廣東金融發展規模和發展效率與城鎮化發展水平動態關系的檢驗分析

吳彩容 李靜

（佛山科學技術學院，廣東佛山，528000）

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廣東金融發展規模和發展效率與城鎮化發展水平動態關系的檢驗分析

吳彩容 李靜

（佛山科學技術學院，廣東佛山，528000）

【摘要】以1993－2013年廣東省金融發展規模、發展效率和城鎮化發展水平的時序數據為例，在協整檢驗的基礎上，通過VAR模型構建、格蘭杰檢驗、脈沖響應分析和方差分解等方法驗證三者的動態關系，結果發現，金融發展與城鎮化發展水平存在交互響應關系。其中，金融發展規模是城鎮化發展的格蘭杰原因，對城鎮化發展的影響較金融發展效率要明顯，影響的程度要大。由此帶給我們政策方面的啟示是，要把金融發展規模拓展開來，進一步促進廣東城鎮化發展水平，使城鎮化發展取得真正實效。

【關鍵詞】城鎮化；金融規模；金融效率；向量自回歸模型

改革開放以來，我國的城鎮化水平不斷提高，廣東更是走在全國前列。廣東省城鎮戶籍人口從1978年的823.23萬人增加到2012年的4545.84萬人，城鎮化水平由16.26%提高到52.64%［1］，但與國外發達國家的城鎮化發展水平相比，廣東省的城鎮化發展空間還很大。按照《國家新型城鎮化規劃》（2014-2020年）提出的新型城鎮化發展要求［2］，到2020年要進一步提升城鎮化發展水平和基本公共服務覆蓋率，這必須要有強大的金融支持做保障。

當前，關于金融發展與城鎮化發展之間的關系實證成果較多，但研究結論依然存在分歧。一種看法認為金融發展與城鎮化發展不存在格蘭杰因果關系，比如鄭長德［3］（2007）利用全國的相關時序數據進行研究，發現金融發展對城鎮化發展有影響，并證明了兩者之間不存在格蘭杰因果關系；梁彭勇等［4］（2008）、郭嬌嬌［5］（2013）等人的研究也得出類似的結論。

另一種看法認為金融發展是城鎮化發展的格蘭杰原因。張宗益等人［6］（2006）通過模型實證了全國金融發展和城鎮化的時序數據，并得出金融發展是城鎮化發展的格蘭杰原因，孫長青［7］（2012）、李樹生等（2015）［8］通過實證也得出了同樣的結論。

總體而言，目前關于金融發展與城鎮化發展的研究成果，普遍都能得出金融發展對城鎮化發展有影響，而關于金融發展對城鎮化發展是否存在格蘭杰原因的結論依然存在分歧。此外，深入研究金融發展規模、金融發展效率對城鎮化發展影響的成果較少。基于此，筆者通過選取廣東省1993-2013年的樣本數據，通過建立VAR模型，采用格蘭杰因果檢驗，脈沖響應分析和方差分解等方法，對三者之間的動態關系進行實證分析，旨在前人研究的基礎上，進一步探討廣東金融發展規模、金融發展效率對城鎮化發展的響應路徑及其影響程度。

一、指標選取、數據來源與方法選用

（一）指標選取

按照已有的經濟理論，我們發現金融的發展要么表現為總量的擴張，要么表現為結構的優化，總量的擴張實質就是規模的擴大，而結構的優化更多的體現在金融效率的提升方面。本文相應地選取金融發展規模和金融發展效率來衡量金融發展水平，分別用字母JFG表示金融發展規模，用JFX表示金融發展效率。其中，金融發展規模指標的確定是借鑒Goklsmith提出的金融相關率而選取。此外，由于金融機構95%以上的資產都表現為銀行業資產，由此用銀行的存貸款金融資產代表金融機構的總資產，因而本文的金融發展規模（JFG）指標就是指廣東省所有中資機構每年年底的全部金融存款與貸款余額之和與廣東省生產總值之比，值越大，說明金融發展規模越大。在此用CK代表金融存款余額，DK代表金融貸款余額，由此得到公式為：JFG=（CK+DK）/GDP。另外，金融發展效率反映的是金融機構儲蓄投資轉化率，是指廣東省中資機構每年年底的全部金融貸款余額與存款余額之比，值越大，說明金融發展效率越高，存款轉化成貸款越容易，由此得到公式為：JFX=DK/CK。

