●徐雪

（蘭州財經大學甘肅金融協(xié)同創(chuàng)新中心，甘肅蘭州730020）

一、引言

黨的“十八大”明確提出的“新型城鎮(zhèn)化”概念，標志著我國要走具有中國特色的城鎮(zhèn)化道路，并將加快建設新型城鎮(zhèn)化作為經濟發(fā)展的重要任務。2019年，習近平總書記在視察甘肅時指出：“甘肅要積極搶抓開放機遇、不斷夯實高質量發(fā)展基礎。”因此，在推動西部大開發(fā)、形成新格局背景下，甘肅應深入貫徹習總書記的指示精神，加快補齊基礎設施短板，促進城鄉(xiāng)融合發(fā)展進而推動新型城鎮(zhèn)化高質量發(fā)展。這對于甘肅實現經濟高質量發(fā)展、加快產業(yè)結構轉型升級具有重要現實意義。但是，由于甘肅省新型城鎮(zhèn)化建設融資渠道較為單一，所需資金主要來源于財政支持和土地融資，這種傳統(tǒng)融資方式對新型城鎮(zhèn)化的帶動作用越來越不可持續(xù)[1]。由此，如何創(chuàng)新甘肅新型城鎮(zhèn)化融資方式、如何充分發(fā)揮金融對新型城鎮(zhèn)化質量的帶動作用成為學術界重點關注的話題[2-3]。合理配置金融資源、優(yōu)化金融支持新型城鎮(zhèn)化建設路徑、提升新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量已成為甘肅需要著力解決的現實問題。而甘肅省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量如何測度？與發(fā)達省份相比，其金融支持對甘肅省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的作用程度又如何？有必要圍繞這些問題展開研究，以期為甘肅省新型城鎮(zhèn)化建設提供決策參考。

二、文獻綜述

國內學者關于新型城鎮(zhèn)化與金融支持關系的研究主要集中于兩個方面：

一是新型城鎮(zhèn)化與金融支持的互動關系。學者們主要是通過構建二者的耦合機制，借助耦合協(xié)調度模型對新型城鎮(zhèn)化和金融支持的互動關系進行分析。唐未兵（2017）在分析二者相互影響作用機理的基礎上，運用耦合協(xié)調度模型和空間計量模型研究中部六省市二者之間的耦合作用，分析結果表明六省市新型城鎮(zhèn)化和金融支持耦合度處于中強度耦合水平，即二者相互促進效應增強[4]。楊慧（2015）同樣在分析二者影響機制的基礎上，運用耦合協(xié)調度模型對全國新型城鎮(zhèn)化與金融支持的關系進行研究，發(fā)現二者相互影響、相互促進[5]。文先明（2019）以湖南省為研究對象，在測度湖南各市州新型城鎮(zhèn)化和金融支持綜合指數的基礎上，定量分析新型城鎮(zhèn)化和金融支持的耦合作用，研究發(fā)現二者之間互為耦合：前者是后者的實踐載體，后者是前者的內在動力[6]。

二是金融支持對新型城鎮(zhèn)化的作用機理及定量分析。關于作用機理的研究，主要包括金融為新型城鎮(zhèn)化建設提供資金支持、提高資本配置效率等宏觀影響機理[7-8]，與金融支持基礎設施建設、公共服務建設、產業(yè)結構升級和人力資本提升等微觀機理[9]。在金融支持新型城鎮(zhèn)化的定量研究方面，學者們進行了深入研究，并取得了豐富的成果。李清政等（2015）的研究得出金融信貸規(guī)模、金融效率對城鎮(zhèn)化具有顯著的促進作用，并且金融支持對新型城鎮(zhèn)化的影響存在明顯的空間差異[10]。熊湘輝等（2015）的研究證明，金融支持對中國東、中、西部新型城鎮(zhèn)化均有促進作用，但是促進程度存在一定差異[11]。范兆媛等（2017）的研究認為金融支持對西部地區(qū)新型城鎮(zhèn)化影響更為顯著[12]；這與其他人的研究結論相悖。李文等（2017）以西部11省份為研究對象，運用面板數據模型實證分析金融對新型城鎮(zhèn)化的支持作用，結果表明：在西部地區(qū)金融對新型城鎮(zhèn)化支持力度不足、帶動作用不顯著[13]。李春宇（2017）從金融支持規(guī)模和金融支持效率兩個角度實證檢驗金融支持對黑龍江新型城鎮(zhèn)化的影響，結果表明二者均能顯著促進黑龍江省的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展[14]。張藝等（2019）基于華東地區(qū)面板數據，構建金融支持新型城鎮(zhèn)化的SD仿真模型，分析得出華東地區(qū)的金融政策能夠帶動其新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的結論[15]。

