趙瑞娟

中圖分類號：F124 文獻標識碼：A

內(nèi)容摘要：本文以1999-2013年度我國省級面板數(shù)據(jù)為分析對象，以地區(qū)金融發(fā)展為門限變量，建立城鎮(zhèn)化與地區(qū)金融發(fā)展之間的面板門限回歸模型，以此討論城鎮(zhèn)化和地區(qū)金融發(fā)展之間的非線性相關問題。研究結論表明：地區(qū)金融發(fā)展能夠有效帶動城鎮(zhèn)化，但二者之間存在顯著的雙門限效應。當?shù)貐^(qū)金融發(fā)展水平分別為越過第二門限值、低于第一門限值以及位于第一門限值和第二門限值之間的時候，地區(qū)金融發(fā)展對于城鎮(zhèn)化的促進作用強度依次增強。

關鍵詞：城鎮(zhèn)化 金融 非線性 面板數(shù)據(jù) 門限模型

問題的提出

新型城鎮(zhèn)化建設要求在以人為本的原則下，通過新型工業(yè)化以及農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化等一系列手段統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展。在這一發(fā)展過程中必然會產(chǎn)生大規(guī)模公共基礎設施建設投資以及公共基礎服務的供給。據(jù)測算，到2020年按照我國城鎮(zhèn)化率60%計算，用于城鎮(zhèn)化建設投資將超過50萬億。在城鎮(zhèn)化初期雖政府依靠土地財政支撐了城鎮(zhèn)化發(fā)展，但在如此巨大的資金缺口下，如果仍單純地堅持傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化過程中以政府土地財政為主要的資金支持手段，那么新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展將難以為繼，同時也會阻礙我國城鎮(zhèn)化深入發(fā)展和功能的發(fā)揮。因此，必須要對現(xiàn)有的城鎮(zhèn)化資金支撐體系進行升級替代。而金融作為現(xiàn)代經(jīng)濟發(fā)展過程中資源配置及價值流通的樞紐和核心，必將能夠成為我國新型城鎮(zhèn)化發(fā)展建設新的支撐。

文獻回顧

Richard（1995）在對美國城鎮(zhèn)化機制進行分析后認為投資對于城鎮(zhèn)化的發(fā)展具有重要作用。Kim（1997）對住房融資和城鎮(zhèn)基礎設施建設融資進行了討論，并認為城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中，由于人口集聚導致房產(chǎn)需求、社會公共基礎設施需求及社會基本服務需求激增，由此產(chǎn)生的建設資金缺口可以通過金融手段進行補充。歐美許多發(fā)達國家在城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中都將金融發(fā)展作為其城鎮(zhèn)化的重要支撐方式之一。例如美國通過建立規(guī)模龐大的市政債券市場，以創(chuàng)新的融資模式（PPP模式等）及大量的金融衍生品（COD、CDS等）為主要手段，而達到為城鎮(zhèn)化建設籌集資金的目的；而德國則憑借其實力雄厚的銀行體系快速完成了戰(zhàn)后城鎮(zhèn)重建工作。

在國內(nèi)，金融與城鎮(zhèn)化發(fā)展研究日益增多。伍艷（2005）認為城鎮(zhèn)化與地區(qū)金融發(fā)展水平具有正向關系，我國西部地區(qū)可以通過加強地區(qū)金融發(fā)展以促進城鎮(zhèn)化的發(fā)展。王振坡、游斌、王麗艷（2014）認為金融支持可以提升我國城鎮(zhèn)化效率，加速新型城鎮(zhèn)化發(fā)展。李新光、胡日東、張澤（2015）對我國目前城鎮(zhèn)化兩種融資模式（土地財政和金融手段融資）進行了比較，認為在土地財政非可持續(xù)的情況下，應當提升金融市場效率，以便于有效發(fā)揮其融資功能而促進我國城鎮(zhèn)化的可持續(xù)發(fā)展。熊湘輝、徐璋勇（2015）也指出提升金融對于城鎮(zhèn)化的服務水平是促進我國城鎮(zhèn)化可持續(xù)發(fā)展的重要手段之一，是推進高效、包容、可持續(xù)的城鎮(zhèn)化發(fā)展的重要工作之一。

