論文摘要：本文基於VAR模型及其協整分析，利用Granger因果檢驗法及方差分解，對我國金融發展、產業結構升級與城市化的關係進行了實證研究。研究結果表明：我國金融發展、產業結構升級有力地推動了城市化進程，但產業結構升級對城市化的貢獻率只有15％左右，沒有充分發揮其對城市化的推動作用。因此，要充分發揮產業結構升級對城市化的推動作用，就要使產業結構升級與城市化協調發展並實現有效互動。金融發展對城市化的促進要在金融規模擴張的同時，注重提高金融體系的效率。
論文關鍵詞：金融發展產業結構城市化
城市化是人類社會發展的普遍趨勢和重要過程。改革開放之後，我國城市化進入了一個快速發展時期，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％，我國也從以農業經濟為主進人到以城市經濟為主的社會形態。
我國學者分別從工業化、產業結構、金融發展、制度與政策等角度，研究了我國城市化的主要動力問題。但是，這些研究大多都基於理論分析，或簡單線性迴歸的實證分析，僅從一個角度研究我國城市化的推動力。本文在理論分析的基礎上，用非平穩時間序列分析方法，考察金融發展、產業結構升級與城市化之間是否存在長期均衡關係及短期因果關係，在此基礎上，就金融發展、產業結構升級對城市化的貢獻率作出具體判斷。
一、金融發展、產業結構升級與城市化的關係
城市化的實質是由於生產力變革引起的人口和其他經濟要素從農業部門向非農業部門轉移的過程。從城市化發展階段看，城市化初期產業結構中農業佔主導，工業次之，服務業比例最小；加速時期工業比重最高，服務業次之，農業最小；高級階段則是第三產業、工業、農業依次排列這顯示出城市化各階段與產業結構升級的對應關係。產業結構的升級促使勞動力由第一產業逐步向第二產業和第三產業聚集，農業從業者向非農業從業者轉變，加快了城市化的進程，並吸引了更多的產業和人口向城市遷移。而城市化對產業化升級起着支撐、拉動作用，其內在機制表現為投資形成、投資導向和產業整合三個方面。因此，產業結構的升級與城市化進程是相互作用、相互影響的，即以第二、三產業的比重增加為標誌的產業結構升級會推動城市化進程，促進城市化率的提高；反過來，城市化進程的加快以及城市化率的提高，又會帶動產業結構進一步升級。
金融發展與城市化之間也存在一種相互促進的關係。金融發展可以通過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程；反過來，城市化也會促進金融發展。按照Patrick的金融供給領先理論，金融發展使金融機構提供了更多的融資渠道或降低風險的金融服務，為城市化創造了有利的環境和條件。同時，按照Patrick的金融需求追隨理論，城市化所帶來的人口聚集、企業聚集、資本聚集要求金融業提供更大規模的、更為複雜的金融服務，如對金融產品需求的擴大、風險的規避等，從而又促進了金融的創新與發展。
二、指標體系及數據來源
(一)指標體系
1．城市化指標(e1)。現有文獻中，城市化水平有用城市人口占城市和農村總人口的比重來表示的，也有用城市就業人口占總就業人口的比重來表示的。本文采用了前者，即用城鎮人口占總人口的比重來衡量。
2．金融發展指標。反映一國金融發展水平的指標大致可分為金融發展規模指標(FD)和金融發展效率指標(FE)。金融發展規模指標通常用M：與GDP的比重來衡量，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。本文采用銀行貸款佔GDP的比重來衡量，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金融市場的規模。為了減輕通貨膨脹帶來的失真，本文用城鄉居民消費價格指數對GDP進行了消脹，用上年和本年名義值的平均值來表示剔除了價格影響後的銀行貸款實際值。
以非國有經濟獲得銀行貸款的比率表示整個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貸款、三資企業貸款、私營企業及個體貸款之和佔GDP的比重作為金融發展效率指標。
3．產業結構升級指標(CG)。產業結構就是指各產業的構成及各產業之間的聯繫和比例關係。本文采用第二產業和第三產業產值總和佔GDP的比重來衡量。
(二)數據來源
由於我國經濟政策在改革開放前後差別較大，1978年以後的數據更能體現我國城市化的變化，故本文實證研究時間跨度為1978年一2007年。數據均來自《中國統計年鑑》、《新中國五十五年統計資料彙編》和《中國金融年鑑》。
三、實證研究
(一)時間序列的平穩性檢驗
在檢驗金融發展、產業結構升級與城市化的協整性之前，先用ADF單位根檢驗方法來檢驗時間序列的.平穩性。檢驗結果如表1所示。
