【摘要】 本文對(duì)江蘇省金融業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化率的增長(zhǎng)進(jìn)行了實(shí)證關(guān)系的研究。檢驗(yàn)結(jié)果表明，江蘇省金融業(yè)的發(fā)展是提升江蘇省城鎮(zhèn)化率的重要因素，城鎮(zhèn)化率的提高則促進(jìn)了江蘇省金融業(yè)的發(fā)展。

　　【關(guān)鍵詞】 金融業(yè)發(fā)展 城鎮(zhèn)化率 實(shí)證研究

　　一、引言

　　城鎮(zhèn)化是當(dāng)代世界各國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的主要趨勢(shì)。城鎮(zhèn)化水平高低是衡量一個(gè)國(guó)家社會(huì)進(jìn)步狀況的重要標(biāo)志，也是促進(jìn)社會(huì)全面進(jìn)步的必然要求。城鎮(zhèn)化作為人類文明進(jìn)步的產(chǎn)物，既能提高生產(chǎn)活動(dòng)效率，同時(shí)也可以富裕農(nóng)民、造福人民，全面提升他們的生活質(zhì)量。

　　根據(jù)新頒布的《國(guó)家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃(2014―2020年)》中指出城鎮(zhèn)化是伴隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和工業(yè)化的一種經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，是國(guó)家現(xiàn)代化的重要標(biāo)志。我國(guó)1978―2013年期間，城鎮(zhèn)化率從17.9%提升到53.7%。國(guó)務(wù)院副表示，中國(guó)已進(jìn)入中等收入國(guó)家行列，但發(fā)展還很不平衡，尤其是城鄉(xiāng)差距量大面廣，差距就是潛力，未來(lái)幾十年最大的發(fā)展?jié)摿υ诔擎?zhèn)化。中央農(nóng)村工作領(lǐng)導(dǎo)小組副組長(zhǎng)陳錫文也表示城鎮(zhèn)化將是中國(guó)經(jīng)濟(jì)下一步發(fā)展的發(fā)動(dòng)機(jī)。

　　金融作為經(jīng)濟(jì)的核心，其功能就是實(shí)現(xiàn)資源的有效配置，它可以為城鎮(zhèn)化的開(kāi)展增加資本積累、促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新等，所以從金融發(fā)展角度研究其對(duì)城鎮(zhèn)化的影響具有重要意義。江蘇省作為中國(guó)經(jīng)濟(jì)強(qiáng)省，是國(guó)內(nèi)目前城鎮(zhèn)化水平最高的省份之一，2012年的人口城鎮(zhèn)化率為63%以上，遠(yuǎn)超全國(guó)均值52.7%;金融業(yè)發(fā)展水平也遠(yuǎn)超全國(guó)水平，2012年金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)資產(chǎn)余額96582億元，保險(xiǎn)額達(dá)到1301.28億元，全省上市公司累計(jì)融資總額2990億元。

　　金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的關(guān)系一直受到學(xué)術(shù)界與政界的關(guān)注，但我們發(fā)現(xiàn)有關(guān)金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化率的討論，以描述性分析和政策建議居多，進(jìn)行實(shí)證研究的較少。本文主要采用江蘇省2003年至2013年的數(shù)據(jù)(所有數(shù)據(jù)來(lái)源于2003年至2013年《江蘇省統(tǒng)計(jì)年鑒》)，利用時(shí)間序列的分析方法，通過(guò)格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗(yàn)，對(duì)江蘇省金融業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化率變化的相關(guān)性進(jìn)行實(shí)證研究。

　　二、文獻(xiàn)回顧

　　從實(shí)證研究角度出發(fā)，通常把財(cái)政支出和區(qū)域政策差異作為金融支持城鎮(zhèn)化進(jìn)程的調(diào)節(jié)變量進(jìn)行考察(汪小亞，2002)，強(qiáng)調(diào)金融支持城鎮(zhèn)化作用的發(fā)揮與政府治理水平密切相關(guān)(孫浦陽(yáng)、武力超;2011)。金融發(fā)展在長(zhǎng)期與城鎮(zhèn)化進(jìn)程有均衡關(guān)系，而這種關(guān)系在東部地區(qū)尤為明顯(谷小菁，2011)。已有的金融發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化影響的研究甚少，多集中于探究金融發(fā)展對(duì)工業(yè)化的作用，研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展能夠促進(jìn)工業(yè)發(fā)展，并且可以通過(guò)擴(kuò)寬融資渠道等加快金融發(fā)展的政策來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型(鄧玲，2011;孫長(zhǎng)青，2012)。

