重慶市金融業發展與城鎮化率變化的實證分析

摘 要： 文章對重慶市金融業發展與城鎮化率提高的相關性進行了實證檢驗，結果表明重 慶市金融業的發展是提升重慶市城鎮化率的重要因素，城鎮化率的提高則促進了重慶市金融 業的發展。

關鍵詞：金融業發展 城鎮化率 相關性

中圖分類號：F290 文獻標識碼：A 文章編號：1004-4914（2008）05-274-02

城鎮化是當代世界各國經濟社會發展的一個主要趨勢。城鎮化水平高低是衡量一個國家經濟 社會進步狀況的重要標志。著名經濟學家斯蒂格列茨預言：影響未來世界經濟發展的兩件大 事是美國的高科技發展和中國的城鎮化。有關學者檢驗表明中國的城鎮化率每增加1%，就可 拉動當年生產總值增長1%～2%。城鎮化已經成為促進中國經濟增長的關鍵性因素。重慶市作 為國家城鄉統籌綜合配套改革的試點城市，加快城鎮化建設的進程，是該項改革的一項重要 任務。

金融發展與經濟增長間的關系一直受到學術界與政界的關注，但金融發展和城鎮化之間相關 關系的研究并不多。金融深化程度的高低，直接關系到城鎮化水平的高低，金融深化對 一國城鎮化水平以及城鎮質量的提高具有促進作用。鄭長德認為金融中介的發展與城鎮化進 程間內含著一種互動機制，經濟貨幣化程度的提高是影響我國城鎮化水平的重要因素，同時 城鎮化水平的提高也促進了我國金融中介的發展。我們發現有關于金融發展與城鎮化率變化 的相關問題的討論文獻描述性分析多、政策建議多，進行實證研究的少。本文采用重慶直轄 十年的基本數據，利用時間系列分析方法，通過葛蘭杰（Granger）因果檢驗對重慶市金融 業發展與城鎮化率變化的相關性進行了實證檢驗。

一、重慶直轄十年金融業與城鎮化率的基本情況描述

重慶直轄以來，金融業飛速發展，取得了驕人的業績。銀行存貸款業務高速增長，截至2006 年末，全市銀行業金融機構（含外資）的各項人民幣存款余額達到5519.75億元（本外幣存 款余額達到5587.50億元），是1997年末的5.0倍，年均增長19.6%，高于同期全國平均水平2 .7個百分點；全市銀行金融機構（含外資）的各項人民幣貸款余額為4388.28億元（本外幣 貸款余額達到4443.84億元），是1997年末的3.8倍，年均增長16.0%，高于全國平均水平3.0 個百分點。保險業務大力拓展，2006年，重慶市保險業實現保費收入93.24億元，是1997年 的4.8倍，年均增長19.0%，保險深度已達2.65%，保險密度達到294元；金融機構人民幣現金 收入大幅增長，2006年金融機構人民幣現金收入達到11357.39億元，是1997年末的4.5倍。 重慶市社會經濟的健康快速發展，使重慶的城鎮化水平快速提高。直轄前，受經濟發展水平 和區域經濟發展重心的影響，重慶市城鎮化水平起點低，發展滯后，1996年，重慶市城鎮化 率為29.5%，比全國低1個百分點。直轄以后，1996～2006年，重慶市城鎮化率共提高了17.2 個百分點，由1996年的29.5%上升到2006年的46.7%，年增幅1.7個百分點；特別是2000～200 6 年，城鎮化發展速度加快，年均增幅達到1.9個百分點，比1996～2000年年均增速快0.2個百 分點。直轄以來，重慶市城鎮化水平有了快速提高，由直轄前低于全國平均水平發展到2006 年，高于全國平均水平2.8個百分點。雖然直轄后，重慶市的城鎮化水平有了很大的提高， 但總體而言，與其他發達地區比較，重慶市城鎮化水平低，地區差異大。重慶市要實現城鄉 統籌的目標，加快重慶市城鎮化發展的進程，是一項相當艱巨的任務。