從表l可知，時間序列CI、FD、FE和CG都是階單整序列。
雖然時間序列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性組合，這種線性組合反映了變量間的長期穩定關係，也即協整關係。本文使用Johansen協整檢驗法來進行協整檢驗。這是一種基於向量自迴歸(VAR)模型的檢驗方法，在進行協整檢驗之前，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滯後階數的檢驗標準，確定用於協整檢驗的VAR模型滯後階數為3，並通過模型選擇的聯合檢驗確定協整模型包含常數項和趨勢項。協整檢驗結果見表2。表中r表示協整關係的個數，在1％的顯著性水平拒絕r≤2的假設，即變量之間存在三個協整關係。其中一個協整向量對應的協整關係為：
中國論文聯盟-括號中的數字表示各個係數的t統計量。由(1)式可知，就長期而言，我國城市化與金融發展規模、金融發展效率及產業結構升級正相關。
(二)因果關係檢驗
協整檢驗的結果表明各變量間存在某種長期穩定的均衡關係，但是這種均衡關係是否構成因果關係還需要進一步驗證。由於本文涉及的無約束VAR模型的滯後階數為3，故需要擬合一個VAR(4)模型。每個單方程的具體Wald檢驗結果見表3。
從表3檢驗結果看，就短期而言，我國金融發展規模、發展效率是城市化的單向Granger原因；產業結構升級與城市化具有雙向的Granger因果關係。城市化不是金融發展的Granger原因。這其中的原因可能是我國城市化水平低，城市化對第三產業特別是對金融業發展沒有起到應有的作用。一般來説，一國的城市化水平是與其經濟發展水平相關的，但我國的城市化水平卻遠遠落後於經濟發展水平。2007年，我國第二、三產業佔GDP的比重已經分別達到了48．6％和4O．1％，而同時期第二、三產業的就業比重僅為26．79％和32．36％，城鎮人口比重僅為44．94％。我國城市化水平遠低於相同產業結構的世界城市化一般水平，這與我國長期執行的重工業優先發展的工業化戰略及嚴格控制城市發展的城市化方針是直接相關的。但隨着我國經濟的持續增長，城市化的促進作用將日益顯著，勢必會對金融發展產生重大影響，實現真正意義上的雙向因果促進作用。
(三)方差分解
我們應用VAR模型的方差分解來分析金融發展、產業結構升級對城市化的貢獻度，方差分解是分析每一個結構性衝擊對內生變量的貢獻度，方差分解給出了對VAR模型中的變量產生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息。下圖是用方差分解得到的金融發展、產業結構升級對城市化的貢獻率圖。可以看出，金融發展對城市化的貢獻率很大，達到了70％左右，產業結構升級對城市化的貢獻率僅為15％左右。這説明，現階段金融發展對我國城市化發展的作用較大，產業結構升級的作用較小，沒有充分發揮產業結構對城市化的推動作用。這表明城市化與產業結構升級這兩個理論上應該協同發展的系統在我國出現了一定的失衡現象，產業結構升級嚴重滯後於城市化的進程。
四、結論與政策建議
本文利用VAR模型，運用協整檢驗、因果關係檢驗和方差分解等計量分析方法，對1978年一2007年我國金融發展、產業結構升級與城市化的關係進行了研究，得出以下結論：第一，從長期看，金融發展規模、效率及產業結構升級與我國城市化進程存在長期正相關關係。第二，短期內，我國金融發展規模、發展效率是城市化的單向Granger原因，但反方向的因果關係不成立，城市化對金融業發展沒有起到應有的促進作用；產業結構升級與城市化具有雙向的Granger因果關係，但產業結構升級對城市化的影響比城市化對產業結構升級的影響大。第三，金融發展及產業結構升級對城市化的貢獻率分別為70％和15％左右，沒有充分發揮產業結構升級對城市化的推動作用。
基於以上結論，提出如下政策建議：一是促進城市化與產業結構升級的協調發展。不顧產業結構的升級，人為提高城市化，只會造成“空城化”，應通過提高城市化率不斷進行產業結構的升級。同時，通過產業結構的不斷升級推動城市化進程，使產業結構升級和城市化率實現有效互動，才能使二者真正發展。二是在金融規模擴張的同時，應注重提高金融體系的效率。我國金融資產總量已達到一個較高的水平，但金融市場運作中非市場干預的因素較多，運作效率較低。因此，在擴大金融市場規模的同時，應注重提高金融體系的效率，使其能夠更好地動員資金、配置資金，提高金融機構的服務質量，實現金融發展規模和效率的全面升級。
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