當前，在國內有兩種方法可以衡量城鎮化發展水平，一種是用非農產業人口占總人口的比率來表示，該測度辦法側重于人們是否從事農業；另一種是用城鎮戶籍人口占總人口的比率來表示，該測度辦法偏向于人們的戶籍是否城鎮。鑒于城鎮戶籍在我國的特殊性，戶籍不僅僅是戶籍人地域所在的問題，還隱含了相關的利益或福利，只有擁有相應的戶籍才能享受附帶的紅利好處，比如相應的醫療、教育、公共服務等等，因此，筆者認為真正的城鎮化水平應該是后者較為恰當，即城鎮化水平等于城鎮戶籍人口與總人口之比，相應的用CZH表示城鎮化發展水平，用CZR表示城鎮戶籍人口，用ZR表示總人口，由此得到公式為：CZH=CZR/ZR。

（二）數據來源

本文所選取的數據來自《廣東省統計年鑒》［9］，由于自1992年開始我們國家才實行市場經濟制度，無形的手才真正發揮作用，由此筆者認為市場經濟制度以后的經濟數據才比較有代表意義，因此我們選用了1993-2013年度的時序數據。考慮避免偽回歸的出現，我們分別對JFG、JFX和CZH取其對數，并相應以LJFG、LJFX和LCZH表示，而其一階分別記為DLJFG、DLJFX和DLCZH。

（三）方法選用

文章主要采用平穩檢驗、VAR模型、Granger檢驗、脈沖響應函數和方差分解等方法，并通過EViews6.0軟件進行。

1.平穩性檢驗

在對宏觀時間序列進行計量分析中，通常要求所用的序列是平穩的，但在現實中的經濟數據大多是非平穩的，對此，我們要檢驗序列的平穩性，即要進行平穩性檢驗，本文采用ADF檢驗。

2.VAR模型

自Sims在1980年提出向量自回歸模型以來，該模型就廣泛應用于經濟管理各領域。VAR模型的基本思想有些特殊，它不是以經濟理論為基礎的，它僅僅是利用模型中每一個方程的內生變量對模型的全部內生變量的滯后值進行回歸，從而估計所有變量的動態關系。VAR模型是自回歸模型的聯立形式，也叫向量自回歸模型。具體的數學形式為：

上式中，Wb代表第b期觀察值組成的M維列向量，Di表示系數矩陣，Vb代表隨機誤差項組成的M維列向量，而隨機誤差項稱為白噪聲過程。

3.Granger檢驗

Granger因果檢驗是用于判斷一個變量的變化是否是另一個變量變化的原因，具體過程是變量X的變化是否是變量Y變化的原因，Y能在多大程度上能被過去的X所解釋，而在加入X的滯后項以后，X對Y的解釋程度是否有所提高，如果X對Y的預測有幫助，那么，我們認為Y是由X Granger所引起。Granger因果關系實質就是要檢驗一個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中；一個變量如果受到了其他變量的滯后影響，則判斷它們之間存在Granger因果關系。

4. 脈沖響應函數與方差分解

脈沖響應函數的基本思想就是分析擾動項的影響是如何傳播到各個變量的，反映的是VAR模型中的一個內生變量的沖擊給其他內生變量所帶來的影響，而方差分解則是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性，通過方差分解分析能判斷模型中變量變化對每個擾動項影響的重要度。

二、VAR模型的構建及結果分析

（一）平穩性檢驗

時序經濟數據通常都是不平穩的，但要構建VAR模型的前提就要求數據是平穩的。為此，我們要對數據進行平穩性檢驗。首先，我們對CZH、JFG和JFX三個時序數據進行直觀判斷，詳見圖1至圖3。從圖1、圖2和圖3的結果所示，CZH、JFG和JFX三個時序數據都是不平穩的。

圖1　城鎮化水平的曲線圖

圖2　金融發展規模曲線圖

圖3　金融發展效率曲線圖

從上述三圖，我們可以初步判斷數據不平穩，接下來利用對數化對數據進行處理，并用ADF方法檢驗LCZH、LJFG和LJFX序列的平穩性，結果見表1。從表1的ADF檢驗結果，我們可以看出LCZH、LJFG和LJFX序列的ADF值都大于10%水平下的臨界值，由此表明三個序列在10%、5%和1%顯著性水平上都是不穩定的，運用EViews6.0軟件對LCZH、LJFG和LJFX序列取一階差分，結果見表1，表1中D（LCZH）、D（LJFG）和D（LJFX）的ADF值都小于5%水平下的臨界值，說明已經不存在單位根，都變成了平穩的單整序列，符合下一步的建模條件。

