海南省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的金融支持分析

汪海飛

（三亞學(xué)院 財經(jīng)學(xué)院，海南 三亞 572022）

改革開放以來，我國城鎮(zhèn)化建設(shè)進程不斷加快，城鎮(zhèn)人口規(guī)模、第二三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模、城鎮(zhèn)建成區(qū)面積等不斷攀升。為了推動高質(zhì)量的城鎮(zhèn)化，2012年我國提出建設(shè)中國特色新型城鎮(zhèn)化，助力于我國現(xiàn)代化發(fā)展和城鄉(xiāng)經(jīng)濟互動協(xié)調(diào)發(fā)展；2021年，全國兩會政府工作報告中指出，要深入推進以人為核心的新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，提升城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量。在新型城鎮(zhèn)化發(fā)展中，金融的作用日益凸顯，因此，對金融支持新型城鎮(zhèn)化的測度對于研究如何推動新型城鎮(zhèn)化建設(shè)及高質(zhì)量發(fā)展尤其重要。

關(guān)于新型城鎮(zhèn)化的金融支持問題，國內(nèi)學(xué)者進行了諸多定量分析和定性分析。定量分析方面，學(xué)者們主要運用面板數(shù)據(jù)[1]、時間序列數(shù)據(jù)[2]、VAR模型[3]、因子分析法[4]等對我國省域?qū)用娼鹑谥С峙c新型城鎮(zhèn)化發(fā)展間的關(guān)系進行分析，認(rèn)為金融支持能夠促進新型城鎮(zhèn)化發(fā)展，但影響程度因指標(biāo)和地區(qū)差異而異；定性分析方面，學(xué)者們認(rèn)為應(yīng)推動金融發(fā)展[5]，提升城鎮(zhèn)化的金融支持力度，規(guī)范新型城鎮(zhèn)化中的金融支持方法和模式[6]。海南省作為我國最大的經(jīng)濟特區(qū)，在新型城鎮(zhèn)化進程中取得顯著成效，但金融支持在推動海南省新型城鎮(zhèn)化實現(xiàn)方面存在較多問題。因此，本文以海南省新型城鎮(zhèn)化為切入點，運用VAR模型，分析金融支持對新型城鎮(zhèn)化發(fā)展的作用，以此發(fā)現(xiàn)海南省新型城鎮(zhèn)化中金融支持方面存在問題，并提出對應(yīng)的改進策略，助力海南省新型城鎮(zhèn)化建設(shè)。

1.海南省新型城鎮(zhèn)化現(xiàn)狀

新型城鎮(zhèn)化主要表現(xiàn)為人口城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化和空間城鎮(zhèn)化，其中人口城鎮(zhèn)化是核心，產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化是經(jīng)濟保障，空間城鎮(zhèn)化是持續(xù)發(fā)展的空間布局。本文以人口城鎮(zhèn)化為代表，城鎮(zhèn)化率為城鎮(zhèn)人口與總?cè)丝诒壤?。根?jù)《海南省統(tǒng)計年鑒（2020年）》數(shù)據(jù)顯示，海南省共19個縣、市，其中三沙市常住人口均為城鎮(zhèn)人口，分析不具代表性，因此在進行城鎮(zhèn)化率分析中將該市數(shù)據(jù)刪除，僅分析剩余18個縣、市的城鎮(zhèn)化率。

1.1 新型城鎮(zhèn)化穩(wěn)步推進但城鎮(zhèn)化率較低

建省之初，海南省城鎮(zhèn)化率僅為20.19%，到2019年上升到40.38%；從1988-2019年的31年間，總增幅為20.19%，年均增幅僅為0.65%。1988年，我國城鎮(zhèn)化率為25.81%，稍高于海南省1988年的水平，至2019年達到60.6%，遠遠高于海南省城鎮(zhèn)化水平；從1988-2019年的31年間，總增幅為34.79%，年均增幅為1.12%，接近海南省年均增幅的2倍。由此可見，隨著時間推移和經(jīng)濟發(fā)展，在經(jīng)濟特區(qū)、國際旅游島、自由貿(mào)易港等政策加持下，海南省城鎮(zhèn)化進程穩(wěn)步推進，但發(fā)展明顯緩慢，遠低于全國平均水平。究其原因，一方面海南省經(jīng)濟基礎(chǔ)薄弱，從建省到2019年經(jīng)濟發(fā)展相對緩慢，另一方面海南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理，第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平相對落后，尤其是第二產(chǎn)業(yè)中的工業(yè)發(fā)展水平遠遠低于全國水平，影響了海南省城鎮(zhèn)化的發(fā)展。