　　在研究方法上，謝慶勇(2006)使用格蘭杰檢驗(yàn)與VAR模型分析了1978年以來(lái)我國(guó)農(nóng)村工業(yè)化和農(nóng)村城鎮(zhèn)化的關(guān)系;孫文生(2005)等通過(guò)建立回歸模型研究河北省工業(yè)化水平對(duì)城鎮(zhèn)化的影響。通過(guò)對(duì)比我國(guó)東、中、西地區(qū)金融發(fā)展對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化之間的長(zhǎng)期和短期關(guān)系發(fā)現(xiàn)在不同區(qū)域產(chǎn)生不同的效應(yīng)(梁彭勇，2008;孫林，2012)。

　　綜上所述，在政策理論方面，關(guān)于金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化的研究，國(guó)內(nèi)外學(xué)者都取得了一定成果。但是在實(shí)證研究方面，描述金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化之間關(guān)系的研究較少。江蘇省無(wú)論城鎮(zhèn)化和金融發(fā)展水平都領(lǐng)先于全國(guó)水平，具有典型性，對(duì)其他省份的研究有借鑒作用。因此，本文選取江蘇省金融發(fā)展水平，進(jìn)行實(shí)證研究，檢驗(yàn)江蘇省金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化率之間的相關(guān)性，也為其他省份金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化率的關(guān)系，提供較好的借鑒樣本。

　　三、變量選取

　　本文主要采用江蘇省2003年至2013年的數(shù)據(jù)，利用時(shí)間序列的分析方法，通過(guò)格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗(yàn)，對(duì)江蘇省金融業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化率變化的相關(guān)性進(jìn)行實(shí)證研究。2003年至2013年(單位：億元)江蘇省城鎮(zhèn)化率依次為：46.80%，50.27%，50.50%，51.89%，53.20%，54.30%，55.61%，60.58%，61.89%，63.01%，64.11%。金融業(yè)增加值依次為：392.11，440.50，492.40，653.25，1054.25，1298.48，

　　1596.98，2105.92，2600.11，3136.51，3958.79。本外幣貸款余額依次為：11387.20，3573.53，16282.60，19383.65，23265.83，

　　27081.06，36846.34，44180.21，50283.52，57652.84，64908.22。本外幣存款余額依次為：15473.22，18307.90，22821.57，

　　26722.83，31337.99，38063.38，50061.85，60583.07，67638.75，78109，88302.07。

　　四、實(shí)證方法與結(jié)果分析

　　在研究江蘇省金融業(yè)的發(fā)展與城鎮(zhèn)化率變化之間的關(guān)系時(shí)，本文主要采用如下金融變量來(lái)描述金融業(yè)發(fā)展與城鎮(zhèn)化率變化之間的基本狀況。BF代表保費(fèi)收入，DK代表本外幣貸款余額，CK代表本外幣存款余額，ZJ代表金融產(chǎn)業(yè)的增加值，CZ代表城鎮(zhèn)化率。

　　首先，為了消除時(shí)間序列可能存在的異方差性，將對(duì)各個(gè)變量去自然對(duì)數(shù)，分別表示為L(zhǎng)NBF，LNDK，LNCK，LNZJ，LNCZ。

　　1、變量LNBF，LNDK，LNCK，LNZJ，LNCZ之間的相關(guān)性檢驗(yàn)

　　通過(guò)各變量之間的相關(guān)性檢驗(yàn)，可以得出如下數(shù)據(jù)：LNCK，LNCZ，LNDK，LNZJ與LNBF之間的相關(guān)系數(shù)依次為：0.982776，0.957194，0.983688，0.981092。LNBF，LNCZ，LNDK，LNZJ與LNCK的相關(guān)系數(shù)依次為：0.982776，

　　0.966026，0.999372，0.984907。LNBF，LNCK，LNDK，LNZJ與LNCZ的相關(guān)系數(shù)依次為：0.957149，0.966026，0.969908， 　　0.949832。LNBF，LNCK，LNCZ，LNZJ與LNDK的相關(guān)系數(shù)依次為：0.983688，0.999372，0.969908，0.986532。LNCK，LNCZ，LNDK，LNBF與LNZJ之間的相關(guān)系數(shù)依次為：0.984907，0.949832，0.986532，0.981092。