總的來看，金融支持對新型城鎮(zhèn)化影響的研究成果眾多，但是金融支持對新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量作用的研究尚存在不足，且由于大多數學者在進行量化分析時未能構建金融支持評價指標體系，而是選取單一指標進行分析，其結論難免存在一定的片面性。鑒于以上的不足，下文擬以甘肅和江蘇作為研究對象，從以下三個方面進行擴展研究：一是突破傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化的測度，從人口轉移、經濟發(fā)展、社會服務、城鎮(zhèn)基礎設施、環(huán)境改善、城鄉(xiāng)融合六個角度全面測度新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量；二是通過空間數據分析，探索新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的空間相關性及集聚程度；三是具體分析金融支持對新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的空間作用機理并對其間接效應和直接效應進行相應檢驗。

三、金融支持新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的作用機理

金融支持對新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的作用，體現在金融規(guī)模、金融效率和金融結構的效用發(fā)揮上。金融支持新型城鎮(zhèn)化的作用機理具體如圖1所示。

圖1 金融支持新型城鎮(zhèn)化質量的作用機理

（一）金融規(guī)模對新型城鎮(zhèn)化質量的作用機理

雖然新型城鎮(zhèn)化本身內涵豐富并且涉及面較廣，但是提升新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量必然需要大量的資金支持。金融機構在資金供給方面扮演了重要角色。金融中介憑借優(yōu)良的信用條件、龐大的網點機構、專業(yè)化的人才等優(yōu)勢，可以通過低信息成本將社會中的閑散資金快速聚集起來，擴大金融規(guī)模，為基礎設施建設、產業(yè)結構優(yōu)化、人力資本提升等提供資金供給，推動新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的提升。

（二）金融效率對新型城鎮(zhèn)化質量的作用機理

金融效率指的是金融部門的投入與產出的關系。投入一般指的是金融中介將儲蓄轉化為投資的過程，產出指的是對新型城鎮(zhèn)化投資所產生的效益。在新型城鎮(zhèn)化建設中，為了提高金融效率，金融中介會優(yōu)化資金的使用結構，將有限的金融資源投入到能產生較大效益的項目中，從而既實現了金融資源的優(yōu)化配置，又提高了新型城鎮(zhèn)的發(fā)展質量。

（三）金融結構對新型城鎮(zhèn)化質量的作用機理

金融結構指的是金融工具和金融機構的組成。隨著經濟社會的發(fā)展，金融工具和金融結構之間的比例將更加合理，金融結構將更加優(yōu)化。金融結構對新型城鎮(zhèn)化質量的作用主要體現在影響金融中介投入的效率和方式上，即影響儲蓄轉化為投資的效率和方式。首先，金融中介投入的效率和方式會影響城鎮(zhèn)的集約化；其次，儲蓄轉化為投資的方式越多元，金融工具越豐富，就越能滿足新型城鎮(zhèn)化建設對多元化資金的需求，從而有利于提高新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量。

