發布時間：2021-06-02所屬分類：經濟論文瀏覽：1次
摘 要： 摘要：新型城鎮化和金融普惠化分別是中國城鄉區域發展和金融改革發展的戰略抓手。統籌推進新型城鎮化和普惠金融發展對各地區及全國經濟發展都具有重要意義�；谥袊箨�31個省(市、自治區)20052018年的面板數據實證研究發現，新型城鎮化建設和普惠金融發展
摘要：新型城鎮化和金融普惠化分別是中國城鄉區域發展和金融改革發展的戰略抓手。統籌推進新型城鎮化和普惠金融發展對各地區及全國經濟發展都具有重要意義�；谥袊箨�31個省(市、自治區)2005—2018年的面板數據實證研究發現，新型城鎮化建設和普惠金融發展具有雙向互促作用，二者互動發展對增進地區經濟發展的協同效應顯著，且在促進地區經濟發展中還都互為中介機制。與此同時，新型城鎮化和普惠金融發展水平無論是在雙向互促效應，還是在增進地區經濟發展中都存在雙重門檻的非線性特征，且新型城鎮化的中介效應和促進效應均更為顯著。在構建新發展格局背景下，要繼續統籌提升新型城鎮化和金融普惠化水平，按照“以人為本”的根本要求、“圈群城鎮”的多向路徑、“結構優化”的統籌基點、“區域城鄉”的協同格局，統籌新型城鎮化需求牽引的普惠金融發展和普惠金融供給側結構性改革。
關鍵詞：新型城鎮化;普惠金融;中介效應;面板門檻回歸
“人們為了生活而來到城市，為了生活更美好而留在城市”，亞里士多德的這句名言形象而又不乏理性地刻畫了人類社會的城市化進程。著名經濟學家斯蒂格利茨甚至將中國的城鎮化與美國的高科技并列為影響21世紀經濟社會變革的兩大主題。在我國進入新發展階段構建“雙循環”新發展格局背景下，新型城鎮化更是推進我國經濟社會持續健康高質量發展的強大引擎、城鄉區域協調發展的有力支撐和重要抓手、實施鄉村振興戰略和推進城鄉融合發展的重要途徑。金融是現代經濟的核心。黨的十八屆三中全會提出“發展普惠金融。”推進金融服務實體經濟發展和人民生活需要，走普惠金融發展之路成為我國金融經濟發展的重要指導思想和路徑選擇。2020年是《國家新型城鎮化規劃(2014—2020年)》和《推進普惠金融發展規劃(2016—2020年)》的收官之年。在此背景下，考察中國經濟發展進程中新型城鎮化和金融普惠化的統籌協同無疑是一個具有理論意義和實踐價值的問題。
一、新型城鎮化與普惠金融互動發展的理論文獻梳理
城市化與國家及地區經濟增長密切相關。新中國成立以來，特別是改革開放以來，我國走出了一個低起點但快速化的城鎮化發展歷程。黨和政府高度重視城鎮化建設，不斷總結城鎮化進程中的經驗得失，提出了走中國特色新型城鎮化道路的理論體系和實踐路徑。
金融體系聚集儲蓄可以為城鎮化提供資金支持，金融部門分配資本可以提高資源配置效率，也有助于優化產業結構，甚至引起收入分配調整;而城鎮化會帶動金融規模擴張、促進金融創新和要求金融結構調整。國內外學者對此有較為豐富和深入的研究，其中，既有對金融發展與新型城鎮化關系的理論和實證研究(李清政和劉緒祚，2015;文先明等，2019)[1，2]、金融發展支持和促進城鎮化的機理研究(邵川和劉傳哲，2016;謝金樓，2017)[3，4]，也有金融發展支持新型城鎮化的模式和路徑研究(胡朝舉，2017)[5]，更有金融發展對新型城鎮化的支持與促進效應(熊湘輝和徐璋勇，2015;鄭錦波，2018)[6，7]、互動效應(吳國維等，2018)[8]和空間效應(王弓和葉蜀君，2016;范兆媛和周少甫，2017)[9，10]的實證考察。
