試析江蘇金融業發展與城鎮化率變化的實證
【摘要】 本文對江蘇省金融業發展與城鎮化率的增長進行了實證關係的研究。檢驗結果表明，江蘇省金融業的發展是提升江蘇省城鎮化率的重要因素，城鎮化率的提高則促進了江蘇省金融業的發展。
【關鍵詞】 金融業發展 城鎮化率 實證研究
一、引言
城鎮化是當代世界各國經濟社會發展的主要趨勢。城鎮化水平高低是衡量一個國家社會進步狀況的重要標誌，也是促進社會全面進步的必然要求。城鎮化作為人類文明進步的產物，既能提高生產活動效率，同時也可以富裕農民、造福人民，全面提升他們的生活質量。
根據新頒佈的《國家新型城鎮化規劃2014―2020年》中指出城鎮化是伴隨著經濟發展和工業化的一種經濟現象，是國家現代化的重要標誌。我國1978―2013年期間，城鎮化率從17.9%提升到53.7%。國務院副表示，中國已進入中等收入國家行列，但發展還很不平衡，尤其是城鄉差距量大面廣，差距就是潛力，未來幾十年最大的發展潛力在城鎮化。中央農村工作領導小組副組長陳錫文也表示城鎮化將是中國經濟下一步發展的發動機。
金融作為經濟的核心，其功能就是實現資源的有效配置，它可以為城鎮化的開展增加資本積累、促進技術創新等，所以從金融發展角度研究其對城鎮化的影響具有重要意義。江蘇省作為中國經濟強省，是國內目前城鎮化水平最高的省份之一，2012年的人口城鎮化率為63%以上，遠超全國均值52.7%;金融業發展水平也遠超全國水平，2012年金融機構各項資產餘額96582億元，保險額達到1301.28億元，全省上市公司累計融資總額2990億元。
金融發展與經濟增長間的關係一直受到學術界與政界的關注，但我們發現有關金融發展與城鎮化率的討論，以描述性分析和政策建議居多，進行實證研究的較少。本文主要採用江蘇省2003年至2013年的資料所有資料來源於2003年至2013年《江蘇省統計年鑑》，利用時間序列的分析方法，通過格蘭傑Granger因果關係檢驗，對江蘇省金融業發展與城鎮化率變化的相關性進行實證研究。
二、文獻回顧
從實證研究角度出發，通常把財政支出和區域政策差異作為金融支援城鎮化程序的調節變數進行考察汪小亞，2002，強調金融支援城鎮化作用的發揮與政府治理水平密切相關孫浦陽、武力超;2011。金融發展在長期與城鎮化程序有均衡關係，而這種關係在東部地區尤為明顯谷小菁，2011。已有的金融發展對產業城鎮化影響的研究甚少，多集中於探究金融發展對工業化的作用，研究發現金融發展能夠促進工業發展，並且可以通過擴寬融資渠道等加快金融發展的政策來促進經濟轉型鄧玲，2011;孫長青，2012。
在研究方法上，謝慶勇2006使用格蘭傑檢驗與VAR模型分析了1978年以來我國農村工業化和農村城鎮化的關係;孫文生2005等通過建立迴歸模型研究河北省工業化水平對城鎮化的影響。通過對比我國東、中、西地區金融發展對其經濟增長、產業結構、城市化之間的長期和短期關係發現在不同區域產生不同的效應樑彭勇，2008;孫林，2012。
綜上所述，在政策理論方面，關於金融發展與城鎮化的研究，國內外學者都取得了一定成果。但是在實證研究方面，描述金融發展與城鎮化之間關係的研究較少。江蘇省無論城鎮化和金融發展水平都領先於全國水平，具有典型性，對其他省份的研究有借鑑作用。因此，本文選取江蘇省金融發展水平，進行實證研究，檢驗江蘇省金融發展與城鎮化率之間的相關性，也為其他省份金融發展與城鎮化率的關係，提供較好的借鑑樣本。
三、變數選取
本文主要採用江蘇省2003年至2013年的資料，利用時間序列的分析方法，通過格蘭傑Granger因果關係檢驗，對江蘇省金融業發展與城鎮化率變化的相關性進行實證研究。2003年至2013年單位：億元江蘇省城鎮化率依次為：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。本外幣貸款餘額依次為：11387.20，3573.53，16282.60，19383.65，23265.83，
