县域金融发展与城镇化进程的分层化差异研究

何茜 温涛

（西南大学经济管理学院，重庆 400715）

县域地区作为“城乡接合部”处在“承上启下”的关键环节，县域经济社会发展更是我国发展经济、保障民生、维系稳定的重要基础。城镇化是现代化水平的重要标志之一，是随着工业化发展，非农产业不断向城镇集聚，从而农村人口不断向非农产业和城镇转移、农村地域向城镇地域转化、城镇数量增加和规模不断扩大、城镇生产生活方式和城镇文明不断向农村传播的过程[1]。中国的发展与实践研究表明，我国正处于能否跨越“中等收入陷阱”的时间窗口，受诸多因素重叠的共同作用，经济潜在增长率正面临趋势性下滑，城镇化于是被各界寄予了厚望，“县域”作为城镇化的最小单位和起点，不仅具有巨大的经济价值，更有着重要的社会意义[2]。相对于大中型城市而言，县域城镇化可以走特色新型小城镇模式，既可以为大中型城镇发展“排忧解难”，又可以更好地推动新型城镇化建设，进而成为统筹城乡发展的基础和关键环节；对于大农村而言，更好地推动县域城镇化就成了农业现代化的重要纽带，有助于更好地带动农村劳动力转移就业。可见，对于中国这一典型的集“大城市、大农村”于一体的国家，加快推进县域城镇化进程，既是扩大农民就业空间和收入来源、保障农民收入可持续增长的现实途径，也是新常态下中国经济发展的基础力量支撑，更是全面实现小康社会的重要载体和实现城乡协调发展、社会安定、政权稳定的应有之义。

关于城镇化的内在动力，虽然存在诸多分析，但一个确定的共识是：推动和重塑城镇化的核心动力是一个地区的经济条件。而金融作为现代经济的核心，发挥着筹集资金、整合资源、优化要素等功能，进而应当成为城市化进程的一个重要推动力。据统计资料显示：1978—2016年，中国的城镇化率从17.92%提高到了57.35%，城市人口从1.72亿增加到了7.93亿，城镇化率年均增长1.02%，其中1996至2016年间城镇化率的年均增速更是高达1.35%；同时，金融机构本外币各项贷款从1978年的1 890.42亿元上升到了2016年的1 120 551.79亿元，年均增速为18.29%。那么，既然可以认为城镇化浪潮作为一种社会和经济发展的趋势不可阻挡，我们需要回答的问题便是：在过去的县域城镇化进程中，金融是否发挥了直接推动力的作用？如果是，其发挥程度如何？为了更好地推动县域城镇化进程，积极响应党的十九大和十九届三中全会关于“推进新型城镇化建设”的号召，县域金融机构该如何为县域城镇化提供应有服务以实现有限金融资源的优化配置？这正是本文需要通过计量方法实证检验的重要问题。

一、文献回顾与评述

国外关于城镇化进程的研究普遍有三个相互关联的层面：一是城市规模分布的变化，二是城市人口规模的增长，三是城市数量的增长[3-5]。国外对金融发展与城镇化进程的研究早已有之，主要是从农村人口转移的人口密度产生的规模效应角度做出解释。如：托达罗（Todaro）最早指出，就业不足的城镇职工会影响未来移民在城镇中现代部门找工作的概率，他指出，金融的目的应是大力提高城镇的工业化水平和规模，提高城市就业水平和收入，吸引源源不断的农村人口流入，将“城市之光”带到农村而不是集中力量使农村生活更具吸引力[6]。麦金农（McKinnon）认为较高水平的社会投资回报率和有效运作的资本市场将改善经济的运作，即：在低回报率或负回报率的情况下，他们只能用来形成储蓄以及传统生产技术的再投资，只能实现简单扩大再生产；而在较高回报率的情况下，农民更愿意将资金用于现代投资生产中去，提高现代化生产水平和扩大生产规模，深化城镇化发展[7]。随后，卢卡斯（Lucas）也认为，在初始阶段，城镇化与金融发展的强相关性反映的是“资源的产业配置效应”，即劳动等资源从农业向工商业转移所刺激的劳动生产率提高[8]。

