林星

（福建師范大學，福建福州350108）

中國金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化的聯(lián)動性分析

林星

（福建師范大學，福建福州350108）

金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化具有相互促進的作用，城鎮(zhèn)化對金融發(fā)展具有積極地促進作用，同時金融發(fā)展也能夠為城鎮(zhèn)提供有利的資金保障。近年，隨著國家城鎮(zhèn)化步伐的加快與金融發(fā)展，研究二者聯(lián)動關系具有重要理論與現(xiàn)實意義。文中運用格蘭杰因果關系對金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化的聯(lián)動性進行實證分析，得出金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化之間存在較強的聯(lián)動性。

金融發(fā)展；城鎮(zhèn)化；Granger檢驗

一、引言

2012年，中央工作會議將新型城鎮(zhèn)化列為經(jīng)濟六大任務之一，新型城鎮(zhèn)化的實質(zhì)是農(nóng)業(yè)勞動力向非農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移、非農(nóng)業(yè)向城鎮(zhèn)集聚、農(nóng)村人口在空間上的轉(zhuǎn)換。新型城鎮(zhèn)化是未來我國經(jīng)濟增長的動力，是擴大內(nèi)需的最大潛力。1978-2012年，我國城鎮(zhèn)化水平取得了長足的進步，截止到2012年，我國城鎮(zhèn)化率已超過50%，達到51.27%，是1978年的2.5倍，但是離國際中等發(fā)達國家城鎮(zhèn)化85%的平均水平還有很大的距離。如何有效地提升我國城鎮(zhèn)化率成為關注的焦點。找尋影響城鎮(zhèn)化率的影響因素是解決這個問題的關鍵。城鎮(zhèn)化進程中，不可避免地觸及到實體經(jīng)濟與基礎設施的建設，會產(chǎn)生各種資金需求，而金融與實體經(jīng)濟始終相伴而生，金融機構能夠有效地籌集社會閑散資金，進而解決城鎮(zhèn)化建設中資金不足的問題；反過來，城鎮(zhèn)化進程的加速，也將為金融業(yè)發(fā)展打下基礎，基礎設施建設、道路建設能夠有效地為金融機構設點提供各種便利。因此，研究金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化的聯(lián)動性及內(nèi)在相互作用機制，有利于提升金融發(fā)展對城鎮(zhèn)化服務的質(zhì)量與效率，促進二者良性循環(huán)發(fā)展過程。

二、金融發(fā)展與城鎮(zhèn)的作用機理及相關理論

（一）作用機理

金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化存在相互促進、相互推動作用，一方面城鎮(zhèn)化快速發(fā)展離不開金融發(fā)展水平的支持；另一方面金融業(yè)的擴張也要以城鎮(zhèn)化為基礎。金融發(fā)展通過一定的機制對城鎮(zhèn)化產(chǎn)生重要作用：其一，在城鎮(zhèn)化初期需要進行大量的基礎設施建設與房地產(chǎn)開發(fā)等，這需要大量資本的支持，包括外資、財政支出以及貸款等，而貸款是主要來源，而金融機構能夠有效地籌集社會閑散資金轉(zhuǎn)化為資本，從而為城鎮(zhèn)化建設提供資金保障；其二，伴隨著城鎮(zhèn)化進程加速,農(nóng)村人口的就業(yè)也相應地向二、三產(chǎn)業(yè)集聚,金融機構能有效地提供部分就業(yè)機會。反過來，城鎮(zhèn)化也會對金融發(fā)展產(chǎn)生積極影響：其一，城鎮(zhèn)化的加速發(fā)展，包括基礎設施的建設以及房地產(chǎn)的開發(fā)等，為金融的發(fā)展奠定了良好的基礎；其二，城鎮(zhèn)化建設加速發(fā)展，對資本的需求上升，金融機構之間會形成有效的競爭機制，這將有利于提升金融服務質(zhì)量與效率。