1.2 產(chǎn)業(yè)帶動新型城鎮(zhèn)化的作用較弱

1988年海南省第二、三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值之和占海南省GDP比重為50%，到2019年上升到79.7%；從增幅來看，從1988-2019年的31年間總增幅為29.7%，年均增幅僅為0.96%。1988年，我國第二、三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值之和占全國GDP比重為74.7%，高于海南省1988年的水平，至2019年上升到92.9%，遠遠高于海南省2019年的水平；從增幅來看，從1988-2019年的31年間，第二、三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值之和占全國GDP比重總增幅為18.2%，年均增幅為0.89%，低于海南省年均增幅。整體而言，海南省第二、三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值之和占GDP比重穩(wěn)步提升，但遠低于全國平均水平，海南省產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶動城鎮(zhèn)化的作用明顯低于全國平均水平，產(chǎn)業(yè)發(fā)展對新型城鎮(zhèn)化的推動作用較弱。究其原因，主要是海南省第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)起步較晚，發(fā)展相對較慢，影響了產(chǎn)業(yè)發(fā)展對新型城鎮(zhèn)化的拉動力的發(fā)揮。

1.3 區(qū)域差異明顯

海南省城鎮(zhèn)化進程在各縣市差異明顯，2019年海南省城鎮(zhèn)化率居于前三位的分別為?？谑?、三亞市和五指山市，城鎮(zhèn)化率分別為60.2%、49.96%和45.49%，但均低于全國平均水平；海南省城鎮(zhèn)化率排名后三位的分別為樂東縣、白沙縣和臨高縣，城鎮(zhèn)化率分別為23.96%、24.01%和27.11%，遠低于海南省平均水平。海南省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展表現(xiàn)出明顯的空間差異，海口市和三亞市城鎮(zhèn)化水平遠超其他縣市，成為海南省北部和南部城鎮(zhèn)化率最高的城市，并帶動了周邊城市城鎮(zhèn)化率的發(fā)展，表現(xiàn)出明顯的極化－涓滴效應(yīng)，但其他地區(qū)，尤其是中部和西部地區(qū)，城鎮(zhèn)化率較低。

2.海南省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展中金融支持實證分析

2.1 變量選取

本文選取人口城鎮(zhèn)化率（RKCZH）作為衡量海南省新型城鎮(zhèn)化進程的指標(biāo)，該指標(biāo)為城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎兀贿x取金融相關(guān)率（JRXGL）作為金融支持的指標(biāo)，該指標(biāo)為全社會金融機構(gòu)存貸款余額之和占GDP比重；選取金融效率（JRXL）作為金融支持的指標(biāo)，該指標(biāo)為全社會金融機構(gòu)貸款余額占存款余額比重；選取外商直接投資利用效率（FDI）作為金融支持的指標(biāo)，該指標(biāo)為實際利用外商投資金額（人民幣價格）占GDP比重。

2.2 數(shù)據(jù)來源及處理

本文數(shù)據(jù)來自于《海南省統(tǒng)計年鑒》（1989-2020年）、《中國統(tǒng)計年鑒》（1989-2020年），根據(jù)指標(biāo)要求進行數(shù)據(jù)的整理和計算。本文運用Eviews10.0進行數(shù)據(jù)處理和建模，并對四個變量進行對數(shù)處理，用LNRKCZH、LNJRXGL、LNJRXL、LNFDI來表示處理后的指標(biāo)，以消除數(shù)據(jù)序列可能的異常波動。

2.2.1 ADF檢驗。為防止數(shù)據(jù)序列偽回歸現(xiàn)象的出現(xiàn)，本文運用單位根檢驗（ADF）方法對選取數(shù)據(jù)序列進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 LNRKCZH、LNJRXGL、LNJRXL、LNFDI平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

