圖1所示。

圖1 金融發(fā)展與新型城鎮(zhèn)化之間的互動機制

新型城鎮(zhèn)化建設對資金的需求單憑各級財政支持遠遠不夠,必須依靠金融支持。其一,在產(chǎn)業(yè)結構調整和產(chǎn)業(yè)升級方面,金融通過提供融資、技術升級或風險防范的支持帶動經(jīng)濟結構由勞動密集型向技術密集型轉型、低附加值產(chǎn)業(yè)向高附加值產(chǎn)業(yè)升級，進而推動新型城鎮(zhèn)化進程。其二,在公共物品供給方面,只有通過金融籌集大量資金投入到這些初始投資大、回報周期長的公共物品,才能保障城鎮(zhèn)化的質量。其三,在解決就業(yè)壓力方面,日益現(xiàn)代化和機械化的大型企業(yè)提供的就業(yè)崗位難以滿足就業(yè)需求,消化和吸收城鎮(zhèn)化就業(yè)的往往是那些中小企業(yè),但是中小企業(yè)因為信用基礎薄弱、信息不對稱等,融資難成為其發(fā)展的攔路虎,所以金融要主動為中小企業(yè)提供資金支持和擔保，使其日益壯大成為緩解就業(yè)壓力的主力軍。其四,在農業(yè)現(xiàn)代化方面,通過將大量農業(yè)人口轉向非農業(yè)人口不是根本之策,只有改變傳統(tǒng)農業(yè)生產(chǎn)方式向現(xiàn)代化轉變,通過金融提供現(xiàn)代化的農業(yè)技術、農業(yè)信息、農業(yè)裝備，縮小城鄉(xiāng)之間差距，才能真正實現(xiàn)新型城鎮(zhèn)化。其五,在城鄉(xiāng)生態(tài)保護方面,傳統(tǒng)的城鎮(zhèn)化是粗放式的城鎮(zhèn)化,是通過高消耗與高污染帶來經(jīng)濟的增長和城鄉(xiāng)建設的深入,而我國新型城鎮(zhèn)化是在保護環(huán)境的基礎上進行的,所以金融要為城鄉(xiāng)生態(tài)提供技術、設備等支持，保護共同的碧水藍天。

新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展會產(chǎn)生雙重集聚效應,一個是人口在城鎮(zhèn)的集聚,另一個是經(jīng)濟活動在城鎮(zhèn)的集聚。首先,經(jīng)濟增長帶動人口增長,收入增加的農村勞動力用于消費的比例上升,消費比例的上升能有效推動城市經(jīng)濟發(fā)展并帶動收入再次增長。人們在滿足自身所需消費之后，剩余的貨幣將帶動金融需求的增加,從而反向推動金融機構在業(yè)務上創(chuàng)新,推動金融業(yè)發(fā)展。城市土地面積的有限和城市人口規(guī)模大幅提高的矛盾促使城市住房價格持續(xù)攀升,房地產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展需要金融市場提供大量資金,在這一過程中,住房的供給者和需求者都對金融市場有很大的依賴性,所以房地產(chǎn)行業(yè)推動金融不斷深化發(fā)展。其次,資本的集聚帶動產(chǎn)業(yè)結構不斷升級。城鎮(zhèn)化不斷加快,產(chǎn)業(yè)不斷升級,隨著專業(yè)化水平的深化和社會分工的細化,各種生產(chǎn)要素在利益的驅動下向效益高的部門流動。在資源再配置過程中,票據(jù)結算機構也需要不斷發(fā)展來滿足各地區(qū)、各企業(yè)的密切交流與合作。同時,大量企業(yè)在集聚效應下不斷向城市集聚,相同類型企業(yè)之間通過信息共享和資源共享達到合作和促進,而不同類型企業(yè)的集聚又能完善經(jīng)濟結構和市場需求。企業(yè)規(guī)模不斷擴大,對資金的需求也逐漸擴大,刺激金融市場的不斷發(fā)展。最后,集聚效應將帶來規(guī)?；?完善的供水、供電、通信等基礎設施將最大化發(fā)揮規(guī)?；?所以為匹配基礎設施建設的融資需求,必須改變現(xiàn)有的融資體系,推動金融業(yè)改革。

沒有擴散的集聚或是沒有集聚的擴散都無法促進新型城鎮(zhèn)化的長期發(fā)展。城鎮(zhèn)化發(fā)展到一定階段后,規(guī)模經(jīng)濟效應將不復存在,城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)向城鎮(zhèn)外圍移動,這便是擴散效應。當擴散效應產(chǎn)生時,金融結構已基本完善,金融需求已基本滿足。此外,在擴散階段,金融業(yè)滲透至農村,為金融機構開拓了新的市場,促進金融業(yè)的調整和升級。

