城鎮化、工業化與金融發展的動態研究—基于西北五省1978-2012年數據

■ 趙曉慧（石河子大學商學院 新疆五家渠 831300）

引言

城鎮化和工業化是區域經濟發展過程中的兩大重要方面。而金融發展作為經濟增長的一個必要條件，在不同時期是否對城鎮化和工業化具有支持作用同樣需要研究。黨的十八大會議中明確指出城鎮化建設問題，區域性的金融經濟發展，城鄉一體化發展。因此，理清城鎮化、工業化與金融發展三者之間內在聯系，如何讓金融發展促進資本積累，提高配置效率和勞動力要素向城市流動，進而促進城鎮化、工業化的聯動發展，成為研究的必要問題。

目前，對于城鎮化、工業化和金融發展的研究主要有兩類，一是研究其中兩者之間關系，如H·錢納里與M·奎因在1975年提出工業化與城鎮化的作用過程是從緊密型到松散型。張正斌（2008）對寧夏金融發展與城鎮化進程進行格蘭杰檢驗，結果顯示，以人口計量的城鎮化率與金融發展之間存在因果關系。郭江山（2011）利用河北省相關數據，研究城鎮化、工業化與金融發展內在關系，結果表明，金融發展和工業化促進城鎮化的發展，同時城鎮化顯著影響工業化的進程。張士濤（2010）通過建立VAR和VECM模型評價工業化和金融發展之間的強度和方向，認為金融發展長期影響中國從農業國向工業國的轉變速度且影響是雙向的。牛啟春（2008）借助1980-2007 年中國西部地區數據，利用誤差修正模型，發現從長期看金融發展能夠促進城鎮化，但在短期內金融發展對城鎮化沒有影響。王文勝（2009）對西部地區金融發展與工業化發展分析，得出金融發展促進工業化進程，但工業化對金融發展作用不顯著。伍艷（2004）提出金融發展與城鎮化發展內含著一種互動機制，金融發展可以通過高比例儲蓄轉化為投資、提高資本配置效率、優化金融市場結構等方面促進城鎮化的發展。二是基于省際數據研究多個變量之間關系，如石林（2013）運用VAR模型研究新疆金融發展與工業化、城鎮化的動態關系，結果顯示新疆工業化與城鎮化之間發展不協調。張玉霞（2012）利用典型相關分析新疆兵團金融發展水平與人口、產業、空間城鎮化四者的關系，結果表明金融規模與效率促進發展，金融結構抑制金融發展，人口與產業抑制城鎮化發展。

從已有研究成果發現，大多數學者都是對金融發展與城鎮化、工業化中兩者間的關系進行研究，或研究單個省份三者之間的關系，較少文章從區域的角度分析三者之間關系，本研究的創新處在于選取西北五省為研究對象，利用新疆、陜西、甘肅、寧夏、青海1978-2012年間的數據，取五省的平均水平，利用ADF檢驗、Johansen協整檢驗、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應分析、方差分解分析等一系列方法，分析城鎮化、工業化和金融發展之間的內在聯系，并根據西北五省的經濟發展情況提出建議。

變量選擇及數據來源

（一）變量選擇

城鎮化指標。反映城鎮化水平高低的一個重要指標是城鎮化率，而城鎮化的發展是城鎮人口和農民收入的增加，隨著收入的增加，當非農收入超過農業收入時，農民將會從事非農活動，而農民也將實現農業向非農業的身份轉變，即城鎮化是指農村人口轉移為城鎮人口的過程。因此，本文選取的城鎮化率為非農人口占總人口的比例，即：

城鎮化率（UR）=非農業人口/總人口

工業化指標。庫茲涅茨1941年的著作《國民收入及其構成》中闡述一個國家或區域的經濟增長與經濟結構可以反映工業化的發展水平，即第一產業所占比重下降，二、三產業占比上升。本文采用二、三產業的增加值之和占GDP的比重來代表工業化發展程度，即：