由表1可知，在5%的置信水平下，LNJRXGL、LNJRXL、LNFDI的ADF值均大于置信水平為5%的臨界值，表明這三個時間序列變量為非平穩(wěn)序列，只有LNRKCZH的ADF值小于置信水平為5%的臨界值，該時間序列變量為平穩(wěn)序列。由此對所有時間序列變量進行一階差分處理，處理后的ADF值均小于置信水平為5%的臨界值，表明一階差分后的序列為平穩(wěn)序列。

2.2.2 協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗的目的在于判斷非平穩(wěn)的經(jīng)濟變量間是否有長期均衡趨勢，前提是變量序列具有相同的滯后階數(shù)。由表1各變量ADF檢驗結(jié)果可知，所有變量均為一階平穩(wěn)，符合協(xié)整檢驗的要求。本文選取Johansen協(xié)整檢驗來研究四個變量之間的協(xié)整關(guān)系。檢驗結(jié)果顯示，跡統(tǒng)計量大于5%臨界水平的數(shù)值，表明LNRKCZH、LNJRXGL、LNJRXL、LNFDI之間存在長期協(xié)整關(guān)系，跡統(tǒng)計量表明四個變量中至多存在2個協(xié)整關(guān)系，最大特征值統(tǒng)計值表明四個變量之間存在1個協(xié)整關(guān)系，故四個變量之間至少存在一個長期均衡關(guān)系。

2.2.3 VAR模型。由上文可知，本文選取的時間序列滿足模型構(gòu)建條件，由此，我們構(gòu)建VAR模型，并進行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，以探討三個金融支持指標(biāo)對海南省新型城鎮(zhèn)化的影響。在構(gòu)建VAR模型時，根據(jù)AIC、SC、HQ準(zhǔn)則，確定本文的VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)為2階，由此構(gòu)建VAR（-2）模型。

（1）VAR模型穩(wěn)定性檢驗。對于VAR（-2）模型，首先要對模型的穩(wěn)定性進行檢驗，運用Eviews10.0分析可知VAR（-2）模型中的數(shù)值都落在單位圓內(nèi)，表明該模型是平穩(wěn)的。

運用Eviews10.0進行數(shù)據(jù)分析可知，VAR（-2）模型為：

LNRKCZH=-0.4112+0.874LNRKCZH（-1）+0.001897LNRKCZH（-2）-0.069585LNJRXGL（-1）+0.09819LNJRXGL（-2）-0.061442LNJRXL（-1）+0.09801LNJRXL（-2）-0.033722LNFD（I-1）+0.022698LNFD（I-2）

由上式可知，滯后一期的LNRKCZH和滯后兩期的LNRKCZH對本期的LNRKCZH均有推動作用，具體表現(xiàn)為滯后一期的城鎮(zhèn)化率每增長1%，本期城鎮(zhèn)化率平均增長0.87%，滯后兩期的城鎮(zhèn)化率每增長1%，本期城鎮(zhèn)化率平均增長0.0019%。滯后一期的LNJRXGL、LNJRXL、LNFDI均對本期的LNRKCZH有抑制作用，但滯后兩期的LNJRXGL、LNJRXL、LNFDI均對本期的LNRKCZH有推動作用，具體表現(xiàn)為滯后一期的金融相關(guān)率每增長1%，本期城鎮(zhèn)化率平均降低0.07%，滯后兩期的金融相關(guān)率每增長1%，本期城鎮(zhèn)化率平均增長0.098%；滯后一期的金融效率每增長1%，本期城鎮(zhèn)化率平均降低0.061%，滯后兩期的金融效率每增長1%，本期城鎮(zhèn)化率平均增長0.098%；滯后一期的外商直接投資利用效率每增長1%，本期城鎮(zhèn)化率平均降低0.034%，滯后兩期的外商直接投資利用效率每增長1%，本期城鎮(zhèn)化率平均增長0.023%。

簡言之，LNJRXGL、LNJRXL、LNFDI對新型城鎮(zhèn)化發(fā)展在短期內(nèi)具有一定抑制作用，本文認(rèn)為這與海南省金融業(yè)發(fā)展水平不高、金融支持相應(yīng)措施不完善密切相關(guān)，導(dǎo)致海南省金融支持在短期內(nèi)未能推動新型城鎮(zhèn)化建設(shè)。