1996年至2006年（單位：億元）重慶市保費收入依次為：12.82，19.52，22.77，25.39，27.71， 33.72，46.17，57.03，66.51，73.10，93.24。現金收入依次為：2494.26，2528.54，2639.28，422 0.07，4882.86，6216.95，7628.31，8957.72，10576.23，10383.72，11357.39。本外幣存款余額 依次為：885.91，1147.92，1359.52，1638.2，1982.21，2377.99，2903.42，3512.82，4105.09，47 84.76，5587.50。本外幣貸款余額依次為：968.71，1224.01，1443.56，1693.64，1966.40，1069 .97，2338.17，2976.67，3309.13，3779.28，4443.84。城鎮化率依次為：29.5%，31.0%，32.6%，3 4.3%，35.6%，37.4%，39.9%，41.9%，43.5%，45.2%，46.7%。注：此數據來源于《重慶市直轄10周 年數據與分析》

二、金融業發展與城鎮化率變化的Granger檢驗

本文采用如下變量描述重慶金融業發展與城鎮化率變化的基本狀況。CZ表示城鎮化率，BS表 示保費收入，CK表示存款余額，DK表示貸款余額，SR表示金融機構的現金收入。對各個變量 取自然對數，以消除可能存在的異方差性，分別記為LNCZ、LNBS、LNCK、LNDK、LNSR。

1.變量LNCZ、LNBS、LNCK、LNDK、LNSR的相關關系檢驗。

經檢驗，變量LNBS、LNCK、LNDK、LNSR與LNCZ的相關系數依次為：0.993672，0.999156，0.99 4300，0.982895。LNCZ、LNCK、LNDK、LNSR與LNBS的相關系數依次為：0.993672，0.994079，0 .991340，0.962179。LNCZ、LNBS、LNDK、LNSR與LNCK的相關系數依次為：0.999156，0.99407 9，0.996826，0.980130。LNCZ、LNBS、LNCK、LNSR與LNDK的相關系數依次為：0.994300，0.99 1340，0.996826.0.969065。LNCZ、LNBS、LNCK、LNDK與LNSR的相關系數依次為：0.982895，0 .962179，0.980130，0.969065。

變量相關關系檢驗結果分析：各個變量兩兩之間的相關性很強，相關系數在0.96以上，近似 于完全的線性相關，因此，在選擇模型時不應該把變量LNBS、LNCK、LNDK、LNSR置于同一個 線性回歸模型中作解釋變量，因為這時在解釋變量中存在高度的多重共線性。

相關性檢驗所用到的數據主要是截面數據，并沒有考慮時間序列中滯后變量對當期變量的影 響。為了更加深刻地刻畫各個變量之間的相關關系，下面進行變量LNBS、LNCK、LNDK、LNSR 與變量LNCZ之間的Granger因果關系檢驗。

2.葛蘭杰（Granger）因果關系檢驗。以下為變量LNBS、LNCK、LNDK、LNSR與變量LNCZ之間 的Granger因果關系檢驗結果，在檢驗中取滯后階數為1。

在以上檢驗結果中，除了原假設的“LNBS不是LNCZ的Granger原因”、“LNDK不是LNCZ的Gra nger原因”和“LNSR不是LNCZ的Granger原因”不能被拒絕外，其余的原假設均被嚴格地拒 絕，表明在取1階滯后的情況下，LNCK與LNCZ之間具有雙向的Granger因果關系，而LNBS、LN DK和LNSR與LNCZ之間只具有單向的因果關系，即，LNBS、LNDK和LNSR的1階滯后變量對LNCZ 的當期值不具有解釋作用。在Granger因果關系檢驗中，對于接受原假設的情況，較長滯后 期的GRANGER因果關系檢驗結 果更有效，所以，如果較短滯后期內拒絕原假設，就能說明存在GRANGER因果關系，而如果 較短滯后期內接受原假設則不能充分說明不存在GRANGER因果關系，應該繼續檢驗更長滯后 期的情況。