四、指標體系的構建與研究方法

（一）新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量評價指標體系構建

新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量目前沒有統(tǒng)一的定義，可依據《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014—2020年）》和相關文獻[16-20]，將其定義為：新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量是以人口轉移成效高為核心、經濟發(fā)展效益高為支撐、社會服務水平高為目的、城鎮(zhèn)基礎設施完善為載體、環(huán)境效益高為保障、城鄉(xiāng)融合度高為根本的城鎮(zhèn)化?；谛滦统擎?zhèn)化發(fā)展質量的內涵，在借鑒前人研究的基礎上[21-24]，從人口轉移、經濟發(fā)展、社會服務、基礎設施、環(huán)境改善和城鄉(xiāng)融合六個維度構建新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量評價指標體系。其中，人口轉移包括常住人口城鎮(zhèn)化率、人口自然增長率、非農就業(yè)比重和城鎮(zhèn)人口密度等4個細分指標；經濟發(fā)展包括工業(yè)化率、第二、三產業(yè)占GDP的比重、人均GDP和人均固定資產投資額等4個細分指標；社會服務包括城鎮(zhèn)登記失業(yè)率、城鎮(zhèn)每萬人擁有衛(wèi)生技術人員數和城鎮(zhèn)每萬人擁有醫(yī)療機構床位數等3個細分指標；城鎮(zhèn)基礎設施包括城鎮(zhèn)每萬人擁有的公廁數、每萬人擁有的公共交通車輛、城市用水普及率、城市燃氣普及率、人均城市道路面積等5個細分指標；環(huán)境改善包括人均公園綠地面積、建成區(qū)綠化覆蓋率、污水處理廠集中處理率和生活垃圾無害化處理率等4個細分指標；城鄉(xiāng)融合包括城鄉(xiāng)收入比、城鄉(xiāng)每百戶汽車擁有量比、城鄉(xiāng)居民家庭人均消費比、城鄉(xiāng)恩格爾系數比、養(yǎng)老保險覆蓋率和新農合參保率等6個細分指標。具體見表1。

表1 新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量評價指標體系

（二）金融支持指標體系構建

在借鑒金融發(fā)展理論和權威文獻的基礎上[25-26]，同時考慮數據的可獲得性，可從金融支持規(guī)模、金融支持效率和金融支持結構三個維度來構建金融支持評價指標體系。其中，用存貸款之和占GDP的比重、金融從業(yè)人員占比和人均存款水平等3個細分指標來衡量金融支持規(guī)模；用存貸比來衡量金融支持效率；用短期貸款占比來衡量金融支持結構。具體見表2。

表2 金融支持評價指標體系

（三）研究方法

首先運用熵值法對新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量及金融支持綜合水平進行測度。在此基礎上，借助空間自相關方法進一步探索新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的空間關聯(lián)性和集聚中心的位置。最后，運用空間面板模型實證檢驗金融支持對新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的影響。

1.熵值法

運用熵值法對前文所構建的指標體系進行測度，原因在于熵值法具有客觀賦權的優(yōu)點。具體步驟如下：

（1）考慮到各項指標計量單位不統(tǒng)一，在計算之前，首先要對各項指標進行標準化處理。為避免求熵值時對數計算的無意義，對正負指標進行非負化處理，統(tǒng)一加0.01。具體方法[27]如下：

（6）最后計算各個市州的綜合得分：

2.空間自相關

空間自相關是測度相鄰區(qū)域經濟變量是否存在空間相關性的方法，具體包括全局自相關和局部自相關。其中，全局自相關用來測度空間經濟變量在全區(qū)域的相關性，局部自相關用來測度空間經濟變量在局部區(qū)域的相關性情況。

選取全局Moran’s I指數測度新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的空間相關性，計算公式為：

其中，n為樣本量，即空間位置的個數，xi、xj是空間位置i和j的觀察值，空間權重wij表示空間位置i和j的鄰近關系，空間相鄰為1，否則為0。指數Ⅰ的值介于-1到1之間，大于0表示正自相關，小于0表示負自相關，若Ⅰ趨近于0，說明各地區(qū)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量及金融支持水平在空間分布上是隨機的，不存在空間相關性。

