金融集聚對新型城鎮化影響的門檻效應

李偉軍，王春陽

(1.復旦大學 經濟學院，上海 200433；2.安徽工業大學 商學院，安徽 馬鞍山 243002)

一、問題提出

新型城鎮化是新時期我國實現現代化的必由之路[1]。與傳統意義不同，新型城鎮化強調以人為本，致力于解決戶籍、生態、宜居和協調發展等難題。這需要投入巨大資金，全面提升城市綜合承載力。從資金來源看，依靠財政單一口徑很難滿足，迫切需要金融外部支持。實際上，近年來伴隨著城鎮化進程，金融業空間集聚愈加明顯。除去起步較早的北京金融街和上海陸家嘴外，深圳前海、天津濱海、鄭州鄭東新區、成都國際金融中心等一批區域性金融中心加速形成。從歷史經驗來看，金融化及其空間集聚是城鎮化發展的高級形態，是地區經濟社會繁榮的標志，例如美國曼哈頓、英國倫敦、日本東京和中國香港等。究其原因：一方面，城鎮化與人口遷移、工業化和產業升級相互交織，促進就業、貿易、基礎設施建設等微觀經濟活動多元化，進而刺激支付清算、資源配置、價格發現、套期保值和風險管理等在內的金融服務需求，提供金融業發展的巨大成長空間。另一方面，從產業集聚內部規律來看，金融集聚能帶來資源要素的空間整合，有效激發金融業的范圍效應和規模效應，降低區域金融交易成本[2]，為城鎮化建設提供多元化、可持續、低成本的資金來源[3]，以及增進資源配置功能，推動產業轉型升級[4]。然而，從已有研究來看，學者們從線性關系角度對金融集聚與城鎮化的研究較多，但對不同發展階段下兩者的非平衡性和非線性問題缺乏應有關注。這有必要引起學者們足夠的重視。基于此，本文在構建并測度金融集聚與新型城鎮化水平基礎上，基于面板門檻模型展開討論，嘗試回答上述問題。

二、文獻綜述

金融有助于提升城鎮建設和綜合承載力。無論是道路、橋梁、建筑和各類場館等硬件類的基礎設施建設，還是教育、醫療、衛生和行政管理等軟件類的公共服務，都需要巨大的資金支持。Richard B.Andrews研究了美國和英國等發達國家和地區的經濟發展水平和投資水平對城鎮化的影響，發現資金投入水平在城鎮化建設中起著決定性因素[5]。美國19世紀以來的城鎮化經驗表明，通過金融對鐵路交通建設的支持，大大促進了人口遷移和城鎮化進程[3]。Cho,Wu & Boggess研究了美國五個州城鎮化水平、金融發展和土地制度三者之間的內在聯系，發現金融發展有力地刺激了土地投資開發熱情，進而推動了城鎮化空間擴張[6]。新世紀以來，在快速推進的城鎮化背景下，國內學者愈加關注金融與城鎮化的關系。汪小亞對金融和財政性資金來源進行了區分，證實金融通過基礎設施建設、中小微企業的成長、人口規模擴大等途徑推進了城鎮化進程[7]。鄭長德認為金融中介機構有利于促進生產要素優化配置，提高資本配置效率，最終通過金融市場結構優化推進城鎮化進程[8]。陳元從開發性金融角度論證了金融推動城鎮基礎設施建設和產業結構優化升級的作用[9]。邵光清等通過構建面板VEC模型得出我國城鎮化和金融發展在中長期存在互為因果的邏輯關系[10]。

金融有利于通過產業升級和知識溢出等支持新型城鎮化。于斌斌基于城市動態空間面板模型研究發現，金融集聚通過空間溢出促進了產業結構升級。生產性服務業集聚，尤其是金融集聚能吸引大量的財務、法律、計算機等高端人才，推動高級人力資本向城市轉移和集聚[11]。同時，巨額投資會衍生創造大量就業機會，為農業轉移人口提供收入機會，進而增強人口流動穩定性[12]。此外，李寶禮等基于中國30個省份的面板數據，分析了金融集聚對城鎮化發展的時空效應及其傳導路徑[13]。俞思靜等以江浙滬25個市為研究對象，構建金融集聚與新型城鎮化評價指標體系，采用 PLS模型和耦合模型測度兩者的發展水平及耦合協調度，分析其時空分異規律[14]。王周偉等研究了金融集聚和新型城鎮化的序列相關性與空間相關性，從網絡關聯視角討論了金融集聚支持新型城鎮化發展的直接效應、間接效應及總效應[15]。