（二）相關理論

金融發(fā)展水平與城鎮(zhèn)化的相互作用一直備受學術界關注，學者不斷從理論及實證角度論證金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化之間的內(nèi)在聯(lián)系。部分學者研究金融發(fā)展對城鎮(zhèn)化的影響，張宗益、許麗英（2006）基于1952-2003年數(shù)據(jù)進行實證，結果顯示金融發(fā)展（規(guī)模擴張、結構調(diào)整等）能夠?qū)Τ擎?zhèn)化發(fā)展起到有效的主推作用；鄭枚和傅強（2008）基于重慶市城鎮(zhèn)化影響因素的考量，發(fā)現(xiàn)金融水平是其中一個主要因素；賈洪文和胡殿萍（2003）基于1991-2011年時間序列進行實證分析，發(fā)現(xiàn)金融中介發(fā)展指數(shù)和金融中介發(fā)展規(guī)模是城鎮(zhèn)化水平重要影響因素，但金融效率卻不是城鎮(zhèn)化水平的影響因素。另外，部分學者論證了金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化之間相互互動機制，蒙蔭莉（2003）基于Granger因果檢驗，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化與金融發(fā)展之間存在雙向因果關系；鄭長德（2007）通過理論與實證分析，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化與金融中介發(fā)展之間存在一種良好的互動機制。

三、金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化聯(lián)動性的實證分析

（一）指標設計和數(shù)據(jù)選取

1、金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化指標。要分析我國金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化的聯(lián)動效應，選取合理且滿足理論要求又反映實際的指標，才能夠保證實證結果的適用性。第一金融發(fā)展水平指標。金融發(fā)展水平衡量包括總量規(guī)模擴張與結構優(yōu)化兩個方面，其中金融總量擴張常用麥金農(nóng)的/來衡量，但Levine等學者（2001）指出其不能有效地反映負債的情況以及金融系統(tǒng)的資金配置效率情況，Demetriades等學者用貸款與國內(nèi)生產(chǎn)總值比值的貸款相關比率（）替代傳統(tǒng)的指標，這樣能夠有效衡量金融規(guī)模擴大以及資金的配給效率，選用貸款（）與國內(nèi)生產(chǎn)總值（）的比值（即/），比較適合我國實際情況；依據(jù)麥金農(nóng)的金融結構優(yōu)化觀點，民間金融與非正規(guī)金融的正規(guī)化有利于打破金融抑制，基于此彭建剛、李關政（2006）表示金融結構比率=（）/,其中代表貸款總額，代表國家金融機構的貸款。衡量城鎮(zhèn)化存在很多指標體系，其中人口城鎮(zhèn)化指標是最為普遍的一種，筆者選用這一指標，即城鎮(zhèn)化率=/,其中代表城鎮(zhèn)化人口，代表全國人口比值。

2、數(shù)據(jù)的來源與處理。筆者運用1978-2012年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《2012年中國統(tǒng)計年鑒》以及CNKI數(shù)據(jù)庫等。為了消除這些數(shù)據(jù)的異方差現(xiàn)象出現(xiàn)，分別對以上數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，分別將變量變化為，變化后不會改變原來時間序列的協(xié)整關系，實證分析中所用軟件為Eviews6.0。

（二）實證分析

1、平穩(wěn)性檢驗

對以上取對數(shù)的各變量進行協(xié)整分析與格蘭杰因果關系檢驗之前，必須先檢驗這些變量是否平穩(wěn)。筆者運用ADF單位根檢驗方法對給出的各變量及其階差分進行平穩(wěn)性檢驗，直到所有的解釋變量都滿足平穩(wěn)性，具體分析見表1。

由表1可知，在5%的顯著性水平下，取對數(shù)的各解釋變量的檢驗值均大于其臨界值即P概率值小于5%，說明取對數(shù)各解釋變量存在單位根，序列是不平穩(wěn)的。但是其一階差分的檢驗值均小于其臨界值即概率值大于5%，表明一階差分序列是平穩(wěn)序列。經(jīng)過檢驗發(fā)現(xiàn)，一階差分向量都是平穩(wěn)的，或者說它們均是一階單整序列。因此，可以進一步進行協(xié)整檢驗、格蘭杰非因果關系檢驗、脈沖響應函數(shù)分析和方差分解等過程。

表1 的單位根檢驗結果

見表1，可知原時間序列的檢驗值均大于5%顯著性水平下的臨界值，即概率值都大于0.05，因此接受原假設，說明原時間序列不是平穩(wěn)序列，對原時間序列進行差分后，其檢驗值均小于5%顯著性水平下的臨界值，說明、、是平穩(wěn)序列，綜上可知時間序列是一階平穩(wěn)序列。

