城市化進(jìn)程動(dòng)力研討的論文

　　論文摘要：本文基于VAR模型及其協(xié)整分析，利用Granger因果檢驗法及方差分解，對我國金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結構升級與城市化的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。研究結果表明：我國金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結構升級有力地推動(dòng)了城市化進(jìn)程，但產(chǎn)業(yè)結構升級對城市化的貢獻率只有15％左右，沒(méi)有充分發(fā)揮其對城市化的推動(dòng)作用。因此，要充分發(fā)揮產(chǎn)業(yè)結構升級對城市化的推動(dòng)作用，就要使產(chǎn)業(yè)結構升級與城市化協(xié)調發(fā)展并實(shí)現有效互動(dòng)。金融發(fā)展對城市化的促進(jìn)要在金融規模擴張的同時(shí)，注重提高金融體系的效率。

　　論文關(guān)鍵詞：金融發(fā)展產(chǎn)業(yè)結構城市化

　　城市化是人類(lèi)社會(huì )發(fā)展的普遍趨勢和重要過(guò)程。改革開(kāi)放之后，我國城市化進(jìn)入了一個(gè)快速發(fā)展時(shí)期，城市化率由1978年的17．92％上升到2007年的44．94％，18年間增幅達到27％，我國也從以農業(yè)經(jīng)濟為主進(jìn)人到以城市經(jīng)濟為主的社會(huì )形態(tài)。

　　我國學(xué)者分別從工業(yè)化、產(chǎn)業(yè)結構、金融發(fā)展、制度與政策等角度，研究了我國城市化的主要動(dòng)力問(wèn)題。但是，這些研究大多都基于理論分析，或簡(jiǎn)單線(xiàn)性回歸的實(shí)證分析，僅從一個(gè)角度研究我國城市化的推動(dòng)力。本文在理論分析的基礎上，用非平穩時(shí)間序列分析方法，考察金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結構升級與城市化之間是否存在長(cháng)期均衡關(guān)系及短期因果關(guān)系，在此基礎上，就金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結構升級對城市化的貢獻率作出具體判斷。

　　一、金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結構升級與城市化的關(guān)系

　　城市化的實(shí)質(zhì)是由于生產(chǎn)力變革引起的人口和其他經(jīng)濟要素從農業(yè)部門(mén)向非農業(yè)部門(mén)轉移的過(guò)程。從城市化發(fā)展階段看，城市化初期產(chǎn)業(yè)結構中農業(yè)占主導，工業(yè)次之，服務(wù)業(yè)比例最��；加速時(shí)期工業(yè)比重最高，服務(wù)業(yè)次之，農業(yè)最��；高級階段則是第三產(chǎn)業(yè)、工業(yè)、農業(yè)依次排列這顯示出城市化各階段與產(chǎn)業(yè)結構升級的對應關(guān)系。產(chǎn)業(yè)結構的升級促使勞動(dòng)力由第一產(chǎn)業(yè)逐步向第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)聚集，農業(yè)從業(yè)者向非農業(yè)從業(yè)者轉變，加快了城市化的進(jìn)程，并吸引了更多的產(chǎn)業(yè)和人口向城市遷移。而城市化對產(chǎn)業(yè)化升級起著(zhù)支撐、拉動(dòng)作用，其內在機制表現為投資形成、投資導向和產(chǎn)業(yè)整合三個(gè)方面。因此，產(chǎn)業(yè)結構的升級與城市化進(jìn)程是相互作用、相互影響的，即以第二、三產(chǎn)業(yè)的比重增加為標志的產(chǎn)業(yè)結構升級會(huì )推動(dòng)城市化進(jìn)程，促進(jìn)城市化率的提高；反過(guò)來(lái)，城市化進(jìn)程的加快以及城市化率的提高，又會(huì )帶動(dòng)產(chǎn)業(yè)結構進(jìn)一步升級。

　　金融發(fā)展與城市化之間也存在一種相互促進(jìn)的關(guān)系。金融發(fā)展可以通過(guò)高比例儲蓄轉換為投資、提高資本配置效率、影響儲蓄率等方面加快城市化進(jìn)程；反過(guò)來(lái)，城市化也會(huì )促進(jìn)金融發(fā)展。按照Patrick的金融供給領(lǐng)先理論，金融發(fā)展使金融機構提供了更多的融資渠道或降低風(fēng)險的金融服務(wù)，為城市化創(chuàng )造了有利的環(huán)境和條件。同時(shí)，按照Patrick的金融需求追隨理論，城市化所帶來(lái)的人口聚集、企業(yè)聚集、資本聚集要求金融業(yè)提供更大規模的、更為復雜的金融服務(wù)，如對金融產(chǎn)品需求的擴大、風(fēng)險的規避等，從而又促進(jìn)了金融的創(chuàng )新與發(fā)展。

