城鎮(zhèn)化進(jìn)程中財(cái)政支出與金融效率關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)

王建英，馬德功（四川大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，成都 610064）

城鎮(zhèn)化進(jìn)程中財(cái)政支出與金融效率關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)

王建英，馬德功
（四川大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，成都 610064）

文章選取我國(guó)37年的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)建VAR模型，對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程中政府與市場(chǎng)金融支持力度進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明：我國(guó)城鎮(zhèn)化、政府財(cái)政支出強(qiáng)度及金融效率之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，金融效率對(duì)城鎮(zhèn)化的長(zhǎng)期彈性和貢獻(xiàn)要大于政府財(cái)政支出強(qiáng)度，而金融效率的提高在減少政府財(cái)政支出方面效果明顯。

城鎮(zhèn)化；VAR模型；協(xié)整關(guān)系；財(cái)政支出強(qiáng)度；金融效率

0 引言

新型城鎮(zhèn)化將是未來(lái)我國(guó)最大的增長(zhǎng)引擎和發(fā)展紅利，在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型時(shí)期，我國(guó)城鎮(zhèn)化呈逐年上升趨勢(shì)，從1978年的17.92%上升到2014年的54.77%，年均增長(zhǎng)率達(dá)到1.02個(gè)百分點(diǎn)。根據(jù)美國(guó)城市地理學(xué)家諾瑟姆城市化進(jìn)程的“S”曲線理論，我國(guó)已經(jīng)進(jìn)入城鎮(zhèn)化發(fā)展的黃金時(shí)期。在推動(dòng)以人為核心的新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，轉(zhuǎn)移人口的需求成為目前要解決的關(guān)鍵，影響他們順利轉(zhuǎn)移的關(guān)鍵因素：一是政策，二是資本。而政策的落實(shí)最終也必須要有足夠的資金作為保障。因此在新型城鎮(zhèn)化的進(jìn)程中，金融問(wèn)題成為制約其發(fā)展的核心和關(guān)鍵。

目前對(duì)我國(guó)新型城鎮(zhèn)化提供金融支持的主要有政府和市場(chǎng)兩種力量，而由于2014年10月國(guó)發(fā)〔2014〕43號(hào)文件的頒布，地方政府債務(wù)將實(shí)行嚴(yán)格的規(guī)?？刂?，因此未來(lái)市場(chǎng)將是資金的主要渠道。而政府在新型城鎮(zhèn)化發(fā)展中將如何定位、怎么引入市場(chǎng)力量的前提是必須明確目前政府和市場(chǎng)在新型城鎮(zhèn)化發(fā)展中力量的大小。對(duì)城鎮(zhèn)化中政府與市場(chǎng)的作用，國(guó)內(nèi)學(xué)者進(jìn)行了較為深入的研究?？v觀國(guó)內(nèi)研究文獻(xiàn)，目前學(xué)術(shù)界已經(jīng)充分認(rèn)識(shí)到政府和市場(chǎng)的金融支持對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展的重要性，但現(xiàn)有的研究文獻(xiàn)大多基于某一方面，很少有同時(shí)從政府和市場(chǎng)的視角對(duì)其作用效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證研究。我國(guó)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展已經(jīng)進(jìn)入關(guān)鍵時(shí)期，如何順利跨越中等收入陷阱，作為主要推動(dòng)力量—政府和市場(chǎng)的作用顯得至關(guān)重要。我國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)程中政府與市場(chǎng)金融支持的效用如何，本文將通過(guò)實(shí)證來(lái)解決這一問(wèn)題。

1 模型建立與變量選取

1．1 模型的建立

本文引入VAR模型，從定量角度分析我國(guó)城鎮(zhèn)化建設(shè)中政府支持與市場(chǎng)行為之間的互動(dòng)關(guān)系。根據(jù)SC和AIC最小化原則，本文建立一個(gè)滯后階數(shù)為2的VAR模型，表達(dá)式為：

其中，Yi為內(nèi)生變量，A1，A2，···，Ap是滯后內(nèi)生變量的待估系數(shù)矩陣，μt為誤差修正項(xiàng)，p為模型的滯后階數(shù)。

1．2 變量的選取及處理

1.2.1 反應(yīng)城鎮(zhèn)化水平的指標(biāo)