以下取2階滯后檢驗變量LNBS、LNCK、LNDK、LNSR與變量LNCZ之間的Granger因果關系，檢驗 結果如下：

在取2階滯后的情況下，各個原假設均被拒絕（只有原假設“LNCZ不是LNSR的Granger原因” 沒有被拒絕，但是這個假設在取1階滯后時被拒絕），表明變量LNBS、LNCK、LNDK、LNSR的 滯后值對LNCZ的當期值具有解釋作用，即，具有相關性。從Granger因果關系檢驗的結果來 看，對LNCZ變量的回歸采用VAR（向量自回歸模型）模型是 比較合適的，但是，由于各個解釋變量之間具有的很強的線性相關性，使得以這些變量作為 解釋變量的多元模型由于高度的多重共線性得不到有效的參數估計。因此，考慮采用二元回 歸模型。

3.變量LNCZ的回歸模型。以下對LNCZ變量分別用LNBS、LNCK、LNDK、LNSR變量進行回歸，采 用的模型為雙對數線性回歸模型。

其中，lnCZt即為變量LNCZ，lnBSt為變量LNBS，下標t表示當期值，系其數0.249218， 表示保費收入與城鎮化率是正相關的，當保費收入增加1%時，城鎮化率將提高0.249218%。圖1為LNCZ與LNBS的關系圖。圖中折線是用實際數據描點得到的兩變量之間的關系圖，直線 表示LNCZ對LNBS的線性回歸直線，即擬合曲線。折線描述兩者之間的實際變動關系，直線描 述是回歸模型中兩者之間關系。

圖1中，折線圖表明LNCZ與LNBS具有很強的線性關系，因此，用線性模型進行回歸得到了很 好的擬合效果。

模型的數學表達式為：lnCZt=-2.976999+0.257353lnCKt

其中，lnCKt為變量LNCK的當期值，其系數0.257353，表示存款余額與城鎮化率是正相關 的，當存款余額增加1%時，城鎮化率將提高0.257353%。

模型的數學表達式為：

lnCZt=-3.461354+0.323257lnDKt

其中，lnDKt表示變量LNDK的當期值，其系數0.323257，表示貸款余額與城鎮化率是正相 關的，當貸款余額增加1%時，城鎮化率將提高0.323257%。

圖3中，折線表示由實際數據描點得到的LNCZ與LNDK的關系圖，直線為LNCZ對LNDK的線性回 歸曲線。

模型的數學表達式為：lnCZt=-3.206759+0.257871ln SRt

其中，lnCZt表示變量LNSR的當期值，其系數0.257871，表示金融機構的現金收入與城鎮 化率是正相關的，當金融機構的現金收入增加1%時，城鎮化率提高0.257871%。

圖4中折線為由實際數據描點得到的LNCZ與LNSR之間的關系，直線為LNCZ對LNSR的線性回歸 曲線。

三、結論性評價

以上相關關系檢驗結果表明：各個變量兩兩之間的相關性很強，相關系數在0.96以上，近似 于完全的線性相關。在取1階滯后的情況下，LNCK與LNCZ之間具有雙向的Granger因果關系， 而LNBS、LNDK和LNSR與LNCZ之間只具有單向的因果關系。在取2階滯后的情況下，各個原假 設均被拒絕（只有原假設“LNCZ不是LNSR的Granger原因”沒有被拒絕，但是這個假設在取1 階滯后時被拒絕），表明變量LNBS、LNCK、LNDK、LNSR的滯后值對LNCZ的當期值具有解釋作 用。綜上所述：我市金融業的發展是影響我市城鎮化率的重要因素。保費收入、存款余額、 貸款余額、金融機構的現金收入四個指標的增加都促進了我市城鎮化率的提高，而城鎮化率 的提高也促進了我市金融業的發展。

參考文獻：

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2.伍艷.西部欠發達地區城鎮化進程中的金融支持［J］.西南民族大學學報，2005（2）

3.鄭長德.中國的金融中介發展與城鎮化關系的實證研究［J］.廣東社會期刊，2007（3 ）

（作者單位：重慶電子工程職業學院 重慶大學經濟與工商管理學院 重慶 401331）

（責編：芝榮）