三、數(shù)據(jù)說明、計量模型

(一)指標選取與數(shù)據(jù)說明

本文選取2007—2015年中國31個省域的截面數(shù)據(jù),選取空間計量模型,研究分析哪種金融支持指標可以有效推進新型城鎮(zhèn)化建設。本文的變量由被解釋變量、解釋變量和三個控制變量構成。

1.被解釋變量。新型城鎮(zhèn)化水平Y。新型城鎮(zhèn)化堅持以人為本,對于人的生活環(huán)境的改善和發(fā)展?jié)摿Φ奶嵘种匾?人口城鎮(zhèn)化是農村人口向城鎮(zhèn)流動的體現(xiàn),所以人口城鎮(zhèn)化指標是國內目前衡量新型城鎮(zhèn)化水平的關鍵指標。其計算公式為：新型城鎮(zhèn)化水平=城鎮(zhèn)范圍內全部人口/總人口數(shù)。

2.核心解釋變量。金融支持水平X1。本文共選用三個金融支持指標衡量金融支持水平,分別為金融規(guī)模(FIN1)、金融業(yè)發(fā)育程度(FIN2)、金融結構(FIN3)。(1)金融規(guī)模常用金融相關率來衡量。金融相關率=金融機構存款+金融機構貸款/GDP。由于金融相關率能較好地反映金融資源對單位GDP產(chǎn)值的支持,進而反映其為城鎮(zhèn)化建設所提供的支持。(2)本文選用金融產(chǎn)業(yè)增加值與地區(qū)生產(chǎn)總值之比作為衡量金融支持對新型城鎮(zhèn)化建設的指標。金融業(yè)增加值能體現(xiàn)金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展對社會發(fā)展的影響,故本文采用金融業(yè)增加值反映金融業(yè)發(fā)育程度。(3)金融結構采用直接融資率來衡量。直接融資率=企業(yè)債券+非金融企業(yè)境內股票融資/社會融資規(guī)模。一地的直接融資比例和該地區(qū)非金融機構的融資效率、金融結構是否高級化正相關。

3.控制變量。(1)基礎設施建設X2。房地產(chǎn)業(yè)是社會固定資產(chǎn)中最為重要的一項。一方面，房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展推動新型城鎮(zhèn)化基礎設施建設；另一方面,過度的房地產(chǎn)開發(fā)投資將會抑制城鎮(zhèn)化的推進。本文選用房地產(chǎn)投資作為基礎設施建設指標。(2)科技創(chuàng)新投入X3?？萍紕?chuàng)新是推動新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的重要引擎。由于R&D(研究與試驗發(fā)展)是最能體現(xiàn)創(chuàng)新能力的科技活動,故本文采用R&D經(jīng)費支出衡量科技創(chuàng)新投入。(3)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平X4。第三產(chǎn)業(yè)是解決農村勞動力就業(yè)的排頭兵。當工業(yè)化發(fā)展到一定程度時,服務業(yè)比重的上升對新型城鎮(zhèn)化發(fā)展會產(chǎn)生更大影響,服務業(yè)在就業(yè)中所占的比例也將逐步擴大。本文采用地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平。

本文數(shù)據(jù)均選自2007—2015年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國金融年鑒》《中國區(qū)域金融運行報告》。同時對所有指標作對數(shù)處理消除異方差性。各變量的觀測數(shù)、最大值、最小值、平均值、標準差見表1。

表1 變量及描述表

(二)空間計量模型設定

本文基本計量模型如下:

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+ε

其中,β0為截距項,β1、β2、β3、β4為回歸參數(shù),ε為隨機誤差項。

(三)空間計量方法

空間計量方法如下:首先采用空間分析方法檢驗被解釋變量，即全國31個省域新型城鎮(zhèn)化發(fā)展是否存在空間自相關性；若存在,則采用空間計量模型進行下一步分析。

1.空間自相關性?？臻g自相關統(tǒng)計量是用于度量地理數(shù)據(jù)某位置上的數(shù)據(jù)與其他位置上的數(shù)據(jù)間的相互依賴程度,這種依賴被定義為空間依賴性。本文采用MoranI指數(shù)來對全國31個省域新型城鎮(zhèn)化發(fā)展進行全局空間自相關性檢驗。MoranI定義為:

2.空間計量模型。本文主要使用空間滯后模型(SLM)、空間誤差模型(SEM)與空間杜賓模型(SDM)進行分析。

(1)空間滯后模型主要對各變量在一地區(qū)是否有溢出效應進行研究。通過考慮空間結構造成的影響，可以更好地估計和預測解釋變量的趨勢,控制空間效應所帶來的影響。其模型表達式為:

Yt=ρWYt+Xtβ+εt

其中,n為截面中的個體數(shù),Yt為n×1個被解釋觀測值向量,Xt為n×(k+1)個解釋變量觀測值矩陣,W為n×n階空間權重矩陣,WYt為被解釋變量的空間滯后向量,ε～N(0,Ω),ρ是空間自相關系數(shù),是衡量鄰接地區(qū)被解釋觀測值的空間滯后向量對本地區(qū)Yt的影響程度。

(2)空間誤差模型通過誤差項來度量鄰接地區(qū)關于被解釋變量對本地區(qū)觀察值的影響程度。其模型表達式為:

Yt=Xtβ+εt且εt=λWεt+μt

其中,ε～(0,δ2In),β反映了解釋變量Xt對被解釋變量Yt的影響,λ是空間誤差自相關系數(shù),為鄰接地區(qū)的觀測值對本地區(qū)觀測值的影響方向和程度提供解釋,一般情況下要求滿足|λ|<1,并且空間矩陣W的單位根小于1(對空間矩陣進行標準化處理),該模型還可以改寫成(In-λW)Yt=(In-λW)βXt+εt,表示被解釋變量同時受到本區(qū)域的解釋變量觀測值矩陣Xt、鄰接區(qū)域的被解釋變量的空間滯后向量WYt和解釋變量WXt的共同影響。

(3)空間杜賓模型在考慮被解釋變量空間相關性的同時，還考慮了解釋變量的空間相關性。其模型表達式為:

Yt=ρWYt+Xtβ+WXtθs+Ina+εt

其中,WYt為被解釋變量的空間滯后向量,WXt是解釋變量空間滯后項,反映鄰接區(qū)域解釋變量對區(qū)域因變量的空間影響,β是解釋變量的系數(shù),ρ是空間滯后向量WYt的系數(shù),θ是解釋變量空間滯后項的系數(shù)。

對于上述三種模型，一般采用極大似然法對參數(shù)進行估計，以避免使用最小二乘法估計所帶來的系數(shù)估計值有偏或者無效的情況。

3.模型的選擇。通過拉格朗日乘數(shù)(LMERR、LMLAG)和穩(wěn)健的拉格朗日乘數(shù)(R-LMERR、R-LMLAG)對空間依賴性進行檢驗。如果LMLAG、R-LMLAG在統(tǒng)計上分別比LMERR、R-LMERR更加顯著,則使用空間滯后模型;反之則使用空間誤差模型。如果拉格朗日乘數(shù)和穩(wěn)健的拉格朗日乘數(shù)都顯著的話,則采用空間杜賓模型。

四、回歸結果及分析

(一)空間自相關檢驗

本文運用matlab計算出2007—2015年中國31個省域的城鎮(zhèn)化的MoranI指數(shù)及其顯著性檢驗結果，由表2可以看出,城鎮(zhèn)化的MoranI基本均通過1%顯著性檢驗。

表2 2007—2015年我國31個省域城鎮(zhèn)化的Moran I指數(shù)

(二)空間計量結果分析

本文建立的模型有三個：模型1為金融規(guī)模支持新型城鎮(zhèn)化建設,模型2為金融業(yè)發(fā)育程度支持新型城鎮(zhèn)化建設,模型3為金融結構支持新型城鎮(zhèn)化建設。本文擬采用matlab對非空間面板模型估計及檢驗，判斷哪種模型更為合適，結果見表3。

表3 非空間面板模型估計及檢驗

通過拉格朗日乘數(shù)(LMERR、LMLAG)和穩(wěn)健的拉格朗日乘數(shù)(R-LMERR、R-LMLAG)的檢驗,本文三個模型均采用空間杜賓模型(SDM)。模型回歸結果見表4。