本文把城鎮(zhèn)化水平作為被解釋變量。目前城鎮(zhèn)化率的計(jì)算方法有兩種，一是常住人口的城鎮(zhèn)化率，即城鎮(zhèn)常住人口占全部常住人口的比重。常住人口指的是在城鎮(zhèn)里面居住6個(gè)月以上的這部分人群，包括一次性居住6個(gè)月，或者一年之內(nèi)居住超過(guò)6個(gè)月，這種計(jì)算方法是國(guó)際上通用的。另外一種是戶籍人口的城鎮(zhèn)化率，即城鎮(zhèn)戶籍人口占全部人口的比重。為了跟國(guó)際接軌，也為了獲取數(shù)據(jù)的便利，本文以第一種計(jì)算方法來(lái)衡量城鎮(zhèn)化水平，記為UR，即UR=城鎮(zhèn)人口/常住總?cè)丝凇?/p>

1.2.2 反應(yīng)政府支持行為的指標(biāo)

城鎮(zhèn)化的發(fā)展需要政府的支持和引導(dǎo)，財(cái)政是城鎮(zhèn)化建設(shè)的物質(zhì)基礎(chǔ)。政府對(duì)城鎮(zhèn)化的金融支持主要是通過(guò)財(cái)政支出來(lái)實(shí)現(xiàn)的，通常來(lái)說(shuō)，政府財(cái)政支出越高，說(shuō)明政府投資程度越強(qiáng)，一定程度上會(huì)促進(jìn)城鎮(zhèn)化的發(fā)展。因此本文用地方財(cái)政一般預(yù)算支出占GDP的比重來(lái)衡量政府財(cái)政支出的強(qiáng)度，表明在地區(qū)生產(chǎn)總值中有多大比例是通過(guò)政府財(cái)政支出來(lái)拉動(dòng)的，記為FI。

1.2.3 反應(yīng)市場(chǎng)支持行為的指標(biāo)

市場(chǎng)對(duì)城鎮(zhèn)化金融支持的關(guān)鍵在于金融市場(chǎng)運(yùn)行效率的高低。如果金融市場(chǎng)運(yùn)行效率過(guò)低，會(huì)導(dǎo)致整個(gè)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率偏低，抑制欠發(fā)達(dá)地區(qū)勞動(dòng)力的解放和轉(zhuǎn)移，從而影響城鎮(zhèn)化的進(jìn)程。因此，本文選取金融效率來(lái)衡量市場(chǎng)支持力度?？紤]到我國(guó)金融市場(chǎng)是以銀行業(yè)為主導(dǎo)的市場(chǎng)，相對(duì)于銀行來(lái)說(shuō)，其他類型的金融市場(chǎng)無(wú)論是在規(guī)模上還是在制度上都不完善，因此在選取指標(biāo)上，本文選用金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款與存款比來(lái)衡量金融效率，記為FE。1.2.4 數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

本文選取1978—2014年的年度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來(lái)源于中華人民共和國(guó)統(tǒng)計(jì)局、新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編、中華人民共和國(guó)財(cái)政部。為消除異方差干擾，本文對(duì)變量進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理，故本文使用城鎮(zhèn)化率的自然對(duì)數(shù)LnUR作為被解釋變量，使用政府財(cái)政支出強(qiáng)度的自然對(duì)數(shù)LnFI和金融效率的自然對(duì)數(shù)LnFE作為解釋變量進(jìn)行實(shí)證分析。

作業(yè)過(guò)程表明，綜合絕緣抱桿安裝方便靈活，安裝時(shí)人體與帶電體的安全距離較大，不會(huì)碰觸帶電體；安裝后可實(shí)現(xiàn)對(duì)三相導(dǎo)線的可靠固定，減小了使用絕緣桿接引線時(shí)絕緣子所受剪切力，保證了接引線過(guò)程穩(wěn)定安全實(shí)施。

2 實(shí)證檢驗(yàn)

2．1 ADF單位根檢驗(yàn)

為避免時(shí)間序列出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，本文在5%的水平下對(duì)其平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示：將ADF值與臨界值比較，可以看出，在5%的顯著性水平下LnUR、LnFI和LnFE均為不平穩(wěn)序列，經(jīng)過(guò)一階差分之后，其ADF值均小于對(duì)應(yīng)的臨界值，且P值很小，因此這三個(gè)序列為I（1）序列。這說(shuō)明我國(guó)城鎮(zhèn)化率、政府財(cái)政支出強(qiáng)度和金融效率之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

