■ 趙曉慧（石河子大學商學院 新疆五家渠 831300）

引言

城鎮(zhèn)化和工業(yè)化是區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展過程中的兩大重要方面。而金融發(fā)展作為經(jīng)濟增長的一個必要條件，在不同時期是否對城鎮(zhèn)化和工業(yè)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(zhèn)化建設問題，區(qū)域性的金融經(jīng)濟發(fā)展，城鄉(xiāng)一體化發(fā)展。因此，理清城鎮(zhèn)化、工業(yè)化與金融發(fā)展三者之間內在聯(lián)系，如何讓金融發(fā)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(zhèn)化、工業(yè)化的聯(lián)動發(fā)展，成為研究的必要問題。

目前，對于城鎮(zhèn)化、工業(yè)化和金融發(fā)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(yè)化與城鎮(zhèn)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(fā)展與城鎮(zhèn)化進程進行格蘭杰檢驗，結果顯示，以人口計量的城鎮(zhèn)化率與金融發(fā)展之間存在因果關系。郭江山（2011）利用河北省相關數(shù)據(jù)，研究城鎮(zhèn)化、工業(yè)化與金融發(fā)展內在關系，結果表明，金融發(fā)展和工業(yè)化促進城鎮(zhèn)化的發(fā)展，同時城鎮(zhèn)化顯著影響工業(yè)化的進程。張士濤（2010）通過建立VAR和VECM模型評價工業(yè)化和金融發(fā)展之間的強度和方向，認為金融發(fā)展長期影響中國從農業(yè)國向工業(yè)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(qū)數(shù)據(jù)，利用誤差修正模型，發(fā)現(xiàn)從長期看金融發(fā)展能夠促進城鎮(zhèn)化，但在短期內金融發(fā)展對城鎮(zhèn)化沒有影響。王文勝（2009）對西部地區(qū)金融發(fā)展與工業(yè)化發(fā)展分析，得出金融發(fā)展促進工業(yè)化進程，但工業(yè)化對金融發(fā)展作用不顯著。伍艷（2004）提出金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化發(fā)展內含著一種互動機制，金融發(fā)展可以通過高比例儲蓄轉化為投資、提高資本配置效率、優(yōu)化金融市場結構等方面促進城鎮(zhèn)化的發(fā)展。二是基于省際數(shù)據(jù)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(fā)展與工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的動態(tài)關系，結果顯示新疆工業(yè)化與城鎮(zhèn)化之間發(fā)展不協(xié)調。張玉霞（2012）利用典型相關分析新疆兵團金融發(fā)展水平與人口、產業(yè)、空間城鎮(zhèn)化四者的關系，結果表明金融規(guī)模與效率促進發(fā)展，金融結構抑制金融發(fā)展，人口與產業(yè)抑制城鎮(zhèn)化發(fā)展。

從已有研究成果發(fā)現(xiàn)，大多數(shù)學者都是對金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化、工業(yè)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(qū)域的角度分析三者之間關系，本研究的創(chuàng)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(shù)據(jù)，取五省的平均水平，利用ADF檢驗、Johansen協(xié)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(zhèn)化、工業(yè)化和金融發(fā)展之間的內在聯(lián)系，并根據(jù)西北五省的經(jīng)濟發(fā)展情況提出建議。

變量選擇及數(shù)據(jù)來源

（一）變量選擇

城鎮(zhèn)化指標。反映城鎮(zhèn)化水平高低的一個重要指標是城鎮(zhèn)化率，而城鎮(zhèn)化的發(fā)展是城鎮(zhèn)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(yè)收入時，農民將會從事非農活動，而農民也將實現(xiàn)農業(yè)向非農業(yè)的身份轉變，即城鎮(zhèn)化是指農村人口轉移為城鎮(zhèn)人口的過程。因此，本文選取的城鎮(zhèn)化率為非農人口占總人口的比例，即：

城鎮(zhèn)化率（UR）=非農業(yè)人口/總人口

工業(yè)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(qū)域的經(jīng)濟增長與經(jīng)濟結構可以反映工業(yè)化的發(fā)展水平，即第一產業(yè)所占比重下降，二、三產業(yè)占比上升。本文采用二、三產業(yè)的增加值之和占GDP的比重來代表工業(yè)化發(fā)展程度，即：