　　二、指標體系及數據來(lái)源

　　(一)指標體系

　　1．城市化指標(e1)�，F有文獻中，城市化水平有用城市人口占城市和農村總人口的比重來(lái)表示的，也有用城市就業(yè)人口占總就業(yè)人口的比重來(lái)表示的。本文采用了前者，即用城鎮人口占總人口的比重來(lái)衡量。

　　2．金融發(fā)展指標。反映一國金融發(fā)展水平的指標大致可分為金融發(fā)展規模指標(FD)和金融發(fā)展效率指標(FE)。金融發(fā)展規模指標通常用M：與GDP的比重來(lái)衡量，但王毅(2002)的研究結果認為，該指標已不能準確地衡量我國的金融深化程度。本文采用銀行貸款占GDP的比重來(lái)衡量，原因是我國的金融體制是銀行主導型金融體制，銀行系統的規模遠遠超過(guò)金融市場(chǎng)的規模。為了減輕通貨膨脹帶來(lái)的失真，本文用城鄉居民消費價(jià)格指數對GDP進(jìn)行了消脹，用上年和本年名義值的平均值來(lái)表示剔除了價(jià)格影響后的銀行貸款實(shí)際值。

　　以非國有經(jīng)濟獲得銀行貸款的比率表示整個(gè)金融系統的中介效率是很多研究中的做法，本文用金融機構的鄉鎮企業(yè)貸款、三資企業(yè)貸款、私營(yíng)企業(yè)及個(gè)體貸款之和占GDP的比重作為金融發(fā)展效率指標。

　　3．產(chǎn)業(yè)結構升級指標(CG)。產(chǎn)業(yè)結構就是指各產(chǎn)業(yè)的構成及各產(chǎn)業(yè)之間的聯(lián)系和比例關(guān)系。本文采用第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值總和占GDP的比重來(lái)衡量。

　　(二)數據來(lái)源

　　由于我國經(jīng)濟政策在改革開(kāi)放前后差別較大，1978年以后的數據更能體現我國城市化的變化，故本文實(shí)證研究時(shí)間跨度為1978年一2007年。數據均來(lái)自《中國統計年鑒》、《新中國五十五年統計資料匯編》和《中國金融年鑒》。

　　三、實(shí)證研究

　　(一)時(shí)間序列的平穩性檢驗

　　在檢驗金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結構升級與城市化的協(xié)整性之前，先用ADF單位根檢驗方法來(lái)檢驗時(shí)間序列的平穩性。檢驗結果如表1所示。

　　從表l可知，時(shí)間序列CI、FD、FE和CG都是階單整序列。

　　雖然時(shí)間序列CI、FD、FE和CG是非平穩的，但是它們之間可能存在某種平穩的線(xiàn)性組合，這種線(xiàn)性組合反映了變量間的長(cháng)期穩定關(guān)系，也即協(xié)整關(guān)系。本文使用Johansen協(xié)整檢驗法來(lái)進(jìn)行協(xié)整檢驗。這是一種基于向量自回歸(VAR)模型的'檢驗方法，在進(jìn)行協(xié)整檢驗之前，必須先確定VAR模型的結構。使用AIC、SC最小信息準則和LR統計量作為選擇最優(yōu)滯后階數的檢驗標準，確定用于協(xié)整檢驗的VAR模型滯后階數為3，并通過(guò)模型選擇的聯(lián)合檢驗確定協(xié)整模型包含常數項和趨勢項。協(xié)整檢驗結果見(jiàn)表2。表中r表示協(xié)整關(guān)系的個(gè)數，在1％的顯著(zhù)性水平拒絕r≤2的假設，即變量之間存在三個(gè)協(xié)整關(guān)系。其中一個(gè)協(xié)整向量對應的協(xié)整關(guān)系為：

　　中國論文聯(lián)盟-括號中的數字表示各個(gè)系數的t統計量。由(1)式可知，就長(cháng)期而言，我國城市化與金融發(fā)展規模、金融發(fā)展效率及產(chǎn)業(yè)結構升級正相關(guān)。

　　(二)因果關(guān)系檢驗

　　協(xié)整檢驗的結果表明各變量間存在某種長(cháng)期穩定的均衡關(guān)系，但是這種均衡關(guān)系是否構成因果關(guān)系還需要進(jìn)一步驗證。由于本文涉及的無(wú)約束VAR模型的滯后階數為3，故需要擬合一個(gè)VAR(4)模型。每個(gè)單方程的具體Wald檢驗結果見(jiàn)表3。