金融作為現(xiàn)階段對于土地財政這一不可持續(xù)融資方式的有效替代，必將成為我國未來新型城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中的新支撐。雖然新型城鎮(zhèn)化和地區(qū)金融發(fā)展具有顯著的相關性，但是這種相關性是否為線性相關仍有待考究。尤其是在現(xiàn)實環(huán)境下，我國東部沿海地區(qū)依托其稟賦優(yōu)勢，城鎮(zhèn)化及金融發(fā)展水平呈現(xiàn)“雙高”態(tài)勢，而中西部地區(qū)大多呈現(xiàn)出城鎮(zhèn)化與金融二者之間的非均衡發(fā)展狀態(tài)。故本文選取1999-2013年我國30個省份面板數(shù)據(jù)為研究對象，以Hansen門限模型方法對城鎮(zhèn)化與金融發(fā)展之間存在的非線性問題進行研究。

模型、變量與數(shù)據(jù)

（一）模型選擇

學者Hansen（2000）門限回歸模型為非線性結構突變問題研究提供了方法，不僅不需要給定非線性方程形式，而且還可以通過bootstrap法進行門限值顯著性估計，克服了傳統(tǒng)結構突變模型的不足。因此，本文采用Hansen面板門限理論進行分析。

假設平衡面板數(shù)據(jù)單門檻模型為：

其中，i、t分別表示地區(qū)和年份；yit、xit分別表示因變量和自變量；μi和eit 分別表示固定效應和隨機干擾項，其中eit滿足零均值同方差的獨立同分布假設即eit～（0，σ 2 ）；I（·）表示判定函數(shù)，（·）為相應的表達式，如果表達式為真，則返回值為1，否則為0；qit和γ表示門限變量和待估門限值；β1和β2表示待估系數(shù)。將（1）轉換成矩陣形式則：

其中，，。令，，，其中上劃線表示對應變量的平均數(shù)。則能夠得到相應變量的矩陣形式：

其中。通過最小二乘法估計，可得殘差平方和Sγ：

如果γ取值滿足條件：，那么γ即為估計所得門限值。此時，其它相應參數(shù)估計值即可確定。此后，再對最優(yōu)門限值進行顯著性檢驗和置信區(qū)間估計。

在上述單一門限模型設定基礎上，本文擴展至多階門限模型，在此以二階門限模型為例：

其中γ1和γ2表示第一門限值和第二門限值，并有γ1<γ2。

在此基礎上，本文建立以城鎮(zhèn)化水平為因變量、以地區(qū)金融發(fā)展水平為核心解釋變量的自門限回歸模型，以探討城鎮(zhèn)化發(fā)展與地區(qū)金融發(fā)展之間的相關關系。具體模型設定為：

其中l(wèi)ncity表示城鎮(zhèn)化發(fā)展水平，lnfin表示地區(qū)金融發(fā)展水平，H表示一系列控制變量：市場化程度（lnmarket）、工業(yè)化（lnind）及對外開放程度（lnexp）。

（二）變量與數(shù)據(jù)說明

本文所選擇的因變量為城鎮(zhèn)化率，用非農(nóng)人口占地區(qū)總人口的比重對地區(qū)城鎮(zhèn)化進行間接衡量。核心解釋變量主要為地區(qū)金融發(fā)展水平，選擇地區(qū)金融機構貸款余額占GDP比例為金融發(fā)展水平的近似測度指標，并依據(jù)模型設定將其作為門檻變量。文中所涉及到的主要控制變量包括市場化水平，以樊綱（2011）提出的計算方法及部分已有數(shù)據(jù)為基礎對缺失數(shù)據(jù)進行補齊；工業(yè)化水平以該地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比例表示；對外開放程度以地區(qū)進出口總額占當年GDP的比例測度。由于西藏地區(qū)缺失數(shù)據(jù)較多，故剔除西藏地區(qū)僅對我國內(nèi)地30個省級行政單位進行研究。所有數(shù)據(jù)時間跨度為1999-2013年度，全部指標計算數(shù)據(jù)均來自于《中國統(tǒng)計年鑒（2000-2014）》及中國知網(wǎng)中國經(jīng)濟與社會發(fā)展數(shù)據(jù)庫。

實證檢驗及分析

（一）門限效應檢驗

本文采用stata12.0為分析工具進行相關計算。首先對所設定的方程進行門限效應檢驗，以確定其是否存在結構突變問題。計算結果見表1。

從檢驗結果可知，單門限模型和雙門限模型均通過了顯著性水平為1%的統(tǒng)計檢驗，而三門限模型顯著性水平較低，僅在10%的水平下才通過顯著性檢驗。因此由檢驗結果可知，通過顯著性檢驗的門限值有兩個，對應的門限模型選擇為雙門限模型。