選用局部Moran’s I的LISA統(tǒng)計量計算每個空間位置，從而識別局部空間自相關：

局部Moran’s I值大于0，并且通過檢驗時，表明該空間單元與鄰近單元的屬性值相似（“高—高”或“低—低”）；局部 Moran’s I值小于 0，表明該空間單元與鄰近單元屬性值相異（“高—低”或“低—高”）。其取值越大，說明這個區(qū)域單元對相鄰單元的輻射效應越大。

3.空間杜賓模型

新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量水平存在空間相關性，一般的回歸模型很難對空間關系進行測度，空間計量模型可以很好地解決地理事物空間依賴性的計量回歸問題。Elhorst提出的空間杜賓模型[25]，不僅考慮了因變量外生交互作用帶來的空間相關性，還考慮了自變量內生交互效應，是空間計量模型的一般形式。其計算公式為：

其中，yit為因變量，i為城市數量，t為時期數，c為常數項，ρ為因變量的空間滯后項系數，λk為第k個自變量的空間滯后項系數，n為城市總數，m為自變量個數，wij為空間權重矩陣，xit，k為 i城市 t時期第k個自變量，βk是第k個自變量回歸系數，εit為隨機誤差項。

（四）數據來源

文中所使用的數據來源于歷年《江蘇統(tǒng)計年鑒》《甘肅發(fā)展年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國金融統(tǒng)計年鑒》，以及Wind數據庫。對于個別年份缺失的數據（比如城鄉(xiāng)每百戶汽車擁有量），假設這些指標保持不變的變化速度，以其變化率來推算并補齊。

五、測算結果及分析

（一）新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量空間格局及空間演變特征

1.甘肅省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量水平格局及空間演變特征

根據前文所建立的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量指標評價體系，運用熵值法測算甘肅省14個市州新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量綜合評價指數；同時為進一步進行歷時性演變和共時性的對比分析，將研究期劃分為兩個階段，分別對甘肅省14個市州2012—2014年和2015—2018年新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量水平求均值，并通過Arcgis10.0進行空間可視化處理（見圖 2）。

圖2 甘肅省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量水平格局

從橫向來看，2012—2014年，甘肅省新型城鎮(zhèn)化質量綜合水平可以劃分為三個等級。其中，嘉峪關新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量最高，綜合水平在0.6499～0.7999之間，為第一等級；酒泉、張掖、金昌、蘭州、白銀、慶陽和平涼次之，新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量綜合水平在0.3499～0.4999之間，屬于第二等級；而武威、臨夏、甘南、天水、定西、隴南等市州新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量水平最低，新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量綜合水平僅在0.188～0.349之間，并且主要集中于甘肅的南部地區(qū)。2015—2018年，甘肅省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量空間分布格局稍有變化。其中，嘉峪關新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量仍然遙遙領先，等級未發(fā)生變動；張掖、金昌和蘭州的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量較2012—2014年明顯提升一個等級，綜合水平上升至0.4999—0.6499之間；白銀和平涼的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量卻下降一個等級，綜合水平下降至0.1880—0.3499；酒泉、武威、慶陽、臨夏、甘南、定西、天水和隴南的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量等級未發(fā)生變動。由此可知：甘肅省14個市州新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量參差不齊、空間分布不均衡，其中新型城鎮(zhèn)發(fā)展質量較高的市州主要集中分布于河西地區(qū)，而新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量較低的市州主要集中分布于甘肅南部地區(qū)。

為進一步檢驗甘肅省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的空間相關性及相關程度，利用全局Moran’s I指數計算公式，得出2012—2014年和2015—2018年甘肅新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量綜合水平均值的Moran’s I指數及檢驗結果。具體見表3。

表3 甘肅省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的Moran’s I指數及檢驗結果

2012—2014年甘肅省14個市州新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量均值的Moran’s I值為0.4241，在1%的水平下顯著為正；2015—2018年新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量均值的Moran’s I值為0.3049，并且在5%的水平下顯著為正。由此表明：甘肅省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量存在明顯的正向空間自相關，即新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量水平較高的市州相對地趨于和新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量水平較高的市州相鄰，或者新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量水平較低的市州相對地趨于和新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量水平較低的市州相鄰。