　　從表3檢驗結果看，就短期而言，我國金融發(fā)展規模、發(fā)展效率是城市化的單向Granger原因；產(chǎn)業(yè)結構升級與城市化具有雙向的Granger因果關(guān)系。城市化不是金融發(fā)展的Granger原因。這其中的原因可能是我國城市化水平低，城市化對第三產(chǎn)業(yè)特別是對金融業(yè)發(fā)展沒(méi)有起到應有的作用。一般來(lái)說(shuō)，一國的城市化水平是與其經(jīng)濟發(fā)展水平相關(guān)的，但我國的城市化水平卻遠遠落后于經(jīng)濟發(fā)展水平。2007年，我國第二、三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重已經(jīng)分別達到了48．6％和4O．1％，而同時(shí)期第二、三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重僅為26．79％和32．36％，城鎮人口比重僅為44．94％。我國城市化水平遠低于相同產(chǎn)業(yè)結構的世界城市化一般水平，這與我國長(cháng)期執行的重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展的工業(yè)化戰略及嚴格控制城市發(fā)展的城市化方針是直接相關(guān)的。但隨著(zhù)我國經(jīng)濟的持續增長(cháng)，城市化的促進(jìn)作用將日益顯著(zhù)，勢必會(huì )對金融發(fā)展產(chǎn)生重大影響，實(shí)現真正意義上的雙向因果促進(jìn)作用。

　　(三)方差分解

　　我們應用VAR模型的方差分解來(lái)分析金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結構升級對城市化的貢獻度，方差分解是分析每一個(gè)結構性沖擊對內生變量的貢獻度，方差分解給出了對VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個(gè)隨機擾動(dòng)的相對重要性的信息。下圖是用方差分解得到的金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結構升級對城市化的貢獻率圖�？梢钥闯�，金融發(fā)展對城市化的貢獻率很大，達到了70％左右，產(chǎn)業(yè)結構升級對城市化的貢獻率僅為15％左右。這說(shuō)明，現階段金融發(fā)展對我國城市化發(fā)展的作用較大，產(chǎn)業(yè)結構升級的作用較小，沒(méi)有充分發(fā)揮產(chǎn)業(yè)結構對城市化的推動(dòng)作用。這表明城市化與產(chǎn)業(yè)結構升級這兩個(gè)理論上應該協(xié)同發(fā)展的系統在我國出現了一定的失衡現象，產(chǎn)業(yè)結構升級嚴重滯后于城市化的進(jìn)程。

　　四、結論與政策建議

　　本文利用VAR模型，運用協(xié)整檢驗、因果關(guān)系檢驗和方差分解等計量分析方法，對1978年一2007年我國金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結構升級與城市化的關(guān)系進(jìn)行了研究，得出以下結論：第一，從長(cháng)期看，金融發(fā)展規模、效率及產(chǎn)業(yè)結構升級與我國城市化進(jìn)程存在長(cháng)期正相關(guān)關(guān)系。第二，短期內，我國金融發(fā)展規模、發(fā)展效率是城市化的單向Granger原因，但反方向的因果關(guān)系不成立，城市化對金融業(yè)發(fā)展沒(méi)有起到應有的促進(jìn)作用；產(chǎn)業(yè)結構升級與城市化具有雙向的Granger因果關(guān)系，但產(chǎn)業(yè)結構升級對城市化的影響比城市化對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響大。第三，金融發(fā)展及產(chǎn)業(yè)結構升級對城市化的貢獻率分別為70％和15％左右，沒(méi)有充分發(fā)揮產(chǎn)業(yè)結構升級對城市化的推動(dòng)作用。

　　基于以上結論，提出如下政策建議：一是促進(jìn)城市化與產(chǎn)業(yè)結構升級的協(xié)調發(fā)展。不顧產(chǎn)業(yè)結構的升級，人為提高城市化，只會(huì )造成“空城化”，應通過(guò)提高城市化率不斷進(jìn)行產(chǎn)業(yè)結構的升級。同時(shí)，通過(guò)產(chǎn)業(yè)結構的不斷升級推動(dòng)城市化進(jìn)程，使產(chǎn)業(yè)結構升級和城市化率實(shí)現有效互動(dòng)，才能使二者真正發(fā)展。二是在金融規模擴張的同時(shí)，應注重提高金融體系的效率。我國金融資產(chǎn)總量已達到一個(gè)較高的水平，但金融市場(chǎng)運作中非市場(chǎng)干預的因素較多，運作效率較低。因此，在擴大金融市場(chǎng)規模的同時(shí)，應注重提高金融體系的效率，使其能夠更好地動(dòng)員資金、配置資金，提高金融機構的服務(wù)質(zhì)量，實(shí)現金融發(fā)展規模和效率的全面升級。