表1　ADF檢驗結果

（二）VAR 模型的構建過程及結果

在對現有的研究文獻分析的基礎上，我們發現金融發展與城鎮化發展水平關系密切，由此CZH、JFG和JFX可以建立VAR模型。由于VAR模型建立的前提條件是時序數據的平穩性，由此，我們選取CZH、JFG和JFX經過對數處理和一階差分后的平穩序列進行。

表2　確定最優滯后期的AIC值和SC值

要建立VAR模型，首先必須解決的是滯后階數的確定問題，通常對于大多數VAR模型而言，區間多數地從1到N，并且數據必須成對給出，每一對數字描述一個對應的滯后區間。由此，我們運行EViews6.0軟件，得到不同滯后期的AIC值和SC值，具體結果詳見表2，另外，結合AIC和SC最小原則，我們選擇滯后階數為（1、4）來建立無約束VAR模型，并將得出的具體參數結果，寫成矩陣形式如下：

（三）格蘭杰因果檢驗

本文利用格蘭杰因果檢驗來判斷JFG、JFX對CZH的關系。由于滯后期的選擇會影響Granger因果檢驗的結果，而Granger因果檢驗本質上是VAR模型中的一個方程，由此，在進行Granger因果性檢驗時，我們按照上文構建的VAR方程的滯后期來選擇，確定本文的Granger檢驗的滯后期為4，結果詳見下表3。

表3　Granger因果檢驗結果

由上表3的Granger檢驗結果可知，金融發展規模是城鎮化發展水平的Granger原因；城鎮化發展水平不是金融發展規模的Granger原因；金融發展效率和城鎮化發展水平之間互不是各自的Granger原因，但是各自伴隨概率只有21.2%和32.7%，所以可以判斷金融發展效率與城鎮化發展之間還是有一定相互作用。

（四）脈沖響應結果和方差分析

為了考察金融發展規模、金融發展效率對城鎮化發展水平的動態影響，我們將通過脈沖響應函數和方差分解來進行，通常在此之前，要確保VAR模型是平穩的，這就要檢驗VAR模型的全部特征根的模都小于1，為此，我們運行EViews6.0軟件，得到VAR模型的根與模的結果，詳見下圖。

圖4　VAR模型的根與模

從上圖4我們可以看到VAR模型全部特征根的模都小于1，說明所建立的模型是一個平穩系統，可用于后續的脈沖響應分析和方差分解。

1. 城鎮化發展水平對各金融發展規模和金融發展效率的響應曲線

由圖5可知，城鎮化發展水平對自身的一個標準差新息在第1期就有較強反映，一下子就飆升到0.100的位置，但影響時長很短，到第2期就回落到-0.017的水平，保持的時長也不長，到第4期就進一步回落到-0.020的水平，第5期到第9期經歷了上升到回落再到上升然后再回落的過程，最后在-0.015水平處收斂。城鎮化發展水平序列對金融發展規模和金融發展效率兩個序列方程的新息在第1期反映都不強烈，但第2期開始就影響很明顯。來自金融發展規模的影響尤其劇烈，從第1期的0.000到第4期就滑落約為-0.041，然后峰回路轉，一直飆升到第6期的0.050左右，然后在第9期滑落至0.000的水平，之后處于0.010水平。來自金融發展效率的影響波動度不會太大，從第1期的0.000到第2期就滑落約為-0.017，達到最小值，之后在第5期上升至0.000，從第5期開始在原點附近收斂。由圖5的結果，可以看出在短期，城鎮化發展水平受自身前期發展的影響較大，同時也說明金融發展規模和金融發展效率的響應都存在明顯的調節作用，并時而產生正向響應，時而產生負向影響，但從長期的收斂過程看，金融發展規模、金融發展效率對城鎮化發展水平的響應具有長期性，且這種長期性是正向影響，金融發展規模的影響較金融發展效率對城鎮化發展水平的影響要大。

圖5　城鎮化發展對各變量單位沖擊的響應曲線

2. 方差分解結果分析

從表4可以看出，城鎮化發展水平對其自身的影響較大，特別是在第1期的影響全在自身。隨后，滯后期越延后城鎮化發展水平對其自身的影響逐期降低，到第9期影響減少至62.31%，到了第10期影響為62.49%，稍有一點點反彈，最后在62.31%－62.49%之間收斂。金融發展規模和金融發展效率對城鎮化發展水平都有影響，但影響的程度不同。金融發展規模對城鎮化發展水平的影響比較大，在第8期時達到最大值35.83%，在第10期仍有35.27%。而金融發展效率對城鎮化發展的影響比較平穩，一直維持在2%左右，最大也沒超過2.30%，說明對城鎮化發展水平的影響程度不大。從表4還可以看出，金融發展規模對城鎮化發展水平的影響較金融發展效率要大得多，金融發展規模對城鎮化水平的影響作用更顯著。