27081.06，36846.34，44180.21，50283.52，57652.84，64908.22。本外幣存款餘額依次為：15473.22，18307.90，22821.57，
26722.83，31337.99，38063.38，50061.85，60583.07，67638.75，78109，88302.07。
四、實證方法與結果分析
在研究江蘇省金融業的發展與城鎮化率變化之間的關係時，本文主要採用如下金融變數來描述金融業發展與城鎮化率變化之間的基本狀況。BF代表保費收入，DK代表本外幣貸款餘額，CK代表本外幣存款餘額，ZJ代表金融產業的增加值，CZ代表城鎮化率。
首先，為了消除時間序列可能存在的異方差性，將對各個變數去自然對數，分別表示為LNBF，LNDK，LNCK，LNZJ，LNCZ。
1、變數LNBF，LNDK，LNCK，LNZJ，LNCZ之間的相關性檢驗
通過各變數之間的相關性檢驗，可以得出如下資料：LNCK，LNCZ，LNDK，LNZJ與LNBF之間的相關係數依次為：0.982776，0.957194，0.983688，0.981092。LNBF，LNCZ，LNDK，LNZJ與LNCK的相關係數依次為：0.982776，
0.966026，0.999372，0.984907。LNBF，LNCK，LNDK，LNZJ與LNCZ的相關係數依次為：0.957149，0.966026，0.969908， 0.949832。LNBF，LNCK，LNCZ，LNZJ與LNDK的相關係數依次為：0.983688，0.999372，0.969908，0.986532。LNCK，LNCZ，LNDK，LNBF與LNZJ之間的相關係數依次為：0.984907，0.949832，0.986532，0.981092。
通過各變數自建的相關係數檢驗的結果分析，可以得出結論：本文所選取的各個變數之間的相關性很強，相關係數都在0.94以上。由於各個變數之間近乎完全線性相關，因此在選擇模型時不應該將變數LNBF、LNCK、LNDK、LNZJ放在同一個線性迴歸模型之中作為解釋變數使用，因為所選取的解釋變數之間會存在著較為嚴重的多重共線性。
本文中，相關性檢驗所用到的資料主要是截面資料，在運用的過程中並沒有考慮滯後變數對當期變數的影響。為了更加準確深刻的描述各變數之間的相關關係，下面將進行變數LNBF、LNCK、LNDK、LNZJ與變數LNCZ的格蘭傑Granger因果關係檢驗。
2、格蘭傑Granger因果關係檢驗
下面將進行變數LNBF、LNCK、LNDK、LNZJ與變數LNCZ的格蘭傑Granger因果關係檢驗見表1―8，首先選取滯後階數為1，置信度水平為0.5。
通過格蘭傑因果關係檢驗，在0.5的置信度水平下，檢驗結果表明：除了原假設“LNCZ不是LNZJ的Granger原因”不能被拒絕外，其餘原假設均嚴格的被拒絕，即表明在1階滯後的情況下，LNDK與LNCZ、LNCK與LNCZ、LNBF與LNCZ三組變數之間互為格蘭傑因果關係。而LNCZ與LNZJ之間只具有單向的格蘭傑因果關係，即LNCZ不是LNZJ的格蘭傑原因。在格蘭傑因果關係檢驗中，對於不拒絕原假設的狀況下，如果選擇較長的滯後期，格蘭傑因果關係檢驗也許就會更加的有效。因此，應該選擇更長的滯後期，繼續進行檢驗。
下面將會取2階滯後期，來檢驗變數LNBF、LNCK、LNDK、LNZJ與變數LNCZ的格蘭傑因果關係，檢驗結構如下。