（2）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)分析當(dāng)某變量受某一外在沖擊時，該變量隨時間推移受到的影響及變化軌跡。由Eviews10.0結(jié)果可知，當(dāng)給LNJRXGL一單位的正向沖擊時，隨時間和期數(shù)的推移，LNRKCZH呈現(xiàn)先下降后上升的態(tài)勢，短期來看，金融相關(guān)率對新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展不能起到積極推動作用，二者存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，但長期來看，二者逐漸表現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系，金融相關(guān)率開始明顯促進新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展；當(dāng)給LNJRXL一單位的正向沖擊時，隨時間和期數(shù)的推移，LNRKCZH呈現(xiàn)先上升后下降再上升的態(tài)勢，短期來看，金融效率能夠推動新型城鎮(zhèn)化發(fā)展，二者表現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系，但長期來看，二者表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)關(guān)系，金融效率不能促進新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展；當(dāng)給LNFDI一單位的正向沖擊時，隨時間和期數(shù)的推移，LNRKCZH呈現(xiàn)先下降后上升的態(tài)勢，短期來看，外商直接投資利用效率對新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展不能起到積極推動作用，二者存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，但長期來看，二者表現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系，外商直接投資利用效率開始明顯促進新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展。

3.結(jié)論及建議

3.1 結(jié)論

根據(jù)數(shù)據(jù)分析，本文發(fā)現(xiàn)海南省新型城鎮(zhèn)化進程在平穩(wěn)推進，但發(fā)展速度較慢，遠低于全國平均水平，而且區(qū)域差異明顯，?？谑?、三亞市和五指山市新型城鎮(zhèn)化水平較高，其他地區(qū)較低。在金融支持分析中發(fā)現(xiàn)，金融相關(guān)率、金融效率、外商直接投資利用效率與新型城鎮(zhèn)化之間存在協(xié)調(diào)發(fā)展效應(yīng)，金融業(yè)有助于推動新型城鎮(zhèn)化進程的加快，從VAR模型估計結(jié)果可知，滯后兩期的金融相關(guān)率、金融效率、外商直接投資利用效率的提升，均能推動新型城鎮(zhèn)化的進一步發(fā)展；從脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果可知，從短期來看，金融相關(guān)率、金融效率、外商直接投資利用效率的提升不能很好推動海南省新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展，但從長期來看，三者與新型城鎮(zhèn)化之間存在正相關(guān)關(guān)系。究其原因在于海南省金融業(yè)發(fā)展水平較低，且金融服務(wù)和金融基礎(chǔ)設(shè)施較為落后，限制了金融支持在海南省新型城鎮(zhèn)化發(fā)展中的作用。

3.2 建議

一是探索多元融資渠道，提升金融支持規(guī)模。新型城鎮(zhèn)化不僅是人口城鎮(zhèn)化，還包括產(chǎn)業(yè)城鎮(zhèn)化和空間城鎮(zhèn)化，既要注重城鎮(zhèn)人口規(guī)模的擴大，又要提升居民生活水平。因此，海南省應(yīng)從實際情況出發(fā)，一方面構(gòu)建多元化投融資體系，提升金融支持規(guī)模，為新型城鎮(zhèn)化建設(shè)提供更多資金；另一方面積極探索新的投融資渠道，加強金融創(chuàng)新，提升海南省金融業(yè)轉(zhuǎn)化效率，實現(xiàn)金融更高效率、更高質(zhì)量的為新型城鎮(zhèn)化服務(wù)。

二是發(fā)揮區(qū)位和政策優(yōu)勢，推動金融服務(wù)業(yè)發(fā)展。海南省作為我國最大經(jīng)濟特區(qū)，地處我國最南端，背靠大陸，毗鄰粵港澳大灣區(qū)和亞洲金融中心的香港，擁有發(fā)展金融業(yè)極佳的區(qū)位。同時，國家及海南省政府為了推動國際旅游島和自貿(mào)港建設(shè)，提出諸多促進金融服務(wù)業(yè)發(fā)展的政策。因此，從區(qū)位和政策來看，海南省都具備其他地區(qū)無可比擬的優(yōu)勢，海南省應(yīng)將這些優(yōu)勢加以利用，積極運用國家相關(guān)政策推動海南省金融服務(wù)業(yè)的發(fā)展，不斷提升金融服務(wù)的質(zhì)量和規(guī)模，提升金融服務(wù)的效率，加強金融服務(wù)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，讓金融進一步助力于海南省新型城鎮(zhèn)化建設(shè)。