表4 模型回歸結果

在三個模型中，W*Y的系數(shù)均通過1%的顯著性檢驗且系數(shù)為正,說明區(qū)域之間城鎮(zhèn)化水平有相互促進的作用。

在金融規(guī)模支持新型城鎮(zhèn)化建設模型中,金融規(guī)模指標回歸系數(shù)達到0.184 7,且達到了1%顯著性水平,這表明金融規(guī)模每提高1%,將促進新型城鎮(zhèn)化水平提高0.184 7個百分點。控制變量方面,基礎設施建設指標回歸系數(shù)為-0.062 9且達到了1%的顯著性,證明房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展并不能有效推動新型城鎮(zhèn)化的建設,房地產(chǎn)開發(fā)投資對新型城鎮(zhèn)化具有“擠出效應”。當房地產(chǎn)市場失靈時,過度的房地產(chǎn)開發(fā)投資將會抑制新型城鎮(zhèn)化的推進,如果政府強調通過房地產(chǎn)開發(fā)來推動新型城鎮(zhèn)化建設,更有可能導致房價上漲、居民遷出城鎮(zhèn)的局面,不利于農民工在城里安家落戶?？萍紕?chuàng)新投入回歸系數(shù)顯著為正,表明科技創(chuàng)新每投入1%,新型城鎮(zhèn)化水平提高0.129 0%。第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平在此模型中不顯著,但是W*X4顯著為正,表明當相鄰省份第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平每提高1%時,會促進該省份新型城鎮(zhèn)化水平提高1.051 3%。同時,我們可以看出,W*X1的回歸系數(shù)為-0.515 6且達到1%顯著性,說明當鄰域的金融規(guī)模提高1%時,會促使該省份的新型城鎮(zhèn)化水平降低-0.515 6%;W*X2在1%的水平下顯著為負,說明當周圍地區(qū)基礎設施投入增加時,該地區(qū)的新型城鎮(zhèn)化水平將下降;W*X3回歸系數(shù)為0.158 1且達到1%的顯著性,說明當鄰接省域科技創(chuàng)新投入增加1%時,本地區(qū)新型城鎮(zhèn)化率將提高0.158 1個百分點。

在金融業(yè)發(fā)育程度支持新型城鎮(zhèn)化建設模型中,金融業(yè)發(fā)育程度指標回歸系數(shù)達到0.130 6,且達到了1%的顯著性水平,這表明金融業(yè)發(fā)展每提高1%,將促進新型城鎮(zhèn)化水平提高0.130 6個百分點。控制變量方面,基礎設施建設指標仍舊顯著為負,科技創(chuàng)新投入回歸系數(shù)顯著為正,第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的回歸系數(shù)為0.146 4,達到了5%的顯著性水平,證明第三產(chǎn)業(yè)有力推動新型城鎮(zhèn)化建設的發(fā)展。W*X1顯著為負,證明當周邊省域金融業(yè)發(fā)育較快時,該省份新型城鎮(zhèn)化水平將下降。這表明各省域之間的金融資源存在競爭效應,當某一地區(qū)所擁有的金融資源較多時,其相鄰地區(qū)所擁有的相應金融資源就勢必減少,從而降低新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平。W*X2顯著為負,W*X3和W*X4顯著為正,三個變量對被解釋變量的方向與模型一的相同變量方向相同。

在金融結構支持新型城鎮(zhèn)化建設模型中,金融結構指標回歸系數(shù)達到0.038 8,且達到了5%的顯著性水平,這表明金融結構指標每提高1%,將促進新型城鎮(zhèn)化水平提高0.038 8個百分點?？刂谱兞糠矫?基礎設施建設指標顯著為負,科技創(chuàng)新投入顯著為正,第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展顯著為正,這與模型二相同變量的方向相同。W*X1在10%的水平下顯著為負,證明社會融資量有限,在一定的范圍內,某一地區(qū)社會融資量不僅會吸收本地區(qū)的資金,還會吸引周邊省域資金的集聚。W*X2顯著為負,W*X3和W*X4顯著為正,三個變量對被解釋變量的方向與模型一的相同變量方向相同。