表4　DLCZH方差分解結果

三、結論與政策建議

上述通過構建VAR模型和格蘭杰檢驗，并利用脈沖響應和方差分解對廣東的金融發展規模、金融發展效率和城鎮化發展水平的動態關系進行實證。結果表明，廣東自實行市場經濟制度以來，總體上看，廣東的金融發展規模和金融發展效率對廣東的城鎮化發展水平有正向促進作用，其中廣東金融發展規模是廣東城鎮化發展的格蘭杰原因，并且金融發展規模對城鎮化發展的影響比較明顯，影響的程度變化也比較大；而金融發展效率對廣東城鎮化發展的影響稍弱，貢獻稍少，影響程度也比較平穩。

基于上述分析所得的結論，筆者認為廣東地方政府應該繼續加大金融發展支持力度，重點放在金融發展規模上。具體通過進一步解除金融市場的各種限制性障礙，打破銀行機構的壟斷地位，支持和鼓勵民間金融的發展，讓各種新型金融服務機構或服務形式百花齊放，構建多層次的金融體系，進一步提升金融發展規模和金融發展效率，尤其要把金融發展規模拓展開來，進一步促進城鎮化發展水平，促進真正的城鎮化發展。

【參考文獻】

［1］吳彩容.城鎮化水平、農業現代化與農民人均收入動態關系的檢驗分析——基于廣東省的數據經驗［J］.安徽農業大學學報（社會科學版），2015，24（3）：9-15.

［2］徐國貞.以持續投融資模式推進新型城鎮化建設［J］.上海經濟研究，2015，33（3）：40-46.

［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］.廣東社會學，2007，23（3）：12-18.

［4］梁彭勇，梁平，任思慧.中國金融發展與城市化關系的區域差異［J］.上海金融，2008，28（2）：14-17.

［5］郭嬌嬌. 城鎮化、工業化與金融發展相關關系實證分析——以重慶市為例［J］. 商業時代，2013，35（2）：77-79.

［6］張宗益，許麗英.金融發展與城市化進程［J］.中國軟科學，2006，20（10）：112-120.

［7］孫長青.基于VAR模型的城鎮化、工業化與金融發展關系分析——以中原經濟區為例［J］. 經濟經緯，2012，28（6）：17-21.

［8］李樹生，曹云峰，高立紅. 金融發展能促進農村城鎮化嗎？［J］.首都經濟貿易大學學報，2015，16（1）：17-23.

［9］廣東統計年鑒編委會.2014廣東省統計年鑒［EB/OL］.http：// www.gdstats.gov.cn/tjnj/2014/directory.html，2014-10-23.

（責任編輯：楚和）

A Study of Dynamic Relationship between Financial Scale and Efficiency and Level of——Urbanization Development in Guangdong Province

WU Cai-rong LI Jing
（Foshan University，Foshan，Guangdong，China，528000）

Abstract：Based on the time series data，relating with the scale and the effciency of fnancial development and urbanization development in Guangdong province from 1993 to 2013，their dynamic relationship was analyzed by VAR model，Grainger test，impulse response analysis and variance decomposition. The result indicates that the fnancial development is closely associated with urbanization development，and that the scale of financial development is the Grainger reason for the development of urbanization. The scale of financial development plays a bigger and more obvious role in urbanization development than the efficiency of financial development does. Thus，it is advisable that the scale of financial development should be expanded to further promote the urbanization development in Guangdong which will leads to real and effcient urbanization development.

Key words：urbanization；fnancial scale；fnancial effciency；VAR model

【作者簡介】吳彩容（1981－），女，廣東新會人，博士、經濟師，佛山科學技術學院講師；李靜（1978－），女，湖北黃石人，博士，佛山科學技術學院講師。

【收稿日期】2016－03－07

【基金項目】2014年度佛山市社科規劃項目“設立民企海外直接投資基金研究”（2014-jg12）科研成果。

【中圖分類號】F062.9

【文獻標識碼】A

【文章編號】2095－932x（2016）02－0027－05