关于金融市场、信贷市场和银行业发展与城镇化之间的关系研究主要如下。金融市场的发展程度和完整性对推进城镇化的作用不可忽视，莫顿（Merton）从“金融螺旋效应”（financial spiral effect）的视角进行了研究，从而得出金融市场和金融中介制度的发展是一致的，是金融创新“螺旋式”的一部分，提高“金融市场完整性”，为城镇化进程筹集所需的资金基础，从而能一步提高城镇化率。莫顿还认为大量创新的抵押证券和住房贷款政策将大中城市的资源转变为自由流动的资本基础，给那些小城镇的迁移人口更多贷款机会，解决住房困难。住房需求是农民的必然需求，这一问题的解决能促使更多的农民进入小城镇，为其提供源源不断的劳动力基础[9]。阿吉翁、博尔顿（Aghion&Bolton）基于信贷市场的不完整性构建了经济增长和收入分配的演化模型。其突出贡献在于提出了资本积累的“涓滴效应”（trickle-down effect），即：在完善的利率制度和金融市场下，城市富人的财富积累通过“涓滴效应”而有利于农村穷人收入的增长，从而提高经济效率和推动城镇化发展进程[10]。银行的功能是在不确定的环境中促进经济资源在时间和空间上的分配和部署，所以银行业的发展对于城镇化进程有着积极的推动作用[9]。德万尼和韦伯（Devaney&Weber）以826个银行为样本，说明了金融结构与城镇化之间的关系，认为金融结构的改进能促进集聚经济和当地存款增长，带动农村经济快速增长，推动城镇化进程的发展[11]。格兰特和麦克纳马拉（Grant&MacNamara）对爱尔兰和英国两国的银行家和农户的关系进行了研究，他们发现，由于银行家开始给农户放贷，那些大农户能更好地利用贷款机会用以发展商业农业，提供更多的就业机会，推动城镇化发展[12]。

回顾国内近年来关于金融发展与城镇化的研究文献，我们不难发现，学者们的研究主要集中于新型城镇化、金融支持城镇化和金融市场与城镇化几个方面。其中，张敏通过比较我国最高水平的农村城镇化模式发现，“苏南模式”主要由地方集体资金和地方政府支持，“珠江模式”主要依托外来资金和优惠政策[13]。从中我们可以看出，金融这种先行资本在农村城镇化进程中起到了关键性作用。陈元指出，想要在我国市场和信用结构不完善的发展初期实现“农民变市民”，推进城镇化，开发性金融需要“主动立足”于缺乏中长期建设资金的领域，弥补商业金融为实现短期盈利目标的不足[14]。褚保金和莫媛选取了江苏省1997—2009年39个县（市）的样本数据进行研究，揭示了资本在农村区域分割下流通不畅的现实，认为我国县域城镇化建设对资金需求巨大，在我国人均资源相对匮乏、金融市场尚未成熟的背景下，金融只能促进城镇化建设，但是无法主导城镇化建设[15]。吴超指出金融支持城镇化建设各项目的重要性存在差异，因此，金融支持城镇化建设应“有所为，有所不为”，城镇化进程引致了异质性的金融需求，但是目前的异质性金融制度需求与现行金融制度供给之间呈现出不对称状态[16]。朱越浦等利用2003—2012年31个省（自治区、直辖市）的截面数据，分析了十年间我国金融业发展对城镇化作用的演变情况，结果发现，金融业发展对城镇化的作用是有正向促进作用的，且在该作用长期来看逐渐增大[17]。熊湘辉和徐璋勇使用空间面板模型，得出了我国省份新型城镇化水平和金融支持的空间依赖性是客观存在的，且这种空间依赖性表现出鲜明的区域差别[20]。王弓、叶蜀君从金融地理学角度出发，利用空间计量方法深入分析了金融集聚对城镇化水平的影响，研究发现，金融集聚对我国城镇化发展具有正显著的促进作用[19]。