工業化（GY）=（第二產業增加值+第三產業增加值）/生產總值

金融發展指標。美國經濟學家戈德史密斯1969年在金融結構與發展理論中首次提出金融相關率（FIR）一詞，用來衡量金融發展水平和金融結構的指標，它指金融中介機構存貸款年末余額占當年GDP的比重，由于西北五省除銀行業外的其他金融中介發展相對滯后，主要依靠銀行投融資，因此選取金融機構年末余額占GDP的比重來衡量金融發展水平，即：

金融相關率（FIR）=地區金融機構存貸款總額/GDP

表1 各變量ADF單位根檢驗結果

（二）數據來源

本文選取西北五省1978-2012年城鎮化率、工業化率、金融相關率的年度數據，用五省每年的平均水平來衡量城鎮化、工業化、金融發展的情況，在消除異方差的存在，以及不影響時間序列性質的的前提下，對UR、GY、FIR進行自然對數處理，得到城鎮化、工業化和金融發展指標LNUR、LNGY和LNFIR。數據來源于2013年《新疆統計年鑒》、《陜西統計年鑒》、《甘肅統計年鑒》、《青海統計年鑒》、《寧夏統計年鑒》、各省國民經濟和社會發展統計公報。

實證檢驗與分析

預測宏觀經濟問題中變量的聯系，通常利用聯立方程模型，但此模型變量劃分問題較復雜，如果變量是非平穩的，會存在偽回歸問題。因此，本文采用一種非結構性模型，即向量自回歸（VAR）模型，VAR模型是1980年美國經濟學家西姆斯（C.A.Sims）發現的，它是將單個內生變量與其所有的滯后值的函數來構造模型。VAR模型主要用于預測和分析隨機擾動對系統的動態沖擊，沖擊的大小、正負及持續的時間，其數學表達式為：

其中，Yt是m 維內生變量向量，Xt是r維外生變量向量，A0，A1…Ap和B1，…Bq是待估計的參數矩陣，內生變量和外生變量分別有p階和q階滯后期。當外生變量為常數項時，內生變量有p 階滯后期，稱為VAR（p）模型。VAR模型就是通過單位根檢驗、滯后期的確定、Johansen協整檢驗、脈沖響應函數分析和方差分解分析等步驟，分析變量之間關系的非結構性方程模型。

（一）單位根檢驗

本文所選數據為時間序列數據，由于時間序列常會存在虛假回歸等問題，并且時間序列的非平穩性會破壞模型的假設，因此需要根據ADF檢驗，先對數據的平穩性進行檢驗。

從表1的檢驗結果中顯示，變量在5%的顯著性水平下均不顯著，因此不能拒絕原假設，即可能存在單位根，但一階差分后的ADF值在5%的顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設，由此可得LNUR、LNGY和LNFIR為一階單整時間序列，可能存在協整關系。

（二）協整檢驗

協整檢驗一般有兩種方法，即Johansen檢驗和EG檢驗。EG檢驗是用于檢驗兩個變量之間的關系，而Johansen檢驗用于分析經濟問題中非平穩時間序列之間長期穩定的關系，處理多變量間的協整檢驗，它可以得到全部協整關系，并且檢驗功效更穩定，效果優于EG檢驗。在協整檢驗前，需要確定模型的滯后階數，因為要有足夠數目的滯后項和自由度，才能完整反映所構造模型的動態特征。因此在存在一階單整的基礎上，最終確定最優滯后階數為1，在此基礎上運用Johansen協整似然比（LR）檢驗研究三者之間的關系，如表2顯示，根據P值判定顯著性水平，得到城鎮化、工業化和金融發展指標之間存在長期均衡關系。

表2 協整檢驗結果

表3 城鎮化、工業化與金融發展的格蘭杰因果關系分析

（三）格蘭杰因果檢驗

通過協整關系說明城鎮化、工業化與金融發展之間存在顯著關系，為探求三者之間具體的內在聯系需要用格蘭杰因果檢驗。經過滯后一階的格蘭杰因果檢驗，得到結果見表3，P值小于顯著性水平，則拒絕原假設。

