基于多重鏈式中介效應模型的金融支持城鎮化發展路徑研究

■李　娟，袁曉軍

基于多重鏈式中介效應模型的金融支持城鎮化發展路徑研究

■李娟，袁曉軍

針對金融支持城鎮化路徑模糊、作用機制不清的問題，以全國31個省市1995～2015年的數據為樣本，基于多重鏈式中介效應模型檢驗了金融支持城鎮化發展的多條路徑。研究結果表明，金融可以分別通過教育培訓、技術升級和產業結構調整等的中介傳遞來有效支持城鎮化發展；也可以通過支持教育培訓到技術升級進步的中介傳遞、教育培訓到產業結構調整的中介傳遞、技術升級到產業結構調整的中介傳遞來有效支持城鎮化發展；還可以通過支持有利于技術升級、產業結構調整的基礎設施建設來有效支持城鎮化發展。本文認為，在支持城鎮化發展的過程中，金融資源要重點配置到教育培訓、技術升級和產業結構調整等方面，也要特別重視產業結構優化在城鎮化發展中的作用和影響。

金融支持；城鎮化；多重鏈式中介效應；路徑

李娟（1977-），陜西人，陜西省行政學院，講師，碩士，研究方向為產業經濟與產業組織。（陜西西安710068）；

袁曉軍（1974-），陜西人，西北工業大學人文經法學院，副教授，博士，研究方向為產業結構與城鎮化。（陜西西安710072）

一、問題提出

城鎮化是現代化的必由之路，也是保持經濟持續健康發展的強大引擎。國外對于城鎮化的研究更多關注城鎮化對環境、能源消費和人居環境適應等的影響方面。它們普遍認為，城鎮化會造成二氧化碳排放增加，微觀氣候變暖、能源消費增加，環境惡化，也會由于人口轉移而帶來環境適應問題，因此應該采取各種措施來克服這些問題。同時，國外學者也對金融在城鎮化發展中的特殊作用進行了研究，但大多集中于金融支持城鎮化發展中的基礎設施建設方面，認為基礎設施建設需要大量的資金投入，只有依靠金融發展和金融深化才能滿足這種需求。

近年來我國城鎮化的發展催生出了大量的研究成果。國內很多學者認為金融支持城鎮化發展的效率還存在改進空間、金融資源在城鎮化建設中沒有實現最優配置。資金來源單一使城鎮化建設加劇了政府財政負擔，現有金融體制難以有效匹配城鎮化建設資金供求雙方需求。而且，不同地區金融對新型城鎮化的支持效果存在明顯差異。雖然金融業發展對城鎮化具有正向促進作用，且在長期上該作用是逐漸增大的，但這一作用易受宏觀經濟波動和宏觀政策調整等外界客觀因素的影響。金融要更好地支持城鎮化發展，就必須找準金融支持城鎮化的切入點和重點領域。雖然學者們在此方面有些分歧，但無外乎支持對工業和基礎設施建設的金融扶持。

從目前的研究情況看，雖然已取得了較為豐富的成果，但金融支持城鎮化發展的路徑卻不清晰，金融作用于城鎮化的機制仍不明確。論文利用多重鏈式中介效應模型，對金融支持與城鎮化發展鏈條上的多個中介節點進行了分析，從而提出了較為清晰的金融支持城鎮化發展的路徑

二、理論分析和研究假設

金融體系為城鎮化建設提供的金融支持主要體現在以下幾個方面：首先是為城市基礎設施建設、城鎮房地產開發、城鎮公共服務體系建設等提供各種信貸資金，從而擴大城鎮規模，提供人口城鎮化流動所必需的各種硬件設施和基礎配套，為人口轉移提供基本生活設施，促進人口非農化轉移；其次是通過資金支持各種教育培訓機構發展，促使農業人口掌握新環境下的生產和生活技能，使其能適應城鎮就業市場需求，促進農村人口盡早、更好的在城鎮實現就業和融入城鎮生活。再次是通過資本要素流動的引導，促進各種生產要素的合理配置，從而帶動技術水平進步、產出水平和服務水平提升，為人口城鎮流動提供充分的、高品質的消費產品和市場服務，實現人口城鎮化流動中的消費結構升級和生活水平提升。最后是引導資金流向效率更高的農業現代化生產領域、工業和服務業領域，支持農業現代化和工業化發展，“促進城鎮發展與產業支撐、就業轉移和人口集聚相統一”，為城鎮人口就業和再發展提供產業支撐，優化產業結構，促進經濟增長。