根据上述国内外研究文献梳理不难发现，国内外学者从不同角度分析了金融发展与城镇化进程之间的关系，并进行了广泛而深入的研究，其结论表明金融发展的确是推进城镇化进程的主要动力源泉，这些理论与实证研究为本文的研究提供了很好的理论借鉴和逻辑基础。但是，我们发现这些研究仍然留下了一些研究空间：第一，国外学者对中国这一二元经济结构突出的发展中国家的城镇化发展模式研究甚少，因而，如果要简单借鉴国外关于金融发展与城镇化进程的研究来分析中国的县域城镇化问题，必然存在明显的局限；第二，国内学者在研究中国的城镇化问题时，其分析尺度往往又过于宏观，基本上都是以省、市级为单位进行展开，而对县域层面的研究较少。第三，国内外学者在对金融发展与城镇化进程之间的关系进行实证分析时，很少用到分位数回归方法，因而得到的结论不够具体。事实上，县域城镇化是我国城镇化发展的最小单位，其重要性自然就不言而喻了。因此，本文基于中国2011年29个省1 868个县的截面数据，从金融发展的规模、结构和效率三个方面衡量县域金融发展水平，并运用分位数回归方法实证县域金融发展等因素对城镇化进程的影响效应，旨在更清楚地了解和把握我国县域城镇化的发展程度以及金融发展在其中起了怎样的推动作用，以期弥补国内外相关研究的不足，力争为相关部门提供政策参考，为县域金融发展推动城镇化和金融资源优化配置“对症下药”。

二、研究方法选择与研究设计

在研究方法上，选择能考察金融发展对县域城镇化水平分布不同位置的影响差异的分位数回归方法，得到的结果更为有效和稳健。对于研究变量的选取，通过梳理国内外相关文献和结合数据的可得性原则，最终确定从金融发展规模、金融发展结构和金融发展效率这三个指标对县域金融发展水平进行刻画。对于其他控制变量，我们选取了县域财政支出、县域固定资产投资、县域城乡居民收入差距以及县域公共服务水平作为分位数回归方程式的控制变量，以减少无关变量对回归的影响，使得回归结果更加准确和稳健。

（一）研究方法选择与说明

由于最小二乘法（OLS）回归的参数是自变量对因变量条件期望的边际效果，其分解得出的结果只能描述“平均”的概念，因此，分位数回归方法在实证研究中得到了广泛的运用。而相比于OLS回归，要想考察在县域城镇化水平分布的不同位置受金融发展影响的差异，分位数回归（Quantile Regression，简称QR）无疑最为合适，该方法可以选取任一分位数进行参数估计，进而得到更有效的结论，得到的结果也更加稳健。

（二）研究变量的选择与说明

本文所有变量的选取以及测算参考表1所示：

表1 各变量定义及测算方法

1.县域城镇化进程。从县域城镇化的内涵出发，可归纳为三个方面：人口城镇化指标、经济城镇化指标和社会城镇化指标[20]。它们相互联系，又各有区别，能准确全面地反映县域城镇化的综合水平。在数据收集过程中发现，年鉴中提供了全国2 000多个县总人口与农村人口统计数据，所以为了遵循变量选取的通用性、可操作性和有效性原则，选取县域的城镇人口数量与县域总人口数量的比值表示县域城镇化水平，并作为本文的被解释变量。在实证分析过程中，我们将县域城镇人口数与县域总人口数的比值乘以100%，然后再对该值进行对数化处理。

2.县域金融发展。关于金融发展的指标讨论早已有之。戈德斯密斯（Goldsmith）首次提出了金融相关率，其完整的表达式为（M2+L+S）/GDP[21]。 麦金农将该式简化为 M2/GDP[7]。 其他的学者认为还应该将证券市场市值比率、流动性比率、金融机构存贷款比率纳入指标体系[22]。由于县域货币供应量（M2）数据获得的局限性，加之我国证券市场兴起于20世纪90年代，发展时间较短，况且金融市场尚不成熟，暂不考虑涉及M2和证券市场的指标。所以，为了全面说明县域金融发展水平对县域城镇化进程的推动作用，将从金融发展规模、金融发展结构、金融发展效率三个方面分别对县域金融发展水平进行刻画。其中，金融发展规模这一变量将使用县域贷款总量与县域GDP总量的比值表示，金融发展结构这一变量将使用县域五大国有银行贷款与县域总贷款比值表示，金融发展效率这一指标将使用县域总贷款水平与县域总存款的比值表示。在实证分析过程中，我们分别将金融发展的三个指标乘以100%，然后再对该值进行对数化处理。