工業(yè)化（GY）=（第二產業(yè)增加值+第三產業(yè)增加值）/生產總值

金融發(fā)展指標。美國經(jīng)濟學家戈德史密斯1969年在金融結構與發(fā)展理論中首次提出金融相關率（FIR）一詞，用來衡量金融發(fā)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(yè)外的其他金融中介發(fā)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(fā)展水平，即：

金融相關率（FIR）=地區(qū)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(shù)據(jù)來源

本文選取西北五省1978-2012年城鎮(zhèn)化率、工業(yè)化率、金融相關率的年度數(shù)據(jù)，用五省每年的平均水平來衡量城鎮(zhèn)化、工業(yè)化、金融發(fā)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(shù)處理，得到城鎮(zhèn)化、工業(yè)化和金融發(fā)展指標LNUR、LNGY和LNFIR。數(shù)據(jù)來源于2013年《新疆統(tǒng)計年鑒》、《陜西統(tǒng)計年鑒》、《甘肅統(tǒng)計年鑒》、《青海統(tǒng)計年鑒》、《寧夏統(tǒng)計年鑒》、各省國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報。

實證檢驗與分析

預測宏觀經(jīng)濟問題中變量的聯(lián)系，通常利用聯(lián)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(wěn)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(jīng)濟學家西姆斯（C.A.Sims）發(fā)現(xiàn)的，它是將單個內生變量與其所有的滯后值的函數(shù)來構造模型。VAR模型主要用于預測和分析隨機擾動對系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，沖擊的大小、正負及持續(xù)的時間，其數(shù)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(shù)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(shù)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(xié)整檢驗、脈沖響應函數(shù)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(shù)據(jù)為時間序列數(shù)據(jù)，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(wěn)性會破壞模型的假設，因此需要根據(jù)ADF檢驗，先對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)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(xié)整關系。

（二）協(xié)整檢驗

協(xié)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(jīng)濟問題中非平穩(wěn)時間序列之間長期穩(wěn)定的關系，處理多變量間的協(xié)整檢驗，它可以得到全部協(xié)整關系，并且檢驗功效更穩(wěn)定，效果優(yōu)于EG檢驗。在協(xié)整檢驗前，需要確定模型的滯后階數(shù)，因為要有足夠數(shù)目的滯后項和自由度，才能完整反映所構造模型的動態(tài)特征。因此在存在一階單整的基礎上，最終確定最優(yōu)滯后階數(shù)為1，在此基礎上運用Johansen協(xié)整似然比（LR）檢驗研究三者之間的關系，如表2顯示，根據(jù)P值判定顯著性水平，得到城鎮(zhèn)化、工業(yè)化和金融發(fā)展指標之間存在長期均衡關系。

表2 協(xié)整檢驗結果

表3 城鎮(zhèn)化、工業(yè)化與金融發(fā)展的格蘭杰因果關系分析

（三）格蘭杰因果檢驗

通過協(xié)整關系說明城鎮(zhèn)化、工業(yè)化與金融發(fā)展之間存在顯著關系，為探求三者之間具體的內在聯(lián)系需要用格蘭杰因果檢驗。經(jīng)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(yè)化與金融發(fā)展存在單向格蘭杰因果關系，即金融發(fā)展促進工業(yè)化的發(fā)展。因為金融發(fā)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(yè)增長。而結果顯示金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化之間沒有顯著的因果關系，這與現(xiàn)實經(jīng)濟意義有一定偏差，但不能代表金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化之間沒有關系，因為格蘭杰因果檢驗是對數(shù)據(jù)間變動的先后順序關聯(lián)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(zhèn)化程度不高以及城鎮(zhèn)建設的滯后，而城鎮(zhèn)化發(fā)展對金融發(fā)展無法起到促進作用。

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

（四）脈沖響應函數(shù)分析

脈沖響應函數(shù)（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(tài)影響。因此，進行脈沖響應函數(shù)分析并預測三者之間的動態(tài)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(yè)化對金融發(fā)展為負響應，隨著時間的推后，金融發(fā)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(wěn)定；由圖2可得，在前2年，脈沖響應有較明顯的增長，工業(yè)化對城鎮(zhèn)化為正響應，并長期影響工業(yè)化的發(fā)展。從經(jīng)濟意義上說，西北五省金融的發(fā)展和城鎮(zhèn)化長期推動工業(yè)化進程。