基于以上分析，本文提出：

假設1：基礎設施建設在金融支持城鎮化發展中起到中介作用；

假設2：教育培訓在金融支持城鎮化發展中起到中介作用；

假設3：技術進步在金融支持城鎮化發展中起到中介作用；

假設4：產業結構調整在金融支持城鎮化建設中起到中介作用。

三、多重鏈式中介效應模型

自變量除了對因變量直接作用外，還有可能通過第三變量間接地對因變量產生作用。這個第三變量就是中介變量。如果自變量通過第三變量影響了因變量，就認為存在中介效應，否則認為不存在中介效應。

在一個中介效應模型中，自變量X對因變量Y的影響可能是通過一個中介變量來實現的（簡單中介效應模型，如圖1a），也可能是通過多個中介變量實現的（多重中介效應模型）。多重中介效應模型中，多個中介變量之間的關系可能是并行的（并行多重中介效應模型，如圖1b），也可能是順序性的（鏈式中介效應模型，如圖1c）。最為復雜的一種是多個中介變量之間既有并行關系，又有鏈型關系，從而形成復合式多重中介效應模型（如圖1d）。

圖1　中介效應模型

基于上面的分析及提出的假設，本文的假設與圖1d的復合式多重中介效應模型較為一致。因此，我們將采用多重鏈式中介效應模型對金融支持城鎮化的問題進行分析。

四、實證檢驗結果及分析

（一）指標選擇和樣本數據來源

基于數據的易得性和與模型變量之間的相關性，我們以城鎮化率來衡量各地區的城鎮化水平、金融規模來衡量金融支持情況。同時，用“年末金融機構各項貸款余額”來指代金融支持；分別對“城鎮住宅投資”和“醫院床位數”、“技術市場成交額”和“專利申請量”、“農民技術培訓學校畢業生數”和“職業高中畢業生數”進行標準化處理，并用各自的均值分別衡量公共設施建設、技術進步和教育培訓情況，利用第二、第三產業占GDP的比重來衡量產業結構變化情況。

所有數據均來源于我國31個省、市、自治區（由于數據缺失等原因，樣本中不包含西藏、香港、澳門等的數據）1995～2015年的統計年鑒。我們利用駱科東等（2004）提出的跨地區短時間序列的離散化方法，對獲得的跨地區時間序列數據進行處理，以消除地區內部不同年份之間數據的相關性，使其分別成為相互獨立的樣本個體。處理后，數據信度分析的Cronbach's Alpha系數為0.834，表明處理后的樣本數據具有很好的內部一致性，通過了信度檢驗。

（二）實證檢驗結果

檢驗中介效應有兩種常用方法。一種是逐步檢驗回歸系數法，但近年來不斷受到批評和質疑，很多人主張利用Bootstrap法直接檢驗系數乘積。溫忠麟等人對于這兩種方法的檢驗步驟進行過較為詳細的說明（溫忠麟等，2004）。檢驗的重點是a·b乘積是否顯著①系數a是自變量X對中介變量M的效應，系數b是控制了自變量X的影響后，中介變量M對因變量Y的效應。。由于Bootstrap法無需假設a·b是否服從正態分布，所以本文采用Bootstrap法來檢驗中介效應a·b的顯著性。

令X表示金融支持，Y表示城鎮化發展，M1、M2、M3、M4分別表示基礎設施建設、教育培訓、技術進步和產業結構等中介變量。

1.對簡單中介效應的檢驗

對基礎設施建設、教育培訓、技術進步和產業結構調整等在金融支持城鎮化發展的過程中的簡單中介效應檢驗結果如表1所示：

表1中，LLCI與ULCI分別是25%與97.5%分位數，二者用來估計95%的中介效應置信區間。如果區間［LLCI，ULCI］不包含0，則中介效應顯著，否則中介效應不顯著。

從表1中可以看出，基礎設施建設（M1）對城鎮化發展的中介效應并不顯著，但教育培訓（M2）、技術進步（M3）、產業結構調整對城鎮化發展的中介效應都較顯著，中介效應分別為0.0004、0.301和0.063。

2.對兩個中介變量鏈式中介效應的檢驗

對自變量X分別通過M1到M2、M1到M3、M1到M4、M2到M3、M2到M4、M3到M4可能影響Y的鏈式中介效應檢驗如表2、表3所示。

表2　金融分別通過M1到M2、M1到M3和M1到M4支持城鎮化發展的鏈式中介效應

在表2中，自變量X通過M1M2和M1M4的鏈式中介來影響Y的中介效應并不明顯，相反的，自變量X通過M1M3的鏈式中介效應非常明顯（區間LLCI= 0.034到ULCI=0.362中不包含0），中介變量M1M3在X影響Y的鏈式過程中，中介效應為-0.618。

