金融集聚視角下城鎮化發展水平效應研究——以甘肅省為例

朱萬里　王　俊

(蘭州商學院隴橋學院，甘肅　蘭州　730101)

金融集聚視角下城鎮化發展水平效應研究——以甘肅省為例

朱萬里王俊

(蘭州商學院隴橋學院，甘肅蘭州730101)

摘要：文章構建了金融集聚水平和城鎮化的指標體系，并利用甘肅省2001—2013年時間序列數據研究了金融集聚對城鎮化發展水平的效應；利用平穩性檢驗、協整檢驗、誤差修正模型和格蘭杰因果關系檢驗等實證方法研究了甘肅省金融集聚與城鎮化水平之間的數量關系，實證結果表明：甘肅省在長期和短期內，金融集聚和城鎮化水平之間都存在穩定的均衡關系，但金融集聚對甘肅省城鎮化水平的促進作用不大。

關鍵詞：甘肅省；金融集聚；城鎮化

一、引言

在信息化、全球化和跨國公司快速發展的大背景下，金融集聚已成為提升地方金融行業核心競爭力，促進地方經濟增長的有效渠道。作為一個發展中大國，中國也迫切需要通過金融領域深化改革、金融集聚等方式來實現金融領域的市場化，這有助于解決中國城鎮化水平差距大現實問題，而城鎮化尤其是新型城鎮化的發展已經成為區域經濟發展的重大課題。因此，研究金融集聚與城鎮化之間的問題無論是從學術價值，還是從現實需求方面，都具有一定的意義。

甘肅省在我國西部經濟發展中起著重要的橋梁和紐帶作用，區位優勢比較明顯(絲綢之路經濟帶的重要組成地段)。近年來，“西部大開發”戰略成為我國社會經濟發展的重要議題，這也為甘肅省14個市州的快速崛起帶來了挑戰和機遇。然而金融集聚和城鎮化的滯后，在很大程度上阻礙甘肅經濟的發展。因此，更好地發揮金融集聚對甘肅省經濟發展的推動效應，促進金融集聚與城鎮化之間的有效耦合，才能實現甘肅省經濟的快速發展。

目前學術界關于金融集聚對城鎮化的影響主要從以下幾個方面展開：第一，金融集聚能夠為其他產業發展(尤其是第二產業)以及城市建設提供所需資金，促進城鎮化水平的提高。金德爾伯格(1973)認為銀行業的集聚對提高跨區域企業支付和金融資源配置的效率有顯著作用。博索內等(2003)的研究表明，借貸企業和銀行的集聚可以通過金融中介，通過“臨近共享信息”來提高金融產業的運營效率及價值鏈利潤，金融集聚加快了城鎮化的進程。胡殿萍(2014)發現金融效率對甘肅省城鎮化產生反作用，金融結構和金融規模對城鎮化進程起著促進作用，并給出相關建議。第二，城鎮化可促進金融產業的發展，提高金融集聚的程度。洪銀興(2003)、李治國(2013)、陳姝(2013)指出，如今城鎮化已經不是單純的人口城鎮化，而是突出城市功能的城鎮化(生產要素、規模經濟、企業向城市集聚)。新的城鎮化階段是制造業轉移、農村人口涌入城鎮的城鎮化，是先進的生產要素、優化的產業結構涌入城市的階段，因此，城市可以看作是地理位置集中的綜合產業極，是人力、資本和技術的累計和集聚中心。

根據以上文獻可知：第一，學術界多關注國家的發達地區第一、二產業、高新技術領域的產業集聚與城鎮化發展水平之間的關系，而對第三產業(服務業)集聚、特別是金融集聚方面的研究較為少見，而且，學者們的研究方法多為單一指標測度方法。但影響金融集聚和城鎮化發展的因素繁多，用綜合指標評價的研究方法分析金融集聚和城鎮化的關系則更為妥當；第二，學者們研究視域較多研為整個中國或先進地區的金融集聚與城鎮化發展水平(或產業發展)之間的關系。因此，文章在已有的研究基礎上采用綜合評價指標，利用恰當的實證方法研究甘肅省金融集聚與城鎮化之間的數量關系則具備一定的創新性，在實證研究的基礎上，文章將就如何提高城鎮化進程中的金融集聚效應提出有針對性的建議。

二、甘肅省金融集聚對城鎮化水平影響的實證研究

(一)指標選取與數據來源

金融集聚指標應綜合反映一個地區金融業的發展情況，包括總體金融規模集聚程度、金融組織集聚程度和金融資源集聚程度等方面。文章借鑒高新才，牛麗娟(2014)的做法，采用主成分分析法，用甘肅省2001-2013年的時間序列數據從金融總體規模、銀行業、證券業和保險業4個方面構建金融集聚程度評價指標體系。該指標用FCL表示。