2.由圖3可得，金融發(fā)展對工業(yè)化基本無響應；由圖4可得，在前2年，金融發(fā)展對城鎮(zhèn)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(wěn)增長，但響應較弱。從經(jīng)濟意義上說，工業(yè)化的發(fā)展對金融發(fā)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(qū)主要以農業(yè)為主，工業(yè)化程度較低且發(fā)展緩慢，因此并沒有促進金融發(fā)展。而在城鎮(zhèn)化發(fā)展初期，對金融發(fā)展沒有促進作用，發(fā)展到一定程度后，逐漸促進金融發(fā)展，由于西北地區(qū)城鎮(zhèn)化水平較低，落后于城鎮(zhèn)化平均水平，在城鎮(zhèn)化初期，主要發(fā)展第一產業(yè)，使產業(yè)結構不合理，因此對金融發(fā)展的促進作用并不明顯。

3.由圖5可得，城鎮(zhèn)化對金融發(fā)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(zhèn)化對工業(yè)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(wěn)定在0.01不變。從經(jīng)濟意義上說，西北五省金融發(fā)展對城鎮(zhèn)化的發(fā)展缺乏動力，但金融業(yè)仍是城鎮(zhèn)化的動力之一，并且工業(yè)化發(fā)展促進城鎮(zhèn)發(fā)展。

圖1 工業(yè)化對金融發(fā)展脈沖圖

圖2 工業(yè)化對城鎮(zhèn)化脈沖圖

圖3 金融發(fā)展對工業(yè)化脈沖圖

圖4 金融發(fā)展對城鎮(zhèn)化脈沖圖

圖6 城鎮(zhèn)化對工業(yè)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(fā)展水平方差分解的結果來看，金融發(fā)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(zhèn)化對金融發(fā)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(zhèn)化促進金融發(fā)展，而工業(yè)化對金融發(fā)展影響不顯著，這與格蘭杰因果檢驗結果一致。

從城鎮(zhèn)化水平方差分解的結果來看，城鎮(zhèn)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(fā)展和工業(yè)化對城鎮(zhèn)化的影響隨時間的推移不斷增強，但工業(yè)化對城鎮(zhèn)化的作用大于金融發(fā)展對城鎮(zhèn)化的影響。

從工業(yè)化方差分解結果來看，初期工業(yè)化對當期自身因素沖擊最大，金融發(fā)展和城鎮(zhèn)化對其影響較弱，但工業(yè)化發(fā)展到后期時，金融發(fā)展和城鎮(zhèn)化對工業(yè)化的影響明顯增強，而受自身因素沖擊迅速減弱，這與現(xiàn)實經(jīng)濟相符，說明金融發(fā)展和城鎮(zhèn)化的水平對工業(yè)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(shù)據(jù)，研究工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與金融發(fā)展之間的動態(tài)關系，通過VAR模型的動態(tài)分析，得到如下結果：

通過單位根、協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)，西北五省城鎮(zhèn)化、工業(yè)化和金融發(fā)展三者相互關聯(lián)，存在一階協(xié)整關系，并存在長期均衡關系，而且從格蘭杰因果檢驗中發(fā)現(xiàn)金融和城鎮(zhèn)化發(fā)展促進工業(yè)化發(fā)展。

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

（二）建議

根據(jù)上述分析和實證結果，針對西北五省區(qū)域發(fā)展現(xiàn)狀，提出以下幾條建議：

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

加大城鎮(zhèn)化建設力度，推動有特色的城鎮(zhèn)化建設，以城市群為主體形態(tài)發(fā)展城鎮(zhèn)化。西北五省較內地沿海城市而言，城鎮(zhèn)化發(fā)展起步較晚，經(jīng)濟發(fā)展落后，重點培育區(qū)域性城市群，以經(jīng)濟較為發(fā)達的地區(qū)作為中心城市，發(fā)展西部地區(qū)城市群，如新疆地區(qū)的烏昌石城市群，甘肅地區(qū)的蘭州城市群等，以城市群為主要平臺，發(fā)揮中心城市的輻射力，協(xié)調區(qū)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(qū)域城市間產業(yè)分工、基礎設施等協(xié)調聯(lián)動。

加快金融機構體系的完善，加強金融監(jiān)管，推進金融集聚。建立一個多層次、廣覆蓋、可持續(xù)的金融服務體系，針對區(qū)域間差異創(chuàng)新出適應該地區(qū)發(fā)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(jīng)濟能力使用金融產品，促進金融發(fā)展的同時推動城鎮(zhèn)化的進程。將金融產業(yè)集聚到中心城市，通過金融集聚效應、規(guī)模效應的發(fā)揮，促進區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展，為城鎮(zhèn)化、工業(yè)化提供金融支持。

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