（二）門限值估計

在對門限值個數(shù)進行確定后，需要對雙門限模型的門限值取值進行估計，并計算其置信區(qū)間。門限值估計結果見表2。

由估計結果可知，在95%的置信區(qū)間下，第一門限值區(qū)間估計值為4.513-4.585，相應點估計值為4.535；第二門限區(qū)間估計值為5.045-5.158，相應點估計值為5.146。而且估計置信區(qū)間都較狹窄，表明門限值識別程度較高。并且，進一步依據(jù)門限值可將我國地區(qū)金融發(fā)展水平劃分為三個等級：A類地區(qū)，即金融發(fā)展水平突破第二門限值；B類地區(qū)，即金融發(fā)展水平位于第一和第二門限值之間；C類地區(qū)，即金融發(fā)展水平位于第一門限值以下。并以此為依據(jù)將我國30個省級行政單位進行歸類，得表3。

表3顯示，1999年所研究的30個省級行政單位金融發(fā)展水平無一位于A類，僅北京地區(qū)金融發(fā)展水平接近A類地區(qū)金融發(fā)展水平；B類地區(qū)包括北京、天津、上海等20個省市區(qū)；C類地區(qū)包括河北、山東等10個省市區(qū)。2013年，北京和上海金融發(fā)展水平位于A類水平；B類地區(qū)包括天津、吉林等20個省市區(qū)，其中江蘇、浙江、廣西、福建為新增地區(qū)；C類地區(qū)數(shù)量有所減少。1999-2013年，雖然各地區(qū)金融發(fā)展水平都有所上升，且部分省市區(qū)如廣東、天津等金融發(fā)展水平已經(jīng)逼近第二門限值，但是真正實現(xiàn)質變的僅北京、上海、江蘇、浙江、廣西、福建。而且，C類地區(qū)中全部是我國中部地區(qū)，而西部五省的金融發(fā)展水平全部位于B類地區(qū)。

（三）模型參數(shù)回歸與分析

為了與雙門限模型回歸結果進行對照，本文特引入線性回歸模型。依據(jù)Hausman檢驗結果，p=0.03，在5%的顯著性水平下可以拒絕原假設，而采用固定效應模型。對線性回歸模型采取線性固定效應模型進行回歸?；貧w結果見表4。

表4顯示，線性固定效應模型及雙門限模型二者的回歸系數(shù)除固定效應模型的常數(shù)項外，其他系數(shù)都能夠通過5%的顯著性檢驗，與理論預期一致。而且二者在總體檢驗上都通過了顯著性為1%的總體顯著性檢驗，同時也說明雙門限變量存在符合客觀實際。雙門限模型回歸結果與線性固定效應模型回歸結果相比較R2值有所提升，說明雙門限模型與線性固定效應模型相比，對于城鎮(zhèn)與地區(qū)金融發(fā)展之間相關關系的解釋力能力更好。如果單純以線性固定效應模型作為分析對象，那么難免會忽略其結構突變問題，而難以深刻揭示城鎮(zhèn)化和地區(qū)金融發(fā)展之間的內(nèi)在關系。因此，本文主要針對雙門限模型的回歸結果進行分析。

1.控制變量影響效果分析。工業(yè)化發(fā)展、市場化水平以及開放程度對于城鎮(zhèn)化具有明顯的正向作用，皆通過1%的顯著性檢驗，與現(xiàn)實情況相符合。工業(yè)化以及市場化發(fā)展水平變動1%分別導致城鎮(zhèn)化率變動0.398%和0.428%。對外開發(fā)程度對于城鎮(zhèn)化的作用程度較弱。對外開放程度每提升1%僅使城鎮(zhèn)化發(fā)展水平提升0.062%。

2.金融發(fā)展對于城鎮(zhèn)化的門限效應分析。雙門限值將金融發(fā)展對于城鎮(zhèn)化的影響作用劃分為三個等級。在第一門限值（lnfin≤4.535）以下，地區(qū)金融發(fā)展水平提升1%，城鎮(zhèn)化發(fā)展水平提升0.095%，并能通過5%的顯著性檢驗。當?shù)貐^(qū)金融發(fā)展水平越過第一門限值而介于第一門限值和第二門限值之間（4.535