　　通過(guò)各變量自建的相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)的結(jié)果分析，可以得出結(jié)論：本文所選取的各個(gè)變量之間的相關(guān)性很強(qiáng)，相關(guān)系數(shù)都在0.94以上。由于各個(gè)變量之間近乎完全線性相關(guān)，因此在選擇模型時(shí)不應(yīng)該將變量LNBF、LNCK、LNDK、LNZJ放在同一個(gè)線性回歸模型之中作為解釋變量使用，因?yàn)樗x取的解釋變量之間會(huì)存在著較為嚴(yán)重的多重共線性。

　　本文中，相關(guān)性檢驗(yàn)所用到的數(shù)據(jù)主要是截面數(shù)據(jù)，在運(yùn)用的過(guò)程中并沒(méi)有考慮滯后變量對(duì)當(dāng)期變量的影響。為了更加準(zhǔn)確深刻的描述各變量之間的相關(guān)關(guān)系，下面將進(jìn)行變量LNBF、LNCK、LNDK、LNZJ與變量LNCZ的格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗(yàn)。

　　2、格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗(yàn)

　　下面將進(jìn)行變量LNBF、LNCK、LNDK、LNZJ與變量LNCZ的格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗(yàn)(見(jiàn)表1―8)，首先選取滯后階數(shù)為1，置信度水平為0.5。

　　通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，在0.5的置信度水平下，檢驗(yàn)結(jié)果表明：除了原假設(shè)“LNCZ不是LNZJ的Granger原因”不能被拒絕外，其余原假設(shè)均嚴(yán)格的被拒絕，即表明在1階滯后的情況下，LNDK與LNCZ、LNCK與LNCZ、LNBF與LNCZ三組變量之間互為格蘭杰因果關(guān)系。而LNCZ與LNZJ之間只具有單向的格蘭杰因果關(guān)系，即LNCZ不是LNZJ的格蘭杰原因。在格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)中，對(duì)于不拒絕原假設(shè)的狀況下，如果選擇較長(zhǎng)的滯后期，格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)也許就會(huì)更加的有效。因此，應(yīng)該選擇更長(zhǎng)的滯后期，繼續(xù)進(jìn)行檢驗(yàn)。

　　下面將會(huì)取2階滯后期，來(lái)檢驗(yàn)變量LNBF、LNCK、LNDK、LNZJ與變量LNCZ的格蘭杰因果關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)構(gòu)如下。

　　通過(guò)檢驗(yàn)，將滯后期設(shè)定為2期時(shí)，各個(gè)原假設(shè)均被拒絕，只有原假設(shè)“LNCZ不是LNCK的Granger原因”，沒(méi)有通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，但是在1階滯后的狀況下，原假設(shè)“LNCZ不是LNCK的Granger原因”，通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。因此，表明LNBF，LNCK，LNDK，LNZJ的滯后值對(duì)LNCZ的當(dāng)期值具有解釋作用，即變量之間具有相關(guān)性。從格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的檢驗(yàn)結(jié)果看出，如果對(duì)LNCZ變量采用向量自回歸模型(VAR模型)會(huì)更加合適，但是由于在相關(guān)性檢驗(yàn)中發(fā)現(xiàn)各個(gè)變量之間存在著很強(qiáng)的線性相關(guān)性，使得以這些變量作為解釋變量的多元線性回歸模型得不到有效的參數(shù)估計(jì)。因此，在模型選擇上考慮采用二元回歸模型。

　　3、變量LNCZ線性回歸模型的建立

　　下面將對(duì)變量LNCZ分別與變量LNBF、LNCK、LNDK、LNZJ進(jìn)行線性回歸，采用的模型為雙對(duì)數(shù)線性回歸模型(見(jiàn)表9―12)。

　　模型的數(shù)學(xué)表達(dá)式為：LNCZt=2.659819+0.204813LNBFt

　　其中LNCZt即為變量LNCZ，LNBFt為變量LNBF，下標(biāo)t表示當(dāng)期值，其系數(shù)為0.204813，表示當(dāng)保費(fèi)收入增加1%，城鎮(zhèn)化的比例將增加0.204813%。同時(shí)可以得出，保費(fèi)收入與城鎮(zhèn)化比率之間呈現(xiàn)正相關(guān)的關(guān)系。

