金融支持對城鎮化貢獻度的實證研究

2014-04-29 00:00:00張慶憲許小蒼

海南金融 2014年5期

摘要：城鎮化不僅是我國未來經濟長期穩定發展的動力，也是我國擴大內需的潛力所在，在我國經濟結構調整，經濟發展方式轉變的過程中扮演著極為關鍵的角色。近年來我國的城鎮化建設效果顯著，但整體水平偏低，在城鎮化的產業布局、土地使用、尤其是基礎設施的完善等問題依舊突出，這都涉及到巨額融資問題，如何發揮金融資本對城鎮化發展的支持作用，在一定程度上將決定城鎮化的發展水平、發展規模，甚至可以左右城鎮化發展的可持續性。

關鍵詞：金融資本；城鎮化；資本結構優化

中圖分類號：F832 文獻標識碼：A 文章編號：1003-9031（2014）05-0012-05 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2014.05.02

一、引言

根據國家統計局數據，2013年我國的城鎮化率達到了53.7%，但是有“城鎮戶籍”的實際城鎮化率僅為35.7%左右，而中等發達水平國家的城市化率達到了85%，美歐等發達國家的城鎮化率則高達95%，差距顯著，但同時意味著我國城鎮化建設潛力巨大，這也將是我國未來經濟發展的優勢所在。

現階段推動城鎮化進程的主體是地方政府，為了追求短期效益，本應以市場化為主導的城鎮化進程，卻變成了人為的簡單的“造城運動”，城鎮化發展喪失了應有的市場活力。同時，我國城鎮化建設存在著一個普遍性問題：巨額資金缺口。財政部財政科研所對城鎮化建設所需資金規模進行了測算，結果顯示城鎮化率每增加1%，地方公共投資需求將增加5.9%，“十二五”期間城鎮化催生出的公共投資規模將達到30萬億元。如此巨大的資金缺口，僅僅依靠政府的公共財政支出顯然無法滿足，這就需要金融資本市場強有力的融資功能。此外，支持城鎮化可持續發展的產業布局、土地利用等問題，也需要金融市場發揮合理配置資源的作用，同時需要積極有效地調整城鎮化后居民的金融資產結構，以達到居民增加財產性收入的目的。

二、金融支持下的城鎮化研究文獻綜述

國內關于金融體系支持城鎮化的相關研究文獻，主要將研究重點集中在兩個方面。首先，金融體系的發展水平和城鎮化之間的關系，即究竟是金融體系的發展程度促進了城鎮化的進程，還是城鎮化進一步完善了金融體系。其次，金融體系的作用機制如何促進城鎮化建設的。

部分學者認為金融體系的發展程度確實促進了城鎮化的進程。吳旭曉（2013）利用河南省1994—2011年的統計數據，運用數據包絡分析方法（簡稱DEA）對金融系統和城鎮化發展系統之間的耦合聯動程度進行評價，結果顯示，金融發展和城鎮化之間具有相互促進的作用，但是河南省金融發展對城鎮化的促進作用遠大于城鎮化進程對金融發展的支撐力度[1]。王楠、張曉峒（2011）采用34個城市1993—2009年相關數據，通過運用PVAR模型分析城市金融發展與城市化程度的相互關系，認為在長期，金融發展是城市化程度的Granger原因，金融發展可以促使城市化程度的增加；但城鎮化程度并沒影響城市金融發展水平；在短期，金融發展與城鎮化程度互為Granger原因[2]。繆海斌（2013）利用2003—2011年全國31個省、自治區、直轄市的平衡面板數據考察了銀行業發展及產業結構與銀行業發展的匹配程度對城鎮化水平的影響，認為銀行業的發展總體上推動了城鎮化的發展，并且不同的銀行業發展水平與產業結構的匹配存在的差異會影響城鎮化的推進[3]。林志偉（2013）基于向量自回歸模型（VAR）的Johansen協整檢驗法，并采用基于向量誤差修正模型（VECM）的格蘭杰（Granger）因果檢驗法，分別對我國金融發展與城鎮化之間的相關關系和因果關系進行了研究，表明我國金融發展與城鎮化之間關系密切，金融規模擴大和金融效率提高對城鎮化發展起到了支持作用，尤其是對城鎮投資的作用，但總體上作用有限[4]。徐小林等人（2012）以廣饒縣為例利用VAR模型實證分析了金融發展與城鎮化之間的因果關系，結論顯示，金融發展對城鎮化起到了積極助推作用，但城鎮化不是金融發展的直接動力[5]。郭江山（2011）通過運用VAR模型對河北省城鎮化與金融發展內在關系進行了動態分析，結果表明，金融發展能夠顯著促進城鎮化的發展，同時城鎮化水平提升對來自金融發展的隨機擾動具有正效應，并且隨著時間會不斷加強[6]。