3.其他控制变量。一是县域财政支出，亨德森（Henderson）通过研究1960—2000年间的全球数据发现，政府制度及财政支出在城市化进程中发挥关键作用[23]。因此，本文的县域财政支出选取县域财政支出比县域总人口的对数值来衡量。二是县域固定资产投资，戴维斯和亨德森 （Davis&Henderson）指出，与区域间基础设施投资相关的固定资产投资有助于更好地推进城镇化进程[24]。因此，选取县域固定资产投资比县域总人口的对数值来表示。三是县域城乡居民收入差距，用城镇居民可支配收入比农村居民人均纯收入来表示。四是县域公共服务水平，胡畔指出，随着城镇外来人口的逐渐增多，不断完善的公共服务机制能够保障外来人口的基本权利，从而保障城镇化进程的和谐与可持续发展[25]。所以，主要从两个方面表示县域公共服务水平，一是每万人县域医院、卫生院床位数的对数值，二是每万人各种社会福利收养性单位床位数对数值。

（三）研究数据的选择与说明

在数据选择过程中，县域金融发展的相关变量主要来源于中国银行业监督管理委员会网站的农村金融服务栏目。需要说明的是，从2013年开始，该网站已不再公布相关数据，虽然相关指标在其他年鉴也有涉及，但是仅有金融机构贷款支出变量，所以2011年以后无法计算本文涉及的所有县域金融发展变量。因此，本文只能采用2011年的数据进行实证，这也构成了本研究的一个缺陷，但是整体上并不影响本文的分析。其他变量的数据均来自于2012年的《中国区域经济统计年鉴》和《中国县（市）社会经济统计年鉴》的主要统计指标，我们在对各变量进行相应处理之后，最终共收集了2011年中国29个省（不包括上海和西藏）1 868个县（市）的基本经济金融数据。

三、实证结果与分析

在进行实证分析过程中，为了能够更好地对县域城镇化进程决定方程的分位数回归结果进行分析，选择了5个具有代表性的分位点。县域城镇化影响因素的OLS回归结果与分位数回归结果如表2所示，各变量的分位数回归系数变化如图2所示。

（一）县域金融发展与城镇化的分位数回归结果

实证结果显示，金融发展规模和金融发展效率对城镇化的影响在重点选择的五个分位点处的表现均不显著，仅有金融发展结构的弹性系数在各个分位点处均显著为正。并且随着分位点的提高，对应的金融发展结构的弹性系数呈现出明显的 “W”型，在QR_10、QR_25、QR_50、QR_75、QR_90分位点的系数分别为0.092、0.059、0.065、0.048、0.072（参考表2）。金融发展规模和金融发展效率对城镇化的结果表明，县域金融机构贷款占县域GDP比重和县域金融机构贷款占县域金融机构存款的比重提高均不能推动县域城镇化进程，其主要原因在于：一是县域之间经济发展水平存在较大差异，因此金融机构贷款占GDP比重和县域贷款占存款比重也存在差异，从表3可以看出，金融发展规模的方差为0.91，远远大于金融发展效率的方差0.11，并且远远高于城镇化和金融发展结构的方差。二是一方面由于不同县域地区，其资金使用效率存在差异，特别是在推动城镇化方面，资金投向结构不尽相同，另一方面由于县域地区的经济发展水平普遍较低，并且在金融自由化的大背景下，金融为了追逐利润，有限的金融资源会自发地流向回报率较高的大城市，所以直接导致了县域地区存在贷款运用能力低下、贷款需求低下和贷款投入低下的多重困境。