為進一步探索集聚中心的位置，利用局部Moran’s I指數計算公式，得出2012—2014年和2015—2018年局部 Moran’s I值，并借助 GeoDa軟件進一步呈現新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的集聚狀態(tài)及空間演化特征（見圖3和圖4）。

從圖3和圖4可知，甘肅省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量存在明顯的高-高集聚和低-低集聚。其中，高-高集聚即為較高新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的市州相臨近，具體包括酒泉和張掖兩市；低-低集聚即為較低新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的市州相臨近，具體包括臨夏、甘南、定西、天水、隴南等市州。因此，甘肅省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的空間關聯(lián)性明顯，高—高集聚主要集中于河西地區(qū)，低—低集聚主要集中于甘肅南部地區(qū)。

圖3 2012—2014年甘肅省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量LISA集聚圖

圖4 2015—2018年甘肅省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量LISA集聚圖

2.江蘇省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量水平格局及空間演變特征

類似地運用熵值法測算江蘇省13個市的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量綜合水平。對2012—2014年和2015—2018年其新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量水平求均值，并通過Arcgis10.0進行空間可視化處理。具體見圖5。

圖5 江蘇省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量水平格局

從橫向來看，2012—2014年江蘇省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量綜合水平介于0.318～0.799之間?？煞譃樗膫€等級，其中常州、蘇州、無錫的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量最高，為第一等級；南京、南通、鎮(zhèn)江和徐州的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量次之，為第二等級；宿遷、揚州和泰州的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量再次之，為第三等級；淮安、連云港和鹽城的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量最低，屬于第四等級。2015—2018年江蘇省新型城，鎮(zhèn)化發(fā)展質量格局稍有變化，徐州和常州的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量下降一個等級，連云港和南京上升一個等級，其他城市保持不變?？偟膩砜?，江蘇省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量水平空間分布不均衡，呈現“蘇南＞蘇中＞蘇北”的空間分異特征。

為進一步檢驗江蘇省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的空間相關性及相關程度，利用全局Moran’s I指數計算公式，得出2012—2014年和2015—2018年新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量綜合水平均值的Moran’s I指數及檢驗結果。具體見表4。

表4 江蘇省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的Moran’s I指數及檢驗結果

2012—2014年江蘇省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量均值的Moran’s I值為0.4969，在1%的水平下顯著為正；2015—2018年新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量均值的Moran’s I值為0.4360，并且在1%的水平下顯著為正。由此表明：江蘇省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量存在明顯的正向空間自相關。

為進一步探索集聚中心的位置，利用局部Moran’s I指數計算公式，得出江蘇省2012—2014年和 2015—2018年局部 Moran’s I值，并借助GeoDa軟件進一步呈現其新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的集聚狀態(tài)及空間演化特征。具體見圖6和圖7。

圖6 2012—2014年江蘇省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量LISA集聚圖

圖7 2015—2018年江蘇省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量LISA集聚圖

從圖6可知，江蘇省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量存在明顯的高—高集聚和低—低集聚。其中，高—高集聚表現為較高新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的市相臨近，具體包括無錫和常州兩市；低—低集聚為較低新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的市相臨近，具體包括徐州、連云港、淮安、宿遷和鹽城。2015—2018年江蘇省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量均值的集聚狀態(tài)稍有變化，除了存在明顯的高—高集聚和低—低集聚外，還出現了低—高集聚。該類地區(qū)自身新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量較低，而其周邊地區(qū)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量較高，即區(qū)域間的溢出效應對其影響較小?？偟膩砜?，江蘇省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的空間關聯(lián)性明顯，高—高集聚主要集中于蘇南地區(qū)，低—低集聚主要集中于蘇北地區(qū)。