在金融體系支持城鎮化發展的作用機制方面，金融相關部門可以通過資本投資產業、基礎設施建設、資金聚集、支持產業結構調整等推動城鎮化的發展。吳超、鐘輝（2013）指出產業結構的變化將會引起生產要素的重新集聚和組合，要素配置會由生產效率較低的農業向生產效率較高的工業和服務業轉化，由此引起勞動力等要素在空間上的集聚，促進了城市規模的擴大，同時金融業可以通過經濟體系內在的乘數效應和關聯效應推動城鎮化發展，這也應該成為城鎮化發展的增長源[7]。袁曉初（2013）認為金融市場通過穩定城鎮化固定資產投資，抑制房地產泡沫，增加基礎設施融資以及相關產業支持，可以有力地推動新型城鎮化進程[8]。段文清、劉海二（201

3）通過對城鎮化過程中出現的問題分析，認為金融業可以通過自身融資創新，優化金融機構，完善金融平臺可以有效的促進推進城鎮化的建設[9]。王國剛（2012）認為，金融是推進城鎮經濟發展的重要力量，金融服務通過存貸款、資本市場和貨幣市場等機制，將社會中閑置資金集中起來投資于相關實體經濟部門，從而推動產業發展，最終促進城鎮化發展[10]。

綜合而言，從金融視角分析城鎮化發展的文獻研究相對比較豐富，較之二者之間的關系，本文通過選取合理的金融指標以及城鎮化指標，構建有效的計量模型，加以判斷，切實掌握金融體系與城鎮化之間的關系，并在此基礎上，對模型結論進行總結分析，并提出具有建設性的意見。

三、數據選取與模型分析

（一）樣本數據選擇和相關變量說明

1.數據來源與選擇

由于2013年的相關數據未得到相關部門的公布，所以本文選取的數據為1995—2012年的年度數據，數據來源于1996—2013年中國統計年鑒，其計量分析在Eviews7.2軟件上實現。

2.相關變量說明

（1）城鎮化指標

城鎮化是一個比較寬泛的概念，從人口學上講，城鎮化是城鄉人口流動的結果，即勞動力向城鎮聚集，城鎮戶籍人口比重上升，農村人口比重下降的過程；從產業結構上看，城鎮化是農村產業結構調整的過程，即資金等要素向城鎮流動，農業比重下降，工業、服務業等行業比例不斷上升的過程；從社會發展程度看，城鎮化則是農業文明向現代工業文明轉變的過程，尤其是人口素質的提升。城鎮化本質上是人口的市民化，是城鎮對農村人口的吸聚能力，所以本文中采用的城鎮化率，便是城鎮人口在總人口的比重，記為Urb，作為被解釋變量。

（2）金融發展指標

金融發展程度反映了一個國家對實體經濟的支持力度，它涵蓋了金融資產總量擴張和資產結構優化兩個方面。總量的擴張就是金融資產規模的增加，我們用中國金融機構的各項存款與各項貸款之和與中國GDP的比值來衡量金融資產規模，稱為金融發展指數，記作FD，FD值越高，說明金融規模越大。

金融發展對城鎮化的支持力度主要體現在向城鎮化建設各方面提供信貸資金的數量和質量，數量上用金融貸款指數來衡量，即各項貸款與中國GDP的比值，記為FL，FL值越高，則表明支持城鎮化貸款的數量就越多；質量上的衡量指標我們采用金融效率，所謂金融效率是金融機構將存款轉化為城鎮化建設投資的效率，用各項貸款和各項存款的比值來表示，記為FE，FE值越高說明金融效率越高，即金融機構將存款轉化為投資的效率就越高。