表3　金融分別通過M2到M3、M2到M4和M3到M4支持城鎮化發展的鏈式中介效應

表3的結果表明，金融支持（X）通過M2M3的鏈式中介影響城鎮化發展的中介效應不顯著，但M2M4和M3M4分別作為中介變量，在金融支持城鎮化發展中卻有顯著的中介效應。M2M4的鏈式中介效應為-0.047，M3M4的鏈式中介效應為0.014。

3.對三個中介變量鏈式中介效應的檢驗

對金融支持分別通過M1到M2再到M3，M1到M2再到M4、M1到M3再到M4、M2到M3再到M4的鏈式中介效應的檢驗如表4和表5所示。

從表4可以看出，金融無法通過M1到M2再到M3來支持城鎮化發展，M1到M2再到M3的鏈式中介效應不顯著。但是，金融卻可以通過M1到M2再到M4的鏈式中介來支持城鎮化發展。

表4　金融通過M1到M2再到M3，M1到M2再到M4支持城鎮化的鏈式中介效應

從表5可以看出，金融也可以通過M1到M3再到M4，或者通過M2到M3再到M4等來支持城鎮化發展。中介變量M1到M2再到M4的鏈式中介效應為-0.036，中介變量M1到M3再到M4的鏈式中介效應為0.042，中介變量M2到M3再到M4的鏈式中介效應為0.014。

表5　金融通過M1到M3再到M4、M2到M3再到M4支持城鎮化的鏈式中介效應

4.對四個中介變量鏈式中介效應的檢驗

對金融可能通過M1到M2到M3再到M4的鏈式中介影響城鎮化發展的中介效應檢驗結果如表6所示。在表6中，區間［LLCI，ULCI］中包含0，金融通過M1到M2到M3再到M4的鏈式中介支持城鎮化發展并不顯著。

表6　金融通過四個中介變量支持城鎮化發展的鏈式中介效應

五、結論

金融支持城鎮化發展是一個多角度問題。一方面城鎮化發展離不開金融的大量投入和支持，另一方面金融資源必須通過有效途徑投入城鎮化發展中去，促進城鎮化水平的有效提升。學術界雖然對城鎮化發展中金融投入的作用和效應進行了較多研究，但鮮有涉及金融支持城鎮化有效路徑的分析。

本文以1995～2015年各省數據為基礎，通過將各省關聯的時間序列數據離散化處理，利用多重鏈式中介效應模型，對金融支持城鎮化的路徑進行了分析。通過分析，本文發現了九條存在顯著中介效應的金融支持城鎮化發展路徑，如表7所示。

表7　金融支持城鎮化發展的路徑

以上路徑中，只有路徑4和路徑7中的鏈式中介效應為負數。路徑4的鏈式中介效應為負數表明金融資源投入于基礎設施建設來促進技術進步從而促進城鎮化發展并不會最終提高城鎮化發展水平，反而會降低金融支持城鎮化發展的作用；路徑7的鏈式中介效應為負數表明金融資源投入于基礎設施建設來促進教育培訓的發展以引起產業結構調整從而促進城鎮化發展也并不會最終提高城鎮化發展水平。其他路徑中，鏈式中介效應均為正數，表明金融資源通過上述路徑可以有效地提高城鎮化發展水平。

根據上述結論，本文提出以下建議：（1）金融資源應該更多地投入到教育培訓、生產技術升級和產業結構調整中去。只有金融資源更多地配置到上述領域，金融資源才能在促進城鎮化發展中真正起到作用；（2）即使金融資源要配置到基礎設施建設上去，也要有選擇的進行基礎設施建設。只有那些能真正促進教育培訓從而引起產業技術進步和產業結構升級的基礎設施建設，才能發揮金融支持城鎮化的租用。（3）在金融支持城鎮化發展中要重視產業結構調整的作用和影響。在眾多金融支持城鎮化發展的路徑中，產業結構調整都扮演著重要的中介角色。因此，金融資源促進城鎮化發展的績效，在很大程度上受到了產業結構調整的影響。

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F207

A

1006-169X（2016）09-0022-05

陜西省軟科學計劃項目（2016KRM139）；西北工業大學人文社科與管理振興基金（3102014RW0044）。