表2 县域城镇化影响因素的分位数回归结果

表3 县域金融发展与城镇化进程的描述性统计

金融发展结构对城镇化的影响结果表明，县域国有五大银行贷款能很好地推动各个县的城镇化进程，但是随着分位点的逐步提高，其系数呈“W”型，但是整体上也表现为“两头高中间低”的现象（参考表2和图2）。其原因在于：一是因为各县域地区的五大国有商业银行发展相对较为均衡，并且在各县域地区的银行体系中占据着绝对主导地位，所以其贷款规模占金融机构总贷款的比重相对最为稳定，动员储蓄存款发放贷款的能力在县域之间表现的差异较小。从表3可以明显看出，金融发展结构的样本方差明显小于金融发展结构和金融发展效率，这说明各县域之间的金融发展结构水平差距较小。另外，在城镇化水平的各分位阶段（随着分位点逐步上升），对应金融发展结构水平呈逐步上升的趋势，但是各分位点之间的差异却相对较小，其中0.25分位点、0.5分位点和0.75分位点处的金融发展结构水平几乎一致（参考图1）。二是由于县域城镇化进程的各个阶段，基础建设投资潜力巨大，主要体现为投资拉动型的发展模式。此时，城镇化水平最高的县域地区，其自身能力更强和经济发展水平更高，其银行业发展水平也相对更高，五大国有银行贷款投入力度自然大于其他县域地区，因此对城镇化的推动作用明显较高；城镇化水平最低的县域地区，因为自身能力相对不足且经济发展水平相对最低，虽然五大银行贷款投入相对最低，但是这些县域地区基本上主要依靠行政主导的国有银行发放贷款进行投资，再加上五大国有银行通常会基于国家信贷政策导向，向承担城镇化建设的企业发放专门用于城镇化建设的贷款并给予优惠条件，进而保障了城镇化进程的资金投入，因而五大银行贷款对城镇化的影响体现为更强的正向推动作用。

图1 不同城镇化水平阶段对应的县域金融发展结构水平平均值

（二）县域财政支出与城镇化的分位数回归结果

实证结果显示，县域财政支出在各分位点处均显著为正，并且财政支出的弹性系数在整体上随着分位点的提高呈现出逐步增强的趋势（除QR_75分位点处以外，略小于前后两个分位点处的系数）。这一实证结果很好地说明了县域地区要更好地推动城镇化，财政资源的利用必然“首当其冲”，成为城镇化推进的“排头兵”，并且城镇化水平越高的县域地区，其财政支出的扩张对城镇化进程的推动作用远大于其他县域地区。究其原因：在中国特色的官员晋升锦标赛过程中，城镇化的进程可以看成最有效、最直观的绩效指标之一，基于政绩工程至上目标的诱导，很多县都明确提出要建“现代城市”“豪华城市”“靓丽城市”的口号，使得各县政府都“竭尽所能”地将有限的县域财政资源顺其自然地偏向于“锦上添花”的城市建设[26]。所以，对于城镇化水平越低的地区来说，其经济发展水平同样相对较低，财政实力自然就越是有限，因此财政支出偏向就越发受到限制，因此对城镇化的推动作用相对较小；相反，对于城镇化水平更高的县域地区，其财政实力通常相对更为雄厚，其财政资源自然就会更多地投向城镇化建设，因此对城镇化的推动作用相对更大。

图2 县域城镇化影响因素的分位数回归中各解释变量系数变化情况

（三）城乡居民收入差距与城镇化的分位数回归结果

城乡居民收入差距的系数在前四个分位点均显著为负，在QR_90分位点处为负但不显著，并且弹性系数表现出较为明显的“J”型特征（如图2所示），弹性系数的绝对值呈逐渐缩小的趋势（在各分位点分别为-0.130、-0.125、-0.124、-0.079、-0.020）。这一结果充分说明中国县域地区（城镇化水平最高地区除外）城乡居民收入的快速缩小显著有助于加快推进县域城镇化进程的目标实现。因为中国的县域地区往往是典型的集“大城市、大农村”为一体，其突出的表现就是较高的城乡居民收入差距。所以，在推进县域城镇化进程中，需要高度重视城乡居民收入差距的不断缩小，最终才能有效地实现农民增收、城乡居民收入差距缩小和城镇化进程加快的良性循环。

（四）固定资产投资与城镇化的分位数回归结果

固定资产投资对县域城镇化的影响在五个分位点处均显著为正，具体表现为：城镇化发展水平越高的县域地区，对固定资产投资的依赖性相对较小；相反，城镇化水平越低的地区往往更依赖固定资产投资来推动城镇化进程。其原因如下：对于不同城镇化发展水平的县来说，可能面临着不同性质的固定资产投资需求，因而固定资产总量对位于各样本区间城镇化进程的贡献存在明显差异。因为县域地方政府对于固定资产的投资的确能够积累资本，加快基础设施投资建设，所以越是城镇化水平低的县域地区，其固定资产投资越是依赖于政府投入资金，不少县域的政府资金占据了社会固定资产投资的半数之多。但是，从长期来看，随着城镇化的不断推进和县域经济水平的不断发展，这种具有一定垄断性质的投资方式并不有益于市场经济秩序的建立和县域城镇化的进一步深化。这也意味着当县域城镇化水平发展到一定阶段，应更为积极地释放民间资本的活力，以政府投资作为引导，以民间投资带动城镇化水平提高。