　　圖1表示的為L(zhǎng)NCZ與LNBF之間的關(guān)系圖。圖中的折線是用實(shí)際數(shù)據(jù)描點(diǎn)得到的兩變量之間的關(guān)系圖，直線表示的是LNCZ與LNBF的線性回歸直線，即擬合曲線。因此，折線描述的是兩者之間的實(shí)際變動(dòng)關(guān)系，直線描述的是回歸模型中兩者的關(guān)系。

　　通過(guò)圖1，可以表明LNCZ與LNBF之間具有很強(qiáng)的線性關(guān)系，因此用線性回歸模型進(jìn)行回歸會(huì)得到很好的擬合效果。

　　模型的數(shù)學(xué)表達(dá)式為：LNCZt=2.205662+0.171136LNCKt

　　其中LNCCZt即為變量LNCZ，LNCKt為變量LNCK，下標(biāo)t表示當(dāng)期值，其系數(shù)為0.171136，表示當(dāng)本外幣存款余額增加1%，城鎮(zhèn)化的比例將增加0.171136%。同時(shí)可以得出，本外幣存款余額與城鎮(zhèn)化比率之間呈現(xiàn)正相關(guān)的關(guān)系。

　　圖2中折線表示由實(shí)際數(shù)據(jù)描點(diǎn)得到的LNCZ與LNCK的關(guān)系圖，直線表示為L(zhǎng)NCZ對(duì)LNCK的回歸直線。

　　模型的數(shù)學(xué)表達(dá)式為：LNCZt=2.266603+0.170412LNDKt

　　其中LNCZt即為變量LNCZ，LNDKt為變量LNDK，下標(biāo)t表示當(dāng)期值，其系數(shù)為0.170412，表示當(dāng)本外幣貸款余額增加1%，城鎮(zhèn)化的比例將增加0.170412%。同時(shí)可以得出，本外幣貸款余額與城鎮(zhèn)化比率之間呈現(xiàn)正相關(guān)的關(guān)系。

　　圖3中折線表示由實(shí)際數(shù)據(jù)描點(diǎn)得到的LNCZ與LNDK的關(guān)系圖，直線表示為L(zhǎng)NCZ對(duì)LNDK的回歸直線。

　　模型的數(shù)學(xué)表達(dá)式為：LNCZt=3.134666+0.123814LNZJt

　　其中LNCZt即為變量LNCZ，LNZJt為變量LNZJ，下標(biāo)t表示當(dāng)期值，其系數(shù)為0.123814，表示當(dāng)金融產(chǎn)業(yè)增加值增加1%，城鎮(zhèn)化的比例將增加0.123814%。同時(shí)可以得出，金融產(chǎn)業(yè)增加值與城鎮(zhèn)化比率之間呈現(xiàn)正相關(guān)的關(guān)系。

　　圖4中折線表示由實(shí)際數(shù)據(jù)描點(diǎn)得到的LNCZ與LNZJ的關(guān)系圖，直線表示為L(zhǎng)NCZ對(duì)LNZJ的回歸直線。

　　五、結(jié)論性評(píng)價(jià)

　　通過(guò)對(duì)所選取變量的相關(guān)關(guān)系檢驗(yàn)表明：各個(gè)變量?jī)烧咧g具有很強(qiáng)的線性相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)都在0.94以上，接近完全的線性相關(guān)。在取1階滯后的狀況下，LNCZ與LNDK、LNCZ與LNCK、LNCZ與LNBF之間都互為格蘭杰因果關(guān)系。而LNCZ與LNZJ之間只存在著單向的格蘭杰因果關(guān)系。在2階滯后的狀況下，各個(gè)原假設(shè)都被拒絕，只有原假設(shè)“LNCZ不是LNCK的格蘭杰原因”被接受，但是在1階滯后期狀態(tài)下，這個(gè)假設(shè)被拒絕，表明LNBF，LNCK，LNDK，LNZJ的滯后值對(duì)LNCZ的當(dāng)期值具有解釋作用。

　　綜上所述，江蘇省金融業(yè)的不斷發(fā)展，對(duì)江蘇省城鎮(zhèn)化的進(jìn)程有著一定的影響。本文所選取的四個(gè)變量，即保費(fèi)收入、本外幣存款余額、本外幣貸款余額。金融業(yè)增加值都促進(jìn)了江蘇省城鎮(zhèn)化水平的提高，同時(shí)由于變量之間兩兩互為格蘭杰因果關(guān)系，所以城鎮(zhèn)化水平的提高，在一定程度上也促進(jìn)了江蘇省金融業(yè)的發(fā)展。

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