（二）實證檢驗分析

為了消除異方差對于模型結果的干擾，需要對城鎮化率（Urb）、金融效率（FE）、金融貸款指數（FL）、金融發展指數（FD）這四個變量的時間序列取對數，分別記為lnurb、lnfe、lnfl、lnfd，作為被解釋變量和解釋變量。

本文采用基于向量自回歸模型（VAR）的Johansen協整檢驗法，檢驗各個變量之間是否具有長期穩定關系，并在此基礎上，利用Granger因果檢驗法分析被解釋變量和解釋變量之間是否存在因果關系，同時提高計量模型推斷的準確性，防止出現虛假回歸問題，增強結論的可信度。

1.單位根檢驗

由于VAR和協整檢驗的前提是被分析的變量時間序列是平穩的，所以在進行Johansen協整檢驗之前必須對各變量的平穩性進行ADF單位根檢驗。

從表1中可以看出，原時間序列lnurb、lnfd、lnfe、lnfl的ADF檢驗值的絕對值均小于各自在5%的顯著水平下的臨界值，而且對應的概率P值也比較大，所以原時間序列是不平穩的，我們需要對該序列進行一階差分。差分結果如下：

根據表2，經過對原時間序列進行一階差分后的序列dlnurb、dlnfd、dlnfe、dlnfl的ADF檢驗值分別為-3.809308、-3.859212、-2.806408、-3.279848，其絕對值都大于5%顯著水平下對應的臨界值-3.73320、-3.081002、-1.964418、-3.065585，而且P值也比較小，說明一階差分后的序列是平穩的，從而得出城鎮化率、金融發展指數、金融效率指數、金融貸款指數取對數后都是一階單整的，城鎮化率與金融發展指數、金融效率以及金融貸款指數之間可能存在協整關系。

2. Johansen協整檢驗

Johansen協整檢驗是基于VAR模型的一種檢驗方法，要求選取一定滯后階的VAR模型的殘差不存在自相關且呈正態分布，因此，在進行協整檢驗前，首先要確定最優滯后階，根據上述，本文最優滯后階為一階，然后對模型進行Johansen協整檢驗。

從表3中可以看到，原假設中，“一個沒有”表示不存在協整關系，在此假設下，跡統計量為80.73207，大于5%顯著水平下的臨界值47.85613，并且概率P值為0.0000，表明變量之間不存在協整關系的概率極其微小，所以要拒絕原假設，即至少存在一種協整關系。“最多一個（兩個、三個）”的原假設為“至多存在一個（兩個、三個）協整關系”，對應的跡統計量分別為19.18184、8.704029，0.123113，其各自P值相對較大，且小于5%顯著水平下的臨界值29.79707、15.49471、3.841466，所以不能拒絕原假設。綜合可得，城鎮化率與金融發展指數、金融貸款指數、金融效率在5%的顯著水平上存在一個協整關系，協整方程為：

Lnurb=0.168148*lnfd+0.330869*lnfe+0.247083*lnfl-0.2943292

由此可以看出，金融發展指數、金融效率和金融貸款指數對城鎮化率存在比較明顯的促進作用，具體來看，金融發展指數每增加一個百分點，城鎮化率將增加0.168148個百分點；金融效率每增加一個百分點，城鎮化率將增加0.330869個百分點；金融貸款規模每增加一個百分點，城鎮化率將提高0.247083個百分點，總之三個解釋變量與城鎮化率之間存在著正向相關并且趨于長期穩定。

3.Granger因果關系檢驗

協整檢驗分析只能說明解釋變量和被解釋變量之間長期內至少具有單向的因果關系，但不能對變量之間短期內的因果關系進行具體全面的分析，因此需要進一步檢驗金融發展指數、金融貸款指數、金融效率和城鎮化之間具有的因果聯系，這里采用Granger因果檢驗來分析該模型變量之間的短期因果關系，其中根據各變量的VAR模型滯后階數選擇準則，該模型滯后階數為1，檢驗結果如表4。