（二）金融支持測度結果及分析

1.甘肅省金融支持測度結果及分析

根據前文建立的金融支持綜合評價指標體系，運用熵值法測算甘肅省金融支持綜合評價指數。該測算結果通過表5和圖8加以說明。

從時序演變來看（表5），2012—2018年甘肅省金融支持綜合水平均值在0.218—0.305之間波動。大致可以分為三個階段，具體來看，第一個階段為2012—2013年，該階段內全省金融支持綜合水平在下降，從2012年的0.305下降至2013年的0.269；第二階段為2013—2015年，該階段全省金融支持綜合水平逐年提升，從2013年的0.269上升至2015年的0.301，上升幅度為11.90%；第三階段為2015—2018年，該階段全省金融支持綜合水平呈逐年下降趨勢，直接從2015年的0.301下降至2018年的0.218，下降幅度達到27.57%。數據顯示，受國內經濟下行、省內企業(yè)經營績效差、資金收益率低、項目建設沉淀資金沒有減少等因素的影響，2017年甘肅省金融機構本外幣各項存款余額、貸款余額同比下降5.97%和4.83%，從而造后兩年甘肅省金融支持水平的持續(xù)下降。

表5 甘肅省金融支持綜合評價指數

為進一步說明甘肅省金融支持水平的地區(qū)差異，選取14個市州2012—2018年的均值數據進行聚類分析（見圖8）。

圖8表明甘肅省金融支持綜合水平可以劃分為兩個梯隊。其中，第一梯隊的城市有蘭州和嘉峪關，這兩座城市憑借經濟發(fā)展在全省的領先地位，近幾年不斷深化金融改革與創(chuàng)新、持續(xù)優(yōu)化金融服務并取得一定成效，因而金融支持綜合水平在全省遙遙領先。第二梯隊的城市有金昌、白銀、天水、武威、張掖、甘南、白銀、定西、臨夏、隴南、平涼和慶陽，這十二個城市的金融支持綜合水平不相上下，在全省處于落后水平并且與第一梯隊存在較大差距。這與其金融生態(tài)環(huán)境建設滯后、金融市場不健全等密不可分。

圖8 甘肅省14個市州金融支持綜合水平聚類分析

2.江蘇省金融支持測度結果及分析

根據前文所建立的金融支持評價指標體系，運用熵值法對江蘇省13個市2012—2018年金融支持的綜合水平進行測度。結果見表6。

從表6可知，2012—2018年江蘇省金融支持綜合水平均值在0.366—0.421之間波動。其中，2012—2016年江蘇省的金融支持綜合水平維持在0.400以上，2017年出現明顯下滑，當年金融支持綜合水平均值為0.366，但2018年又迅速反彈至0.385?？偟膩砜?，江蘇省金融支持綜合水平在研究期內時序演變特征不明顯。通過與表5對比發(fā)現，除連云港、淮安、宿遷和徐州的金融支持綜合水平較低外，江蘇省其余10個市的金融支持綜合水平都在0.400以上，遠遠高于甘肅省的絕大多數市州。該結果表明：與江蘇相比，甘肅省金融支持綜合水平較低，金融發(fā)展滯后，即甘肅省在金融支持規(guī)模、金融支持效率和金融支持結構上都與江蘇存在較大差距。

表6 江蘇省金融支持綜合評價指數

（三）金融支持對新型城鎮(zhèn)化質量影響的分析

1.影響因素分析與變量選取

進一步探討金融支持對新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的影響?？紤]到政府支持、產業(yè)結構、固定資產投資對新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的影響，將其納入模型作為控制變量，從而與金融對新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的支持效應進行對比。

（1）金融支持（FI）。作為現代經濟發(fā)展的核心力量，金融支持在新型城鎮(zhèn)化建設及質量提升方面起著舉足輕重的作用。原因在于：金融可以為新型城鎮(zhèn)化建設輸送源源不斷的資金“血液”，滿足人口轉移、基礎設施建設、環(huán)境改善等方面的資金需求，進而有利于提高新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量。采用上文計算得到的金融支持綜合評價指數來衡量金融支持水平。