回歸結果表明，地區(qū)金融發(fā)展對于城鎮(zhèn)化的促進作用具有非線性特征，金融發(fā)展水平位于第二階段對于城鎮(zhèn)化的促進作用最強，位于第一階段時作用力度次之，而地區(qū)金融發(fā)展高于第二門檻值的時候，對城鎮(zhèn)化促進作用最弱。對此可能的解釋是金融發(fā)展位于高水平的地區(qū)（即跨越第二門限值的北京和上海）其城鎮(zhèn)化率已經(jīng)達到世界較高水平狀態(tài)（例如2014年北京城鎮(zhèn)人口比重達到86.35%，上海則達到89.6%），地區(qū)金融發(fā)展對其作用程度已經(jīng)越過峰值，處于一種較低水平的穩(wěn)定維持和促進的狀態(tài)。而金融發(fā)展水平介于第一和第二門限值之間的地區(qū)正處于城鎮(zhèn)化快速推進的發(fā)展時期。處于這一階段的地區(qū)包括全部西部省份以及大多數(shù)沿海東部省份（天津、廣東、海南等）以及少部分中部省份（安徽）。對于快速發(fā)展的沿海省份及少數(shù)中部省份來說，隨著土地征用成本上升以及國家相關規(guī)定的限制，使土地財政使用效率降低，加之相應的地理優(yōu)勢使金融成為城鎮(zhèn)化過程中土地財政最有效的替代。而對于人口密度較小的西部省份來說，一方面土地資源豐富，城郊土地利用率不高，其升值空間有限；另一方面由于資源承載能力限制，加之其經(jīng)濟發(fā)展水平以及人口聚集、產(chǎn)業(yè)聚集效應較之沿海地區(qū)較弱，因此土地財政作用力有限。而國家對于西部地區(qū)的一系列政策扶持和投資使其城鎮(zhèn)化的金融支持力度穩(wěn)步提升，緩解了城鎮(zhèn)化發(fā)展的資金約束問題，對于城鎮(zhèn)化的發(fā)展起到了促進作用。但是對于中部地區(qū)，一方面由于地區(qū)金融發(fā)展水平較低，金融資本的逐利性導致有限的金融資本難以投入到城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中；另一方面由于城鎮(zhèn)化導致城郊土地升值，此時存量豐富、成本低廉的土地財政成為城鎮(zhèn)化發(fā)展的主要資金來源和更快捷的手段。

結論與啟示

新型城鎮(zhèn)化與地區(qū)金融發(fā)展顯著相關，但并不僅僅是單一線性相關關系。本文以我國30個省份1999-2013年度的面板數(shù)據(jù)為考察對象，通過建立面板門限模型對城鎮(zhèn)化與金融發(fā)展之間的關系進行了考察。結果表明我國城鎮(zhèn)化與地區(qū)金融發(fā)展之間存在顯著的雙門限非線性相關關系，且較之于線性模型來說，雙門限模型的解釋能更強。并且，地區(qū)金融對于城鎮(zhèn)化發(fā)展的正向促進作用程度，依據(jù)地區(qū)金融發(fā)展水平而不同。當?shù)貐^(qū)金融發(fā)展水平位于第一門限值和第二門限值之間、低于第一門限值和跨越第二門限值的時候，金融對于城鎮(zhèn)化的支持程度逐步減弱。

依據(jù)本文研究結論可得出如下啟示：首先，要加強政策性金融資源的引導，發(fā)揮政策性金融資源在城鎮(zhèn)化建設過程中的導向作用和示范作用，通過構建多層次的立體金融支持體系，化解城鎮(zhèn)化融資困境。尤其是在一些商業(yè)資本不愿意進入的公共領域，國家政策性金融資本更要起到帶頭作用。其次，要支持地區(qū)金融創(chuàng)新、加強資本市場的發(fā)展，通過金融創(chuàng)新（PPP、PFE、BOT模式等）調動社會沉淀資產(chǎn)參與。一方面通過大力發(fā)展債券化融資將流動性差的資產(chǎn)盤活，還可以通過將未來可預期收益貼現(xiàn)到當期，據(jù)此設立特殊項目載體發(fā)展資產(chǎn)證券進行融資。另一方面對于金融、經(jīng)濟實力較好的地區(qū)在城鎮(zhèn)化建設上，可以適當向民間資本放開準入限制，通過商業(yè)資本運營實現(xiàn)城鎮(zhèn)化軟硬件設施的建設。例如深圳羅湖區(qū)田貝村以及白石洲等地區(qū)在進行城鎮(zhèn)化改造以及城中村改建的時候，就大膽引入民間資本，通過村民集體眾籌、入股等形式籌集資金進行城鎮(zhèn)化改造。而對于金融發(fā)展水平較低、經(jīng)濟實力不足的地區(qū)則可以通過加大國家資金及政策促進其城鎮(zhèn)化建設。最后，對于地區(qū)金融發(fā)展及相應的創(chuàng)新活動要提高制度支撐和法律保障。例如對于市政債券融資等手段，國家就應該積極配套《市政債券法》、《市政債券發(fā)行試行辦法》等，做好法律保障。

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