從表4中可以看出，在5%的顯著水平下，該模型金融貸款指數和金融發展指數是城鎮化率的Granger原因，而城鎮化率并非金融貸款指數和金融發展指數的Granger原因；金融效率不是城鎮化率的Granger原因，但是城鎮化率卻是金融效率的Granger原因。

由于金融發展水平越高，就能夠為城鎮化建設提供更多的金融服務，金融資產規模越大就能夠為城鎮化建設提供更多的信貸資金以及適應其發展的金融產品，這也就是Granger檢驗結果中，金融貸款指數和金融發展指數是城鎮化率的原因。但是，金融機構的逐利性和城鎮化建設的公益性存在著矛盾，也就造成了金融機構對城鎮化的支持基本受到國家政策的影響，城鎮化建設對金融貸款指數和金融發展指數的影響也就十分有限。

金融效率是金融機構將存款轉化為投資貸款的效率，若是城鎮化建設所需資金能夠供應充足，那么金融效率繼續提高對城鎮化的建設影響力也將受到限制，另一方面，金融效率的提高更多的是服務于資質情況良好的央企、地方國企等實力雄厚的大企業，而鄉鎮企業、中小企業得到的服務卻很少。但是，城鎮化的建設能夠促進經濟產業結構的調整與發展，這將吸引金融機構提供各種服務，其內部結構也將不斷得到優化，最終提高金融效率，也就是表中呈現的金融效率不是城鎮化的Granger原因，而城鎮化率卻是金融效率的Granger原因。

（三）結論總結

通過對1995—2012年年度數據進行ADF檢驗、Johansen協整檢驗以及Granger因果檢驗分析，初步了解了金融發展指數、金融貸款指數、金融效率與城鎮化率之間的關系，相關結論如下：

首先，筆者對四個變量的時間序列平穩性進行ADF檢驗，得到四個變量是一階單整，在此基礎上，利用Johansen協整檢驗方法檢驗了金融發展指數，金融貸款指數、金融效率與城鎮化率四者之間存在一種長期穩定的關系。

其次，Granger因果檢驗中，金融貸款指數和金融發展指數的變化能夠引起城鎮化率的變化，但是一定階段后，金融效率的變動并不能帶來城鎮化率的變動，而城鎮化率的變動則能夠引起金融效率的改變。

總之，金融發展總體上能夠促進城鎮化的進程，擴大金融發展規模，增加金融貸款額度都能加快城鎮化的進程；同時，城鎮化的發展，帶動本地區經濟的發展，產業結構的升級，同樣能夠促進金融結構優化，提高金融效率，從而完善金融體系，改善金融活動，推動金融的進一步發展。

四、政策建議

改革開放以來，我國的人口紅利、土地紅利、政策紅利推動了我國經濟高速發展，隨著這幾項紅利的利用殆盡，我國經濟發展已經接近瓶頸，而城鎮化的建設直接關乎我國能否成功突破發展瓶頸。我國現階段實際城鎮化進程依舊滯后，城鎮化建設需要大量的基礎設施建設投資、產業集聚投資、土地市場化利用，這都需要金融資產的強有力支持。在城鎮化進程中，金融資產規模的擴大，金融系統向城鎮化提供的貸款額度增加，金融效率的提高，都能夠夠發揮強大的正效應促進城鎮化的發展，但是目前的問題是如何推動金融資產的擴大，結構優化和效率提高，本文提出以下幾條建議。

（一）優化金融結構，建立多元化投融資體系

目前，我國的金融結構及其不平衡，銀行業資產比重占金融總資產規模的92%，保險行業和證券行業占比僅為8%，這在一定程度上決定了城鎮化建設的資金來源于銀行系統，若是失去了政府政策指導，城鎮化建設將寸步難行。我國的保險行業、證券行業發展還不完善，但是作為金融系統中兩個比較重要的組成部分，其發達程度也反應了金融市場的活躍程度。保險市場和證券市場作為投融資的另外渠道，需要激活其潛在的市場活力，比如發行專門的市政建設債券，募集社會資金，擴大金融資產規模，用于城鎮建設，促進城鎮化進程。

另外，政策性銀行應該發揮先導作用，滿足城鎮基礎設施建設的投資需求；農村合作社等金融機構應發揮主導作用，支持農村產業化發展，以及農產品的結構調整；對于符合相關要求的小額貸款公司允許其升級為小型銀行，發揮他們存貸款靈活的特點，建立完善的，滿足不同融資需求的金融結構，提高金融效率[11]。