已有研究取得了豐碩的研究成果，帶給我們許多有益啟發。然而，多數研究的前提假設往往基于線性條件，忽視了現實背景下存在的區域發展不平衡及其非線性問題，更未深入探討處于不同發展階段下的金融集聚對新型城鎮化的影響問題，這成為本文關心的重點。

二、計量模型、變量與數據描述

(一)計量模型設定

本文引入Hansen[16]的面板門檻計量模型，采用多次抽樣的Bootstrap方法估計門檻值的統計顯著性。在無法提前確定門檻個數及形式情況下，我們分別設定單一門檻模型和雙重門檻模型，具體公式如下：

Lnurbit=αi+βXit+η1LnfinitI(finit≤γ1)+η2LnfinitI(finit>γ1)+εit

(1)

Lnurbit=αi+βXit+η1LnfinitI(finit≤γ1)+η2LnfinI(γ1γ2)εit

(2)

其中，i表示地區，t表示年份；Lnurb為被解釋變量，即新型城鎮化；Lnfin為解釋變量，即金融集聚，同時也是門檻變量；X為一組對解釋變量產生較大影響的控制變量；β為各控制變量相應的系數，表明各控制變量的影響程度；γ1和γ2代表不同的門檻值。

(二)變量選擇

1.新型城鎮化(Lnurb)。借鑒肖峰等的研究[17]，從人口發展、經濟高效、功能完善、城鄉協調和環境美好五方面構建城鎮化評價指標。同時，在對變量對數化處理并消除異方差的基礎上，采用儲莎等的變異系數法進行測度[18]。

2.金融集聚(Lnfin)。金融集聚不僅是一種社會現象，還是一種行業綜合下的動態演化過程[19]，也通常需要綜合指標體現[20]。選取銀行業、證券業和保險業等三大方面，細分一級指標和二級指標，構建金融集聚綜合指標體系。

3.控制變量(X)。選擇人力資本(Lnedu)、產業結構(Lnais)、政府財政支出(Lngov)和固定資產投資(Lninv)作為控制變量。其中，人力資本(Lnedu)用人均受教育水平作為人力資本的代理變量[21]，將每一種受教育水平按一定的受教育年限進行折算，然后乘以該教育水平的人數并加總，最后除以相應的總人口得到人均受教育水平。大學(及以上)以16年計，其他受教育水平的年限處理為：高中12年，初中9年，小學6年，文盲0年。產業結構用二、三產業增加值之和與GDP比重表示；政府財政支出用政府財政支出占GDP比重表示；固定資產投資用全社會固定投資額占GDP比重表示。

(三)數據描述

1.數據來源

采用中國大陸31個省、自治區和直轄市級2006～2015年面板數據，數據主要來源于《中國統計年鑒》、《中國區域金融運行報告》、各省市區統計年鑒和國家統計局網站。其中，為反映地區差異，按照國家統計局的標準進行劃分東中西部①。

2.數據描述

表1 各變量描述性統計

根據表1，描述性統計結果表明：(1)產業結構比例、新型城鎮化和固定資產投資發展程度相對均衡，最大值與最小值的比值分別為1.09、1.38和1.51；(2)金融集聚、新型城鎮化、財政支出和人力資本的不平衡特征明顯，最大值與最小值的比例分別達到6.29、2.31和1.76。其中，金融集聚的非均衡性最為明顯，達到最高值6.29。進一步，為更直觀地反映金融集聚與新型城鎮化的演化分布，圖1和圖2分別給出2006年度和2015年度測度數據。

圖1 2006年省域金融集聚與新型城鎮化水平

圖2 2015年省域金融集聚與新型城鎮化水平

可以看出，從2006年到2015年，中國省域金融集聚與新型城鎮化水平加速攀升，但區域分化不斷增強。十年來，東部區域的北京、上海、廣東一直占據金融與城鎮化的最高層級，其中北京金融集聚水平已反超上海和廣東；江蘇、浙江、山東和天津的領先優勢也在不斷加大，但遼寧的下滑趨勢明顯，2015年指標顯示已滑落至中部陣營；此外，中西部分化也愈加明顯，青海、西藏、新疆、海南等西部地區與中部省份的差距逐漸拉大。這進一步揭示出從非線性角度去討論金融集聚與新型城鎮化關系的必要性。

三、實證分析

(一)全樣本分析

首先，運用stata12.0對變量進行LLC和IPS檢驗，結果表明所有變量的一階差分數據平穩且不存在單位根。通過檢驗確定計量模型為雙重門檻形式(限于篇幅，具體檢驗結果作者保留備查)，同時給出固定效應和隨機效應結果以便于比較，見表2。