（2）政府支持（GI）。新型城鎮(zhèn)化質量的提升離不開政府的支持，通常情況下，政府財政收入越多，對于民生問題、醫(yī)療等公共服務的改善能力也就越強，因而可以促進新型城鎮(zhèn)化質量的提升。因此選用財政收入占GDP的比值來衡量政府支持。

（3）產業(yè)結構（IN）。產業(yè)結構的升級與優(yōu)化一方面有利于增強城鎮(zhèn)對剩余勞動人口的吸引力，加快實現人口的轉移；另一方面有利于帶動當地的經濟發(fā)展，為新型城鎮(zhèn)化的環(huán)境改善、公共服務改善、基礎設施建設提供支撐力量。因此選用第三產業(yè)占GDP的比重作為衡量產業(yè)結構優(yōu)化的指標。

（4）固定資產投資（INV）。通常情況下，固定資產投資越多，對新型城鎮(zhèn)化建設的投入也就越多，越有利于基礎設施的完善，因而固定資產投資一定程度上能夠促進新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的提高。選用人均固定資產投資額來衡量固定資產投資水平。

2.回歸結果分析

（1）模型結果。前文的空間自相關結果表明，新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量存在明顯的空間集聚，如果用傳統(tǒng)回歸模型進行估計會產生偏差，因此選用空間杜賓模型進行估計，并以此作為解釋模型進行時空效應分解。選擇各城市間歐式距離的倒數作為城市間的空間權重。Hausman檢驗和Loglikelihood結果顯示固定效應的空間杜賓模型優(yōu)于隨機效應的空間杜賓模型，因而選用固定效應的空間杜賓模型進行估計，估計結果見表7。

表7 新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量空間杜賓模型估計結果

從整體上看，甘肅省的空間自回歸系數ρ為0.5387，并且通過1%的顯著性檢驗，江蘇的空間自回歸系數ρ為0.5912，也通過了1%的顯著性水平檢驗。該結果表明，甘肅省和江蘇省的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量存在明顯的空間正向溢出效應。就甘肅而言，金融支持的估計系數為-0.0212，但未通過顯著性檢驗，即甘肅省金融支持對新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的影響不顯著。而政府支持、產業(yè)結構和固定資產投資的回歸系數至少在5%的顯著性水平下為正。江蘇的回歸結果表明，金融支持的回歸系數為0.0671，并且通過10%的顯著性檢驗，即金融支持對新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的帶動作用得到有效發(fā)揮。除此之外，政府支持、固定資產投資的回歸系數顯著為正。

（2）空間效應分解。為了深入揭示各解釋變量對新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的直接影響和間接影響，在表7的基礎上，對回歸結果進行分解，得出各變量的直接效應以及間接效應，結果如表8所示。

表8 各解釋變量對新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的效應

從表8可以看出，對甘肅而言，金融支持（FI）的直接效應為-0.1133，并且在1%的水平上顯著為負，間接效應不顯著；而江蘇金融支持的直接效應為0.0512，并且在10%的水平上顯著為正，間接效應同樣不顯著。該結果表明，甘肅省的金融支持會抑制本地區(qū)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的提升，而江蘇的金融支持會顯著促進本地區(qū)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的提升；但它們對周邊地區(qū)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的影響均不明顯。金融支持的直接效應在兩省之間出現差異的原因可能在于：與江蘇相比，甘肅省金融支持模式較為單一，現有的投融資體制機制難以滿足基礎設施建設、產業(yè)轉型升級等；甘肅省金融服務范圍過窄，尤其是在廣大農村及偏遠城鎮(zhèn)地區(qū)，金融機構網點覆蓋率較低，無法滿足農業(yè)轉移人口市民化等新型城鎮(zhèn)化建設的多元資金需求。