（二）明確政府對于金融支持城鎮化建設的政策引導

現階段，在我國金融結構不盡合理，銀行業占比較大的情況下，政府需要積極采取具有傾斜性的金融支持政策，對城鎮化建設所需資金進行管理。地方政府可以出臺相應的優惠措施，吸引政策性金融機構開發針對三農的低息貸款等業務，設立專門的開發性金融機構向城鎮基礎設施等進行資金支持；同時，央行可以通過窗口指導和貨幣工具的運用，引導地方性金融機構積極拓展城鎮化建設業務，并將其列為信貸投放重點。

城鎮化的良性發展在于有良好的產業支撐，支持鄉鎮產業發展的中小企業具有缺乏資金，規模效應低，布局不合理等缺點，政府作為企業聯系金融機構的中介人，有必要為中小企業融資提供有效的平臺，同時為金融機構提供相應的投資平臺。政府需要采取積極的激勵政策，對為城鎮產業發展做出貢獻的金融機構給予政策優惠，同時央行可以指定相關評估標準，對于開展城鎮化建設業務且滿足標準的金融機構，給予差別化的準備金率或貸款利率等優惠政策。

（三）加強金融監管，完善信用體系，降低金融風險

隨著城鎮化建設的速度加快，金融機構服務多樣化，勢必會增加金融風險。現階段，城鎮經濟發展是金融支持的薄弱環節，同時城鎮中小企業的信用狀況堪憂，都在增加金融風險力度。

政府作為市場經濟中的守夜人，有責任改革現有的金融監管措施，減少金融機構肆意圈錢等投機行為，降低中小企業融資風險，為城鎮產業發展提供良性的資金支持，使之更好的服務于城鎮化建設；同時政府和金融機構聯合建立中小企業信用檔案，制定企業信用評估標準，對于符合不同信用級別的中小企業給予差別貸款額度，降低金融機構放貸風險，從而提高為城鎮化產業發展注入資金的動力，通過全面改善支撐金融發展的信用評價體系，改善城鎮金融生態環境，促進城鎮化建設金融環境的健康發展。

（四）增強金融創新，提供多元化金融服務

金融創新是金融市場持續發展的保證，同樣農村金融需求具有層次多樣、領域較廣的特點，金融創新潛力巨大，需要不斷提高城鎮金融市場的創新力度，提供符合村鎮經濟發展的金融產品，在傳統金融服務的基礎上，增加與保險行業、證券行業之間的合作，滿足農戶的金融需求。

土地是城鎮化建設中“沉睡的資本”，通過金融產品創新，利用未來收益類等質押物范圍，將土地納入金融市場內，增強土地流轉能力，徹底釋放土地價值，喚醒這一資本，不僅能夠有效解決土地利用率低的問題，還能夠解決城鎮化后農民再就業和置業的資金需求問題，使城鎮化進程真正成為農民市民化的進程。

總之，城鎮化建設是一項系統性工程，需要各系統、各行業的有效支持。金融系統作為現代經濟發展的潤滑劑，是支持城鎮化建設的有力保證，隨著我國金融體系不斷的發展和完善，對于未來城鎮化建設的支持力度將不斷加強。■

（責任編輯：張恩娟）

參考文獻：

[1]吳旭曉.后發地區金融發展于城鎮化耦合協調發展研究[N].區域經濟評論，2013（2）.

[2]王楠，張曉峒.基于PVAR模型的金融數字化資源與城市化進程的關聯性研究[J].情報科學，2011（10）.

[3]繆海斌.銀行信貸、產業結構與城鎮化[J].金融監管研究，2013（10）.

[4]林志偉.我國金融發展與城鎮化協整研究[J].金融縱論，2013（10）.

[5]徐小林，劉春華等.基于VAR模型對城鎮化、工業化與金融發展變遷的實證分析-廣饒案例[J].金融經濟，2012（18）.

[6]郭江山.基于VAR模型的城鎮化、工業化與金融發展動態分析-以河北省為例[J].河北師范大學學報，2011（4）.