實證結果發(fā)現(xiàn):(1)新型城鎮(zhèn)化通過正的外部性在空間上產(chǎn)生集聚。(2)金融支持指標顯著促進本區(qū)域新型城鎮(zhèn)化率提升,而對鄰域的新型城鎮(zhèn)化水平影響不大。這符合我國金融資源在空間地域分布上的不平等、不同步性。其原因在于各地區(qū)初始稟賦不同,后續(xù)所獲得的政策支持不同,各種歷史與偶然的因素相疊加。在我國這樣一個不完善的市場經(jīng)濟體制中,金融支持的輻射范圍難以突破行政規(guī)劃,無法在更大范圍內實現(xiàn)資源整合。(3)控制變量基礎設施指標房地產(chǎn)投資，一方面可以讓居者有其屋,在改善城鄉(xiāng)面貌的同時促進經(jīng)濟發(fā)展,推動新型城鎮(zhèn)化快速發(fā)展；另一方面過度的房地產(chǎn)投資會推動房價過快上漲,高房價對人口進程有明顯的擠出效應,并推高服務業(yè)成本,使農民無法向市民轉變身份,無法推進城市公共服務均等化進程,形成人口與土地城鎮(zhèn)化不同步,制約新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展。(4)控制變量科技創(chuàng)新投入指標，由于科技所帶來的先進性以及較快的傳導性,在促進本地區(qū)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的同時，也能帶動周圍省域新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展,因此要加大對科技創(chuàng)新的投入,這也印證了科技是第一生產(chǎn)力。(5)控制變量第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展在后兩個模型中顯著為正,證明產(chǎn)業(yè)升級不僅有利于自身新型城鎮(zhèn)化的提高,周圍省域承接先進地區(qū)落后的產(chǎn)業(yè)、工業(yè)同樣可以促進新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展,具體來說應該是一種從東到西的趨勢。

五、結論及政策建議

與發(fā)達國家相比,我國城鎮(zhèn)化在規(guī)模、質量上都明顯滯后。影響我國新型城鎮(zhèn)化進程的因素有很多,其中之一就是資本,對于我國目前金融行業(yè)發(fā)展而言,金融支持力度太小,金融支持方向不明,且局限較多,使其在長期內成為制約我國新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的主要原因之一。本小節(jié)在前文論述以及實證研究的基礎上,對金融支持新型城鎮(zhèn)化建設提出如下政策建議:

(一)完善新型城鎮(zhèn)化金融支持體系

目前我國金融業(yè)對新型城鎮(zhèn)化建設更多的是依靠間接融資即銀行貸款,這樣的方式過于單一,不利于閑置資金向新型城鎮(zhèn)化建設方面聚集。在未來十年,如果城鎮(zhèn)化率年均提升1%,中國城市年均將新增1 300萬人。參照通常標準估算,一個農民工市民化所需投資大約為15萬元,因此,全國每年需要大約2萬億資金。銀行貸款難以滿足如此大的資金需求,因此要擴展融資方式和融資渠道,建立多層次、多元化的新型城鎮(zhèn)化金融支持體系。

(二)加強對金融業(yè)的有效監(jiān)管,同時鼓勵地方性中小金融企業(yè)的發(fā)展,鼓勵金融創(chuàng)新

地方性中小金融企業(yè)的發(fā)展能夠有效彌補大型金融機構不能關注到的領域,其主要服務于當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展,為廣大農村地區(qū)及小城鎮(zhèn)提供針對性強、質量高的金融服務支持,同時通過擴大營業(yè)規(guī)模達到一定的金融發(fā)育程度,推動新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展。落實到具體層面便是要逐漸消除對各類中小金融企業(yè)歧視性政策,為其營造一個公平的市場環(huán)境,而且要盡快制定和落實對中小金融企業(yè)的各項扶持政策,為其發(fā)展提供一個良好的政策環(huán)境。

(三)金融支持對房地產(chǎn)業(yè)的投資要適度

我們可以看到,房地產(chǎn)業(yè)的過度投資已經(jīng)嚴重威脅到我國經(jīng)濟發(fā)展,抑制我國新型城鎮(zhèn)化的進程。房價上升不僅阻礙人口在城市的集聚,同時推動土地價格上升,引起土地租金和勞動力工資的雙重上漲,導致工業(yè)成本上升制約工業(yè)發(fā)展。政府應該在房地產(chǎn)市場上進行行政干預,同時規(guī)范住房租賃市場和二手房市場的發(fā)展等。

(四)加大對科技創(chuàng)新投入的金融支持和產(chǎn)業(yè)升級的金融支持

創(chuàng)新是生命力,是一個國家不竭的發(fā)展動力,加大對創(chuàng)新的投入有利于我國順利跨過中等收入陷阱;同時產(chǎn)業(yè)升級有利于人口向城鎮(zhèn)集聚,促進產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化和人口城鎮(zhèn)化協(xié)調發(fā)展。

(五)我國新型城鎮(zhèn)化發(fā)展受空間交互作用明顯

未來我國各省域在發(fā)展過程中要同時注意本省份和鄰接省域的發(fā)展情況;各省域在制定政策時,在考慮自身發(fā)展的基礎上,也要從全局的角度考慮對鄰接省域的影響,避免形成惡性競爭。國家應在頂層建立相應的調控機制,以城市群作為最基本的發(fā)展單元。