政府支持（GI）對兩省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的影響一致，即政府支持（GI）的直接效應和間接效應均顯著為正。該結果表明政府支持既能顯著帶動本地區(qū)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的提升，又會對周邊地區(qū)產生一定的促進作用。產業(yè)結構（IN）對兩省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的影響存在一定差異。從甘肅的結果來看，產業(yè)結構的直接效應和間接效應雖然為正，但是均未通過顯著性檢驗；而江蘇產業(yè)結構的直接效應和間接效應均顯著為正。由此說明，與甘肅相比，江蘇的產業(yè)結構升級能顯著提升本地區(qū)和周邊地區(qū)的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量。原因在于江蘇省的三次產業(yè)發(fā)展質量和發(fā)展水平遠遠優(yōu)于甘肅省，而產業(yè)結構優(yōu)化會通過要素流動效應和改善就業(yè)結構等方式促進本地區(qū)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的提升；同時，產業(yè)結構的調整又促使城鎮(zhèn)資源向周邊地區(qū)流動，通過輻射效應和溢出效應促進周邊地區(qū)新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展。固定資產投資（INV）對兩省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的影響一致。固定資產投資（INV）的直接效應顯著為正，但是間接效應顯著為負，即固定資產投資在顯著帶動本地區(qū)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的同時，會明顯抑制周邊地區(qū)的發(fā)展。原因在于固定資產投資的增加會促進本地區(qū)基礎設施的完善，但是對周邊地區(qū)的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展不會產生多少影響。

六、結論與建議

（一）結論

在構建新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量指標評價體系的基礎上，利用熵值法對甘肅省和江蘇省的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量進行測度，并運用空間自相關方法對兩省的新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的空間特征進行了分析，最后構建空間杜賓模型進一步比較了甘肅和江蘇的金融支持對新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的影響，結果表明：

第一，甘肅省和江蘇省的新型城鎮(zhèn)發(fā)展質量均存在明顯的正向空間相關性，其中甘肅的高—高集聚主要集中于河西地區(qū)，低—低集聚主要集中于甘肅南部地區(qū)；江蘇的高—高集聚主要集中于蘇南地區(qū)，低—低集聚主要集中于蘇北地區(qū)。

第二，甘肅省的金融支持對新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的影響不顯著，而江蘇的金融支持能夠顯著帶動新型城鎮(zhèn)化發(fā)展質量的提升。

（二）政策建議

根據結論，結合甘肅實際，針對甘肅新型城鎮(zhèn)化發(fā)展提出如下政策建議。

第一，擴大金融規(guī)模。與江蘇相比，甘肅省的金融支持規(guī)模較小，而新型城鎮(zhèn)化建設所需資金龐大，因此需要多方主體共同參與，擴大金融規(guī)模。政策性銀行應加大對城鎮(zhèn)基礎設施建設的支持力度，積極探索與商業(yè)銀行合作，共同推出專項貸款，改變政策性銀行信貸產品單一的局面；商業(yè)銀行應充分發(fā)揮自身優(yōu)勢，開發(fā)多元化的金融產品，滿足甘肅城鎮(zhèn)建設的資金需求，同時還應探索BOT、TOT、BTO、TOB 等融資模式；甘肅各級政府應通過稅收優(yōu)惠積極引進大型企業(yè)，借助母公司注入子公司的資本和資產，完成項目的基礎設施建設。

第二，提高金融效率。繼續(xù)推進金融業(yè)供給側結構性改革，優(yōu)化金融資源配置，減少對產能過剩、高污染企業(yè)的資金支持，引導金融資源向新興產業(yè)、生態(tài)產業(yè)流入。同時，不斷提升甘肅省內金融機構的經營管理水平。要積極探索并建立靈活多變的響應機制、高效完備的決策機制等。

第三，完善金融結構。與江蘇相比，甘肅的資本市場發(fā)展緩慢，股票、債券對新型城鎮(zhèn)化建設的支持作用更是微乎其微，因此政府應提高資源配置效率，重點支持擬上市企業(yè)，大力發(fā)展資本市場，充分挖掘股票、債券的支持作用。省內保險機構也應積極開發(fā)適用于城鎮(zhèn)建設、鄉(xiāng)村振興的業(yè)務品種，助力新型城鎮(zhèn)化建設和城鄉(xiāng)的融合發(fā)展。