1.工業化與金融發展存在單向格蘭杰因果關系，即金融發展促進工業化的發展。因為金融發展提高了儲蓄與投資轉化比率，增加了投資，而投資的增加使產出增長，稀缺的金融資源配置到較高的資本邊際產出項目中，最終促進工業增長。而結果顯示金融發展與城鎮化之間沒有顯著的因果關系，這與現實經濟意義有一定偏差，但不能代表金融發展與城鎮化之間沒有關系，因為格蘭杰因果檢驗是對數據間變動的先后順序關聯的檢驗，產生這個結果可能的原因是，金融抑制致使西北五省的城鎮化程度不高以及城鎮建設的滯后，而城鎮化發展對金融發展無法起到促進作用。

2.城鎮化與工業化存在單向格蘭杰因果關系，即城鎮化促進工業化的發展，但由于P值不高，說明工業化在一定程度上會對城鎮化有所促進作用。這是符合經濟學原理的。城鎮化發展使人口聚集于城鎮，從而帶動工業和第三產業的發展，而在工業化發展初期，隨著工業化的逐步推進，導致農業勞動力向非農產業轉移，擴大了城鎮規模，從而促進城鎮化的發展。但由于西北地區農業占比較大，因此從事農業勞動力的轉移對工業化的影響較弱，使得促進作用較小。

（四）脈沖響應函數分析

脈沖響應函數（IRF）是在隨機誤差項上施加一個標準差大小的沖擊后對內生變量的當期值和未來值所產生的動態影響。因此，進行脈沖響應函數分析并預測三者之間的動態影響，從脈沖響應分析可得如下的結果：

1.由圖1可得，在第一年中，西北五省的工業化對金融發展為負響應，隨著時間的推后，金融發展單位信息沖擊呈增長趨勢并為正響應，到第5年時信息沖擊最大，其響應值為0.08，第8期時，脈沖響應有所減弱，并趨于穩定；由圖2可得，在前2年，脈沖響應有較明顯的增長，工業化對城鎮化為正響應，并長期影響工業化的發展。從經濟意義上說，西北五省金融的發展和城鎮化長期推動工業化進程。

2.由圖3可得，金融發展對工業化基本無響應；由圖4可得，在前2年，金融發展對城鎮化的響應為0，從第3年開始，脈沖響應為正響應且逐漸平穩增長，但響應較弱。從經濟意義上說，工業化的發展對金融發展沒有太大的貢獻，這與格蘭杰因果檢驗結果一致，可能原因是西北地區主要以農業為主，工業化程度較低且發展緩慢，因此并沒有促進金融發展。而在城鎮化發展初期，對金融發展沒有促進作用，發展到一定程度后，逐漸促進金融發展，由于西北地區城鎮化水平較低，落后于城鎮化平均水平，在城鎮化初期，主要發展第一產業，使產業結構不合理，因此對金融發展的促進作用并不明顯。

3.由圖5可得，城鎮化對金融發展為負響應，并且響應很弱，這與VAR模型估計結果一致；由圖6可得，城鎮化對工業化為正響應，在前2年，脈沖響應有增長趨勢，從第3年開始，脈沖響應穩定在0.01不變。從經濟意義上說，西北五省金融發展對城鎮化的發展缺乏動力，但金融業仍是城鎮化的動力之一，并且工業化發展促進城鎮發展。