普惠金融理論是傳統金融發展理論的新理念，新時代中國普惠金融實踐是新發展理念在金融領域的應用。伴隨著普惠金融改革發展歷程，普惠金融與經濟發展的關系研究也成為金融研究領域的又一重要主題。杜強和潘怡(2016)[11]實證研究發現，普惠金融與地區經濟發展之間呈倒U形的總體關系和普惠金融發展在東部地區抑制而在中西部地區促進經濟發展的區域分異特征。杜莉和潘曉健(2017)[12]在研究普惠金融和區域經濟發展關系后得出普惠金融發展具有顯著促進區域經濟增長、存在地區效應差異和比金融深化作用大三方面的實證結論。張勛等(2019)[13]研究發現數字普惠金融發展通過促進低物質資本或低社會資本家庭的創業行為進而有助于中國的包容性增長。李建軍等(2020)[14]通過考察普惠金融發展水平提升對促進東部地區人均實際地區生產總值增長和降低西部地區城鄉收入差距的作用，進而揭示了普惠金融發展對經濟增長和收入分配的影響。孫國茂和何磊磊(2020)[15]則從經濟增長對普惠金融發展的反向影響角度，論證了由于金融排斥的廣泛存在，經濟增長并不必然內生普惠金融發展的結論，提出政府必須參與推進普惠金融發展的政策主張。
相關期刊推薦：《金融發展研究》(月刊)1982年創刊，設有：理論研究、金融觀察、案例研究、國際金融前沿、銀行經營、證券保險、金融科技、專題研討、農村金融、工作論壇等欄目。
現有文獻為本文研究提供了重要參考與借鑒。但我們發現，現有文獻主要是就新型城鎮化、普惠金融發展和地區經濟發展的兩兩關系研究，較少有將三者納入一個統一框架的實證研究，且其研究結論不盡一致。本文綜合新型城鎮化、普惠金融發展和經濟發展三方互促效應、門檻特征和中介機制進行系統研究：一是不同于前期研究文獻單從普惠金融發展或新型城鎮化視角分析其對地區經濟發展的增進效應，而是研究二者互動情況下對經濟發展的協同促進作用。二是闡明金融普惠化對新型城鎮化的“供給引致”效應、新型城鎮化對金融普惠化的“需求引導”效應及其雙向互促作用。三是基于2005—2018年31個省(市、自治區)的面板數據實證考察普惠金融發展和新型城鎮化建設分別通過對方作用地區經濟發展的中介效應。四是統籌考慮地區經濟發展中新型城鎮化和金融普惠化互動發展的非線性特征。
二、新型城鎮化與普惠發展金融指數測度及數據處理
(一)新型城鎮化水平指數
黨的十八大以來，中國特色新型城鎮化扎實推進。常住城鎮人口從2012年的71182萬人增長到2019年末的84843萬人，常住人口城鎮化率從2012年的52.58%上升到2019年末的60.6%，已經超過世界平均水平。中國特色新型城鎮化取得輝煌歷史成就，但也存在城鎮發展不平衡、農民工市民化推進難、城鎮發展特色不足、城鄉二元結構依然突出等問題。2020年是實施《國家新型城鎮化規劃(2014—2020年)》的收官之年。為此，我們在參考政策文本和理論文獻研究基礎上，嘗試從以人為本、經濟發展、生活美好、空間優化、生態優良和城鄉融合6個維度，采用35個指標應用熵權指數法測度31個省(市、自治區)2005—2018年的新型城鎮化指數(URBAN)。指標含義見表1。
(二)普惠金融發展水平指數
國內外一般從金融服務的可獲得性、使用情況及質量效度等方面測算普惠金融發展水平指數。我們借助Chakravarty和Pal(2013)[16]提出的具有公理化結構的指數計算方法測度普惠金融發展水平。選用每平方公里金融機構網點數、每平方公里小型新型農村金融機構網點數、每平方公里的銀行服務人員數、每平方公里小型新型農村金融機構服務人員、每萬人擁有的銀行網點數、小型新型農村金融機構網點占金融機構網點的比重、每萬人擁有的銀行服務人員數、存款占GDP的比重、農戶儲蓄占城鄉居民(住戶)儲蓄的比率、貸款占GDP的比重、農村人口人均獲得信用社貸款金額、按可比價計算的全部保險機構保險密度、農村金融機構服務人員數占比與農村人口占比的比率、農村金融機構網點數占比與農村人口占比的比率、小型新型農村金融機構從業人員占金融機構從業人員的比重、金融機構人民幣貸款利率下浮占比、支付指數、數字金融覆蓋廣度、數字金融使用深度、普惠金融數字化程度等19個指標測度31個省(市、自治區)普惠金融發展指數(IFI)。