（五）县域公共服务水平与城镇化的分位数回归结果

县域医院、卫生院床位数的弹性系数在所考察的各个分位点处都显著为正（除了QR_10分位点以外），且随着分位数分布向高端移动，其弹性系数呈现明显的倒“U”型曲线特征变化，即弹性系数先增大后减小。这说明对于城镇化水平最高的县域来说，促进县域医院、卫生院增加对县域城镇化的提升水平有限，其系数仅有0.006；对于城镇化水平最低的县域地区，县域医院、卫生院的增加对城镇化影响不明显；对于那些城镇化水平处于中游水平的县域来说，促进县域医院、卫生院的快速发展显著有助于提升各层次县的城镇化发展水平。县域社会福利性收养单位床位数的弹性系数在QR_25、QR_90处分别变现为显著为正和显著为负，在其他三个分位点的表现均不显著，并且系数很小，这说明社会福利性收养单位床位的数量变化对各县域城镇化发展的影响不明显。

四、研究结论与展望

基于中国2011年29个省1 868个县的截面数据，运用分位数回归方法实证检验了县域金融发展、财政支出、城乡收入差距、固定资产投资等因素对县域城镇化进程的影响效应。结果显示：在县域金融发展规模、金融发展效率和金融发展结构三个变量中，只有县域金融发展结构（也就是银行结构，本文利用国有五大银行贷款占县域总贷款量的比重表示）对县域城镇化起到了显著的推动作用，并且对于不同城镇化水平的县域地区来说，金融发展结构的促进作用明显不同。除此之外，县域地方政府财政支出扩张也有助于县域城镇化的加速推进，并且城镇化水平越高的县域地区，其财政支出的扩张对城镇化进程更具有“锦上添花”的强有力带动作用；城乡居民收入差距的快速缩小和固定资产投资逐渐扩大均有助于加快推进县域城镇化进程的目标实现。

从经济学的视角看，县域城镇化的含义是专业分工导致的要素集聚和市场扩张，在市场导向下的生产要素会在追求自身价值极大化的过程中，产生显著的收益递增效应和外部经济效应。当前，中国正处于能否走出“中等收入陷阱”的时间窗口，经济潜在增长率正面临着趋势性下滑，城镇化于是被各界寄予了厚望。但是，中国城乡二元结构依然根深蒂固，大量的农民并不能在县、市中享受基本的国民待遇，因而无法真正融入城市，当前这种仅关注城市自我现代化的城镇化模式只能适用那些没有农村人口需要消化的国家，却严重脱离了中国的现状和国情。要做到真正理解县域城镇化的内涵，需要对农村改革和传统城镇化路径有一个比较全面的认知和评估，以更好地探索县域城镇化的未来之路[2]。此外，一直以来，中国所推进的县域城镇化建设以财政扶持为主，对于解决“三农”问题和缓解城乡二元结构矛盾虽有一定的短期作用，从长远和全局的角度来看，治标不治本，不具备持久性，现有的县域政府财政支出甚至可能为未来的县域城镇化设置更高的门槛。坚持市场导向的县域金融发展及金融市场的完善和市场导向的城镇化道路，才是解决城乡二元结构的关键。正所谓“不谋全局者，不足谋一域；不谋万世者，不足谋一时”。

我们的启示在于：好的县域城镇化应是内生型的发展方式，是市场主导的金融市场，是市场主导的城镇化。所以，要在新阶段推进县域城镇化进一步发展和深化，必须依据各县的实际情况，关注发展水平不同县的城镇化发展制约因素，坚持市场导向的县域城镇化道路。特别应注重通过金融市场的发展与完善，应提倡县域城镇化“发轫于金融”，倡导在各基础设施建设中“资本先行”的必要性。如此，才能促进金融资源在城乡间和农村内部更自由、平等、高效率流动与配置，带动县域的规模效应、要素集聚与市场扩张，提高农业劳动生产率和农民人均收入水平，加快加强县域公共服务建设，以此大大提升县域城镇对农村人口的吸引力，走县域城镇化可持续发展道路。