通過檢驗，將滯後期設定為2期時，各個原假設均被拒絕，只有原假設“LNCZ不是LNCK的Granger原因”，沒有通過格蘭傑因果關係檢驗，但是在1階滯後的狀況下，原假設“LNCZ不是LNCK的Granger原因”，通過格蘭傑因果關係檢驗。因此，表明LNBF，LNCK，LNDK，LNZJ的滯後值對LNCZ的當期值具有解釋作用，即變數之間具有相關性。從格蘭傑因果關係檢驗的檢驗結果看出，如果對LNCZ變數採用向量自迴歸模型VAR模型會更加合適，但是由於在相關性檢驗中發現各個變數之間存在著很強的線性相關性，使得以這些變數作為解釋變數的多元線性迴歸模型得不到有效的引數估計。因此，在模型選擇上考慮採用二元迴歸模型。
3、變數LNCZ線性迴歸模型的建立
下面將對變數LNCZ分別與變數LNBF、LNCK、LNDK、LNZJ進行線性迴歸，採用的模型為雙對數線性迴歸模型見表9―12。
模型的數學表示式為：LNCZt=2.659819+0.204813LNBFt
其中LNCZt即為變數LNCZ，LNBFt為變數LNBF，下標t表示當期值，其係數為0.204813，表示當保費收入增加1%，城鎮化的比例將增加0.204813%。同時可以得出，保費收入與城鎮化比率之間呈現正相關的關係。
圖1表示的為LNCZ與LNBF之間的關係圖。圖中的折線是用實際資料描點得到的兩變數之間的關係圖，直線表示的是LNCZ與LNBF的線性迴歸直線，即擬合曲線。因此，折線描述的是兩者之間的實際變動關係，直線描述的是迴歸模型中兩者的關係。
通過圖1，可以表明LNCZ與LNBF之間具有很強的線性關係，因此用線性迴歸模型進行迴歸會得到很好的擬合效果。
模型的數學表示式為：LNCZt=2.205662+0.171136LNCKt
其中LNCCZt即為變數LNCZ，LNCKt為變數LNCK，下標t表示當期值，其係數為0.171136，表示當本外幣存款餘額增加1%，城鎮化的比例將增加0.171136%。同時可以得出，本外幣存款餘額與城鎮化比率之間呈現正相關的關係。
圖2中折線表示由實際資料描點得到的LNCZ與LNCK的關係圖，直線表示為LNCZ對LNCK的迴歸直線。
模型的數學表示式為：LNCZt=2.266603+0.170412LNDKt
其中LNCZt即為變數LNCZ，LNDKt為變數LNDK，下標t表示當期值，其係數為0.170412，表示當本外幣貸款餘額增加1%，城鎮化的比例將增加0.170412%。同時可以得出，本外幣貸款餘額與城鎮化比率之間呈現正相關的關係。
圖3中折線表示由實際資料描點得到的LNCZ與LNDK的關係圖，直線表示為LNCZ對LNDK的迴歸直線。
模型的數學表示式為：LNCZt=3.134666+0.123814LNZJt
其中LNCZt即為變數LNCZ，LNZJt為變數LNZJ，下標t表示當期值，其係數為0.123814，表示當金融產業增加值增加1%，城鎮化的比例將增加0.123814%。同時可以得出，金融產業增加值與城鎮化比率之間呈現正相關的關係。
圖4中折線表示由實際資料描點得到的LNCZ與LNZJ的關係圖，直線表示為LNCZ對LNZJ的迴歸直線。
五、結論性評價
通過對所選取變數的相關關係檢驗表明：各個變數兩者之間具有很強的線性相關性，相關係數都在0.94以上，接近完全的線性相關。在取1階滯後的狀況下，LNCZ與LNDK、LNCZ與LNCK、LNCZ與LNBF之間都互為格蘭傑因果關係。而LNCZ與LNZJ之間只存在著單向的格蘭傑因果關係。在2階滯後的狀況下，各個原假設都被拒絕，只有原假設“LNCZ不是LNCK的格蘭傑原因”被接受，但是在1階滯後期狀態下，這個假設被拒絕，表明LNBF，LNCK，LNDK，LNZJ的滯後值對LNCZ的當期值具有解釋作用。
綜上所述，江蘇省金融業的不斷髮展，對江蘇省城鎮化的程序有著一定的影響。本文所選取的四個變數，即保費收入、本外幣存款餘額、本外幣貸款餘額。金融業增加值都促進了江蘇省城鎮化水平的提高，同時由於變數之間兩兩互為格蘭傑因果關係，所以城鎮化水平的提高，在一定程度上也促進了江蘇省金融業的發展。
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