(三)控制變量
金融發展是金融規模擴張、金融結構優化、金融效率提升、金融普惠增進的過程，不能簡單用金融普惠水平的單一變量替代傳統上研究金融發展常用的金融規模、金融結構、金融效率指標。為此，我們在研究金融普惠性時，同時將金融規模、金融結構、金融效率與其他變量一起作為控制變量。參照主流研究做法，分別以地區金融業增加值在地區生產總值的比重作為度量地區金融發展規模(FIN)的代理指標，以股票籌資、企業債券融資等直接融資在全部融資中的比重作為金融結構(DFE)的替代指標，即金融結構=(股票發行額+企業債券發行額)/(股票發行額+企業債券發行額+貸款增量)，以非國有企業獲取貸款占全部貸款的比重作為金融效率(PRIVY)指標。地區經濟發展水平(PCGDP)用人均地區生產總值的自然對數值表示，人力資本(HR)用地區人口平均受教育年限表示，政府支持度(GOV)用財政一般公共預算支出占GDP的比重來衡量，市場化水平(MARKET)用王小魯等(2018)[17]測度的市場化指數代表并通過趨勢移動平均法整理得到，經濟開放程度(OPEN)用各地區進出口總額占GDP的比重來衡量，城鎮固定資產投資(FI)為各地區1978年不變價的城鎮固定資產投資額的自然對數值。
(四)數據來源
數字普惠金融數據來源于《北京大學數字普惠金融指數》(第二期)(2011—2018)并根據其趨勢推移整理得到2005—2010年數據。除市場化水平和數字普惠金融指數外，其他變量的原始數據均來自國家統計局數據庫。
三、普惠金融發展與新型城鎮化的“雙向互促”效應
金融與城市互動共生。城鎮化為金融發展提供巨大的資金需求，引導金融結構變革和金融創新活動。這正如經濟學家Patrick(1966)[18]論述的需求追隨(demand-following)金融發展模式中，金融發展是金融系統對經濟社會主體關于金融需求的一種響應。金融資本積累和擴張逐利的本質屬性深刻影響城市化的時空狀態、歷史進程及其由此形成的城鄉結構(武廷海等，2012)[19]。
(一)普惠金融發展對新型城鎮化的“供給引致”效應
構建以新型城鎮化指數為被解釋變量，以普惠金融發展指數為解釋變量，其他為控制變量的面板回歸模型，分別進行F檢驗和Hausman檢驗，結果顯示宜采用固定效應模型。表2第1—4列給出的結果顯示，金融普惠性提升1個單位，新型城鎮化約加速0.278個單位;而金融發展規模提升1個單位，新型城鎮化指數降低0.525個單位;金融效率提升1個單位，新型城鎮化提升0.061個單位。說明一般意義的金融規模擴張、金融“脫實向虛”的自我循環甚至“空轉”對新型城鎮化具有不利影響，而增強金融普惠性、提升金融效率對地區新型城鎮化建設具有正向作用。金融結構變量的回歸系數沒有通過顯著性檢驗，說明銀行等金融中介主導的間接融資為主的融資結構下，直接融資相對弱勢，難以滿足新型城鎮化進程中不同主體的多元金融服務需求，可能制約城鎮化建設進程。
(二)新型城鎮化對普惠金融發展的“需求引導”效應
構建以普惠金融發展指數為被解釋變量，以新型城鎮化指數為解釋變量，其他為控制變量的面板回歸模型，分別進行F檢驗和Hausman檢驗，結果表明宜選擇隨機效應模型。表2第5—8列報告的結果顯示，新型城鎮化建設對普惠金融發展具有正向作用，新型城鎮化水平提升1個單位，普惠金融指數提升約0.443個單位。需要關注的是，金融結構變量的回歸系數通過顯著性檢驗但對普惠金融指數具有負向影響，而金融效率變量的回歸系數為正且通過了顯著性檢驗。綜合來看，在考慮新型城鎮化作為普惠金融發展的重要影響因素后，新型城鎮化變量的正向回歸系數(0.443)明顯大于金融結構和金融效率變量的平均回歸系數(-0.007)。新型城鎮化推進普惠金融發展的這些實證結論初步證明了帕特里克“需求追隨型”的金融發展模式。更重要的是，金融發展必須服從和服務實體經濟和國家戰略。