圖1 工業化對金融發展脈沖圖

圖2 工業化對城鎮化脈沖圖

圖3 金融發展對工業化脈沖圖

圖4 金融發展對城鎮化脈沖圖

圖6 城鎮化對工業化脈沖圖

（五）方差分解分析

方差分解是用于分析模型中殘差的標準差由不同信息的沖擊影響的比例，及變量對標準差的貢獻比例。因此對所建立的VAR（1）模型進行方差分解分析。

從金融發展水平方差分解的結果來看，金融發展對來自當期自身的因素沖擊最大，隨著時間的推移，沖擊逐漸減弱。城鎮化對金融發展的沖擊在前兩年非常弱，在第2年只有0.0925，但從第三期開始，其影響不斷增強，在第10年達到了13.4813，說明城鎮化促進金融發展，而工業化對金融發展影響不顯著，這與格蘭杰因果檢驗結果一致。

從城鎮化水平方差分解的結果來看，城鎮化對當期自身因素沖擊最大，隨時間的推后，影響逐漸減弱，金融發展和工業化對城鎮化的影響隨時間的推移不斷增強，但工業化對城鎮化的作用大于金融發展對城鎮化的影響。

從工業化方差分解結果來看，初期工業化對當期自身因素沖擊最大，金融發展和城鎮化對其影響較弱，但工業化發展到后期時，金融發展和城鎮化對工業化的影響明顯增強，而受自身因素沖擊迅速減弱，這與現實經濟相符，說明金融發展和城鎮化的水平對工業化的影響顯著。

結論與建議

（一）結論

采用西北五省1978-2012年的年平均數據，研究工業化、城鎮化與金融發展之間的動態關系，通過VAR模型的動態分析，得到如下結果：

通過單位根、協整檢驗發現，西北五省城鎮化、工業化和金融發展三者相互關聯，存在一階協整關系，并存在長期均衡關系，而且從格蘭杰因果檢驗中發現金融和城鎮化發展促進工業化發展。

通過脈沖響應函數和方差分解分析發現，在長期發展的過程中，西北五省城鎮化和金融發展對工業化的發展存在推動作用；工業化和金融發展影響城鎮化的發展，且工業化對城鎮化的貢獻比金融發展大；城鎮化的推進可以帶動金融業的發展，但影響效果很弱，其主要原因是西北五省屬欠發達地區，處于城鎮化發展初期，整體經濟發展水平落后，城鎮化水平也低于全國平均水平，其首要任務是發展工業，實現產業轉移，因此不同時期的產業結構配置不同，使城鎮化對金融業的發展的促進作用不明顯。而工業化對金融發展的促進作用不顯著，從經濟意義分析，由于西北地區金融不發達，金融取得一定的發展后，需較長的時間作用于工業部門，這就出現金融發展對工業化發展的滯后作用。

（二）建議

根據上述分析和實證結果，針對西北五省區域發展現狀，提出以下幾條建議：

加強金融對工業化和城鎮化的有效支持。目前，西北地區處于工業化和城鎮化發展的戰略機遇期，金融的有效支持將為工業化與城鎮化的發展提供強大動力，而工業化和城鎮化也支撐金融發展的高效性發展，要充分發揮金融支持的杠桿作用，實現三者間的良性發展。

加大城鎮化建設力度，推動有特色的城鎮化建設，以城市群為主體形態發展城鎮化。西北五省較內地沿海城市而言，城鎮化發展起步較晚，經濟發展落后，重點培育區域性城市群，以經濟較為發達的地區作為中心城市，發展西部地區城市群，如新疆地區的烏昌石城市群，甘肅地區的蘭州城市群等，以城市群為主要平臺，發揮中心城市的輻射力，協調區域城市群之間、城市群內部大中小城市之間的關系，推動跨區域城市間產業分工、基礎設施等協調聯動。

加快金融機構體系的完善，加強金融監管，推進金融集聚。建立一個多層次、廣覆蓋、可持續的金融服務體系，針對區域間差異創新出適應該地區發展的金融產品或金融服務。開放金融市場和推進金融服務，建設普惠金融體系，運用金融杠桿，促使農村人口運用自身的經濟能力使用金融產品，促進金融發展的同時推動城鎮化的進程。將金融產業集聚到中心城市，通過金融集聚效應、規模效應的發揮，促進區域經濟的發展，為城鎮化、工業化提供金融支持。

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