城鎮化水平的指標繁瑣，結合甘肅省的實際情況和數據的可得性，我們用非農人口占總人口的比重來衡量城鎮化發展水平，該指標用urb表示。

金融集聚的數據主要來源于歷年《甘肅統計年鑒》和歷年《中國金融年鑒》，城鎮化水平主要來源于歷年《甘肅統計年鑒》。變量的描述性統計如表1所示。

表1　變量的描述性統計

(二)平穩性檢驗

時間序列一般會出現非平穩性特征，為了避免“偽回歸”問題出現，應該首先對變量進行平穩性檢驗。因此，文章采用常用的ADF單位根檢驗方法對URB和FCL兩組數據進行平穩性檢驗，檢驗結果見表2。

表2　變量的平穩性檢驗

表2檢驗結果表明，在5%的顯著性水平下，城鎮化水平和金融集聚的原始序列都是非平穩的(ADF統計量的值均大于相應的臨界值)，經過一階差分處理后，所有變量均拒絕了存在單位根的原假設，表示差分后的數據為平穩序列，這說明URB和FCL序列滿足一階單整，當變量滿足同階單整時，應繼續檢驗變量之間是否存在長期穩定的協整關系。

(三)協整檢驗

ADF檢驗結果表明變量之間是滿足同階單整的，協整檢驗的方法較多，考慮到這些方法的優缺點和適用條件，文章采用恩格爾-格蘭杰兩步法驗來檢驗這些變量之間是否存在協整關系，具體的方法是：先用普通最小二乘法對回歸方程進行估計，得出殘差的序列值，然后并殘差序列進行平穩性檢驗，若檢驗結果為平穩的，就說明變量具有長期的協整關系，反之亦然，檢驗結果如表3所示。

表3　協整檢驗結果

表4　協整化后的標準方程

上表的檢驗結果顯示，e序列的t值為-3.675651，小于5%顯著性水平的臨界值-3.144920，這表明殘差序列事平穩的，因此，甘肅省的金融集聚和城鎮化水平之間存在長期的協整關系；表4給出了標準化后的協整方程，從該結果可得，當金融集聚度增加1%，城鎮化率才提高0.05%，這表明甘肅省金融集聚對城鎮化水平的促進力度不大。

(四)誤差修正模型

協整檢驗只能分析金融集聚水平與城鎮化發展之間是否存在長期穩定的均衡關系，還需要驗證變量之間是否在短期內也存在穩定的均衡關系，這就需要構建誤差修正模型(ECM)，根據構建ECM的方法和原理，應對變量做多次回歸，然后逐步剔除t值不顯著的變量(可以根據伴隨概率判斷)，最終的結果如表5所示。

表5　誤差修正模型結果

結合表5的結果，最終得到誤差修正模型如下式所示：

D(URB)=0.004145+0.577227 D(URB(-1)) -0.006140 D(FCL)+ 0.009471 D(FCL(-1)) -0.103224 ECM

(R2=0.902571，F=13.89581，D-W=1.975204)

-0.103224是誤差修正項對于變量增量的修正速度，負號說明這種修正是負反饋的，這符合誤差修正模型的基本原理，誤差修正項把短期的波動逐步的拉回到原來的均衡狀態，由此可知，即便在短期甘肅省的金融集聚水平和城鎮化水平兩個變量之間也存在均衡關系。

(五)格蘭杰因果檢驗

文章使用格蘭杰因果關系檢驗甘肅省金融集聚和城鎮化水平之間是否存在因果關系，檢驗結果見表6。

表6　格蘭杰因果檢驗

從檢驗的結果可以看出，兩種不同情況在5%的顯著性水平下都拒絕了原假設，也即是城鎮化水平和金融集聚之間存在雙向的因果關系，在甘肅省城鎮化促進了金融集聚，金融集聚也存進了城鎮化水平的發展，但正如上文所示，當金融集聚度增加1%時，城鎮化率才提高0.05%，金融集聚對城鎮化的提高作用還不是很顯著。

三、結論

文章利用綜合分析法構建了金融集聚水平的指標體系，并構建了城鎮化水平指標。然后利用單位根檢驗、協整檢驗、誤差修正模型和格蘭杰因果關系檢驗等方法，結合甘肅省2001-2013年的數據分析了甘肅省金融集聚水平與城鎮化水平之間的關系，從這些實證結果可以看出，不管長期和短期，甘肅省的金融集聚和城鎮化水平之間都存在均衡關系，但金融集聚對甘肅省城鎮化水平發揮的作用有限，可能的原因是甘肅省金融業雖然取得較快發展，但是金融發展程度，尤其是證券市場發展規模和程度均遠遠落后于國內發達地區，企業對銀行間接融資依賴度仍然較強，銀行把吸收進來的儲蓄轉化為本地區投資的效率較低，金融資本和產業資本之間并沒有形成有效的結合機制，集聚水平較低。因此，應從甘肅省的區位優勢、生態環境建設、資本市場的完善等幾個方面來提高金融集聚水平，以此來更好的促進新型城鎮化水平的提高。

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基金項目：甘肅省高等學?？蒲许椖抠Y助《金融集聚視角下的甘肅新型城鎮化發展模式》；(甘教2014A-152)階段性成果。