2、協(xié)整檢驗

在建立VAR模型之前，首先通過AIC、SC信息準則，發(fā)現(xiàn)在滯后3期，AIC與SC的值最小，初步確定VAR模型滯后2階為最優(yōu)，從而建立滯后2階VAR模型，并進行穩(wěn)定性檢驗。使用無趨勢的Johansen協(xié)整檢驗來驗證三個變量之間的協(xié)整關系，結果見表2。

表2 三變量之間的Johansen檢驗結果

由表2可知，當時，軌統(tǒng)計量大于1%顯著水平下臨界值，即相伴概率小于0.01，接受原假設，表明變量之間不存在協(xié)整關系；當時，軌統(tǒng)計量小于1%顯著性水平下臨界值，即相伴概率大于0.01，拒絕原假設，辨明變量之間多存在一個協(xié)整關系。綜合可知在1%顯著性水平下，變量之間存在一個協(xié)整關系，得到的協(xié)整方程如下：

由以上方程可知，城鎮(zhèn)化指數(shù)與貸款相關比率、金融結構比率之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系，兩者與城鎮(zhèn)化指數(shù)均呈現(xiàn)正相關關系，貸款相關比率增加1%，城鎮(zhèn)化水平上升0.514個百分點，金融結構每增加1個百分點，城鎮(zhèn)化水平上升0.07個百分點，貸款相關比率對城鎮(zhèn)化指數(shù)的作用明顯優(yōu)于金融結構比率對城鎮(zhèn)化的作用，這說明金融發(fā)展水平的高低對城鎮(zhèn)化的發(fā)展具有積極的推動作用，但金融結構優(yōu)化水平對城鎮(zhèn)化的作用還未凸顯。

3、格蘭杰非因果關系檢驗

從上分析，變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，但變量之間是否存在因果關系還有待進一步檢驗。因此，筆者通過格蘭杰是非因果關系檢驗各經(jīng)濟變量之間是否存在因果關系，以及是單向還是雙向因果關系？具體的檢驗結果見表3。

表3 的Granger因果檢驗結果

由表3可以得出，在5%顯著性水平下，F(xiàn)檢驗值都相對比較大，概率值都小于0.05，拒絕原假設，說明貸款相關比率是城鎮(zhèn)化的格蘭杰原因，同時城鎮(zhèn)化也是貸款相關比率的格蘭杰原因；同理，金融結構比率是城鎮(zhèn)化的格蘭杰原因，城鎮(zhèn)化也是金融結構比率的格蘭杰原因。綜合可知，中國金融發(fā)展水平與城鎮(zhèn)化之間存在雙向格蘭杰因果關系。

四、結論

通過以上ADF檢驗、Johansen協(xié)整檢驗以及Granger因果檢驗，考察城鎮(zhèn)化與金融發(fā)展水平之間的關系，得到如下結論：

1.利用ADF檢驗與Johansen協(xié)整檢驗，三者之間存在一種長期穩(wěn)定的協(xié)整關系，證明了金融發(fā)展規(guī)模擴張、金融結構優(yōu)化與城鎮(zhèn)化率三者之間存在長期穩(wěn)定的關系。

2、通過進一步的Granger因果檢驗得出，金融發(fā)展規(guī)模擴張、金融結構優(yōu)化與城鎮(zhèn)化之間存在雙向因果關系，說明金融發(fā)展規(guī)模擴張、金融結構優(yōu)化有利于推進我國城鎮(zhèn)化進程，同時城鎮(zhèn)化進程也將有利于加速金融數(shù)量以及質(zhì)量的提升，推進我國金融發(fā)展水平的發(fā)展。

3、證實結果顯示，金融結構優(yōu)化程度與城鎮(zhèn)化影響較少，說明非正規(guī)金融的民間融資在城鎮(zhèn)化過程中發(fā)揮的效應較低，城鎮(zhèn)化過程主要的投資來源于政府的支持。

綜上可知，我國金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化之間存在著聯(lián)動性，金融水平的發(fā)展包括金融總體規(guī)模的擴張和金融結構優(yōu)化，能夠為城鎮(zhèn)化提供有效的資金保障，從而有利于加快城鎮(zhèn)化進程；反過來，隨著城鎮(zhèn)化進程的推進，能夠有效地提升我國金融發(fā)展水平。

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F299．2

A

1671-5136(2014)01-0079-03

2014-01-14

林星（1983-），男，福建福州人,福州師范大學經(jīng)濟學院西方經(jīng)濟學2011級碩士研究生。