這里的經驗證據有：第一，將新型城鎮化作為普惠金融發展的解釋變量后，金融規模、金融結構、金融效率等反映金融發展的傳統變量對普惠金融指數的作用甚微或不具有統計顯著性;二是經濟發展水平、市場化等改革發展因素變量對普惠金融發展具有顯著的正向作用;三是以進出口貿易額占地區生產總值的比重為代表的經濟開放度變量，隨著近些年來我國加快構建以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局，進出口貿易的影響權重明顯下降，因此，作為控制變量表現為統計顯著的微弱負向關系。
(三)普惠金融發展與新型城鎮化雙向互促的門檻效應分析
普惠金融發展對新型城鎮化的促進效應可能存在門檻效應。表3第2—5列報告了將普惠金融發展指數作為門檻變量實證檢驗其對新型城鎮化的非線性特征和門檻效應的結果，在5%、1%和1%的統計顯著水平下分別拒絕了單一門檻、雙重門檻和三重門檻效應檢驗的原假設。
進一步研究發現，當設定普惠金融發展水平三重門檻時，普惠金融發展水平變量的某些系數不具有統計顯著性，而考慮雙重門檻情況下普惠金融發展水平變量均通過了統計顯著性檢驗，具體見表4中第2—4列。
金融發展規模變量通過了統計顯著性檢驗，但負向作用于新型城鎮化，再次證明簡單的金融規模擴張并不一定有助于推進新型城鎮化建設。但在考慮普惠金融發展的門檻特征后，普惠金融發展對新型城鎮化的正向促進(回歸系數簡單平均為0.151)大于金融規模擴張對新型城鎮化的負向作用(回歸系數0.122)。金融結構變量的系數沒有通過顯著性檢驗。金融效率變量的系數通過了顯著性檢驗，且其回歸系數(0.076)為正，說明金融體系向非國有經濟部門分配貸款所占比重表示的金融效率提高有利于新型城鎮化。
新型城鎮化有助于提升普惠金融發展水平，是否也如普惠金融發展促進新型城鎮化一樣存在門檻效應呢?為此，我們嘗試以普惠金融發展指數為被解釋變量，將新型城鎮化水平指數作為解釋變量且設置為門檻變量，其他為控制變量進行實證檢驗。表3第6—9列給出的檢驗結果分別在10%和5%的統計顯著水平下拒絕了不存在單一門檻和雙重門檻效應檢驗的原假設，接受了不存在三重門檻的原假設。表4第7—10列進一步給出了基于雙重門檻效應模型的研究結果。
新型城鎮化增進普惠金融發展的雙重面板門檻回歸估計結果顯示，新型城鎮化在其自身發展水平的3個區間都顯著正向作用于普惠金融發展，具有顯著的促進作用。具體而言，當新型城鎮化指數位于0.257(第一門檻值)之下時，其在上述所有變量中對普惠金融發展具有最大的促進作用(回歸系數為0.245);隨著新型城鎮化水平提升，其對普惠金融發展的促進作用呈下降趨勢。這意味著在新型城鎮化水平的較低階段，其對普惠金融發展的影響更為顯著。綜合來看，新型城鎮化與普惠金融發展具有雙向互促效應，也都存在雙重門檻效應的非線性特征，且影響隨著水平提升呈下降趨勢。
在考慮新型城鎮化的門檻特征后，金融規模變量通過了顯著性檢驗，但負向作用于金融普惠性，意味著金融規模擴張并不一定帶來金融普惠性提升。在新型城鎮化作用于普惠金融發展的隨機效應模型下，金融結構具有統計顯著的負向影響，但在門檻效應模型下不具有統計顯著性，進一步證明了金融結構改革既是新型城鎮化和經濟社會發展的現實需要，也是普惠金融發展的制約因素和自身課題。金融效率變量的系數通過了顯著性檢驗且為負(-0.113)，說明金融普惠要求商業可持續前提下既重視金融可獲得性又重視金融權益分享。需說明的是，限于指標測度和數據采集原因，金融普惠指數相對關注金融可獲得性的地理分布和人本主體，而以非國有企業獲得貸款占比表示的金融效率更多強調體制結構，反映出不能簡單給出資源分配在非國有部門必定高效的先驗假設和在國有部門低效的“原罪”臆斷。——論文作者：馬正兵1劉玉麗2
SCISSCIAHCI