表2 全樣本分析

注：全國樣本金融集聚的雙重門檻值分別為2.18和3.84，***、**、*分別表示在1%、5%、10%的置信水平上顯著；括號里的是T統計量。

表2可知，金融集聚與新型城鎮化間存在雙重門檻效應，門檻值分別為2.18和3.84，兩者間存在非線性關系。其中，當金融集聚水平處于2.18水平以下時，金融集聚對新型城鎮化的影響系數為0.036；當金融集聚水平位于2.18和3.84之間時，影響系數為0.067；當金融集聚水平高于3.84時，影響系數達到最大值0.103。進而表明，從全國范圍來看，金融集聚水平越高越有利于促進新型城鎮化的發展，兩者關系不僅是正向的，而且還表現出門檻效應，這對于我們更好地認識當前快速推進的新型城鎮化與金融集聚伴生現象提供了實證依據。另外，通過比較，雖然線性模型(固定效應、隨機效應)結果也驗證了金融集聚對新型城鎮化的正向促進，但僅為簡單線性關系，未能反映不同發展階段的差異。

(二)分地區樣本分析

為比較地區差異，進一步對東、中、西部進行分樣本檢驗，見表3。

由表3知，金融集聚對新型城鎮化存在顯著的門檻效應和地區差距。東部樣本中，當金融集聚門檻值低于1.72時，其對新型城鎮化的影響系數為-0.445，隨著金融集聚門檻值分別提升至1.72和3.81水平之上時，其影響系數由負變正，且不斷加大為0.034和0.067。西部地區樣本的分析結果顯示，金融集聚對新型城鎮化的影響系數一直為正，當金融集聚門檻值分別達到1.44和2.13水平時，其影響系數分別為0.097、0.164和0.201，同樣存在加速效應，并且與東部地區相比，其影響系數更大，表明西部地區金融集聚對新型城鎮化帶來的邊際效應更加明顯。然而與東部和西部的結論不同，中部地區的結果顯示，在1.86和2.35的金融集聚門檻水平上其對新型城鎮化間的影響系數為負，隨著金融集聚水平的提高其系數分別為-0.143、-0.102和-0.071，呈不斷縮小趨勢。

四、結論與啟示

本文基于2005～2016年省級面板數據考察了金融集聚對新型城鎮化的影響。結果表明：(1)十多年間，中國東中西部金融集聚與新型城鎮化水平整體提高，但區域差距并未收斂，不平衡特征依然明顯，呈典型梯度分布。(2)金融集聚對新型城鎮化影響存在顯著的門檻效應。其中，東部地區的影響系數由負變正且不斷加大，反映出金融集聚對新型城鎮化的推動機制不斷優化，金融發展內在提升了經濟發展、生態宜居和城鄉協調。中部地區兩者的影響關系為負，雖然這種負向關系有不斷縮小趨勢但尚未出現由負變正的本質性改變，這意味著，雖然近年來中部經濟增速有所增強，但金融與功能完善、城鄉協調和環境美好等新型城鎮化特征要素間的融合機制尚未健全，有待進一步探索。其原因可能在于，現階段中部地區城鎮化正處于大力推動基礎設施建設和“追趕”的粗放型發展階段，大拆大建類項目多，進而對生態、環保和創新等代表發展質量的項目產生資金的“擠出效應”；同時，目前以銀行為主導的金融體系下，普遍實行的資金審貸分離政策有可能進一步加劇對中部地區的“虹吸”，進而削弱金融集聚對新型城鎮化的貢獻。另外，西部地區結果顯示，金融集聚對新型城鎮化具有顯著的正向影響，反映出兩者間融合情況良好。

表3 東中西部分樣本分析

注：東部地區門檻值分別為1.72和3.81；中部地區門檻值分別為1.86和2.35；西部地區門檻值分別為1.44和2.13。*、**、***分別代表在10%、5%、1%統計水平上顯著；括號里的是T統計量。

本文研究結果意味著，在整體推進新型城鎮化戰略過程中，區域發展的不平衡客觀存在。從金融集聚層面來講，不僅要重視其對新型城鎮化的積極推動作用，還要充分認識階段差異和地區差異，高度重視中部地區的金融集聚水平和質量，優化資金投資方向和效率，大力推動創新驅動與生態環保建設，以全面統籌協調推進全國新型城鎮化戰略。

注釋：

①東部地區：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南，共11省份；中部地區：山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南，共8省份；西部地區：內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆，共12省份。