表1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

2．2 Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證三個(gè)序列之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，本文選擇帶截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法來(lái)檢驗(yàn)上述三個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系。從表2可以看出，在5%的顯著水平下，在“一個(gè)沒(méi)有”的原假設(shè)下，跡統(tǒng)計(jì)量的值大于其所對(duì)應(yīng)的臨界值，而且P值很小，因此拒絕原假設(shè)，表明三個(gè)變量至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。在“最多一個(gè)”和“最多兩個(gè)”的原假設(shè)條件下，跡統(tǒng)計(jì)量值均小于臨界值，因此不能拒絕原假設(shè)。結(jié)果表明：在5%的顯著水平下，我國(guó)城鎮(zhèn)化率、政府財(cái)政支出強(qiáng)度和金融效率之間存在協(xié)整關(guān)系。

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

協(xié)整方程為：LnUR=0.011+0.029LnFI-0.652LnFE。

此方程為長(zhǎng)期均衡方程，由此可以看出：我國(guó)政府財(cái)政支出在一定程度上提高了城鎮(zhèn)化水平，其中，政府財(cái)政支出強(qiáng)度每提高一個(gè)百分點(diǎn)，城鎮(zhèn)化率將提高0.029個(gè)百分點(diǎn)；金融效率與城鎮(zhèn)化出現(xiàn)反向變動(dòng)，這是因?yàn)樽?978年以來(lái)，我國(guó)銀行將大量存款轉(zhuǎn)換為貸款的比重在逐年下降（如圖1所示），經(jīng)過(guò)一階差分處理的金融效率的變動(dòng)率為負(fù)，從而出現(xiàn)金融效率與城鎮(zhèn)化反向變動(dòng)的情況，因此，如果使兩者變動(dòng)方向一致，就必須使金融效率與目前的變動(dòng)方向相反，即提高金融運(yùn)行效率，且金融運(yùn)行效率每提高1個(gè)百分點(diǎn)，城鎮(zhèn)化變動(dòng)0.652個(gè)百分點(diǎn)。由此可知：我國(guó)城鎮(zhèn)化與政府財(cái)政支出強(qiáng)度和金融效率之間存在著長(zhǎng)效機(jī)制，但相對(duì)于政府財(cái)政支出，金融效率的變動(dòng)對(duì)城鎮(zhèn)化的影響更大。

圖1 1978—2014年我國(guó)銀行存貸比（%）

2．3 Granger因果檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證我國(guó)城鎮(zhèn)化率、政府財(cái)政支出強(qiáng)度和金融效率之間是否存在時(shí)間上的先后關(guān)系，本文采用格蘭杰，滯后兩期進(jìn)行檢驗(yàn)。由表3可知：在10%的顯著水平下，政府財(cái)政支出強(qiáng)度和城鎮(zhèn)化存在單向因果關(guān)系，城鎮(zhèn)化率的提高導(dǎo)致了財(cái)政支出擴(kuò)張，但財(cái)政支出強(qiáng)度的增加不是提高城鎮(zhèn)化率的主要原因。這是由于城鎮(zhèn)化的發(fā)展需要大量資金投入，城鎮(zhèn)化發(fā)展越快，需要投入的資金也越多，帶動(dòng)了財(cái)政支出規(guī)模的擴(kuò)張。但政府財(cái)政支出投入的領(lǐng)域很多，由財(cái)政支出所帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)從而引起人口從農(nóng)村流入城鎮(zhèn)的作用并不十分明顯。金融效率與城鎮(zhèn)化率和財(cái)政支出強(qiáng)度也存在單向因果關(guān)系，金融效率的提高會(huì)影響城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展和財(cái)政支出規(guī)模的擴(kuò)張，但城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展和財(cái)政支出規(guī)模的擴(kuò)張不一定是由金融效率提高引起的。這是因?yàn)樵诮鹑谶\(yùn)行效率中，貸款/存款比率越高，表明資金使用效率越高，更多的資金會(huì)投入到社會(huì)，帶動(dòng)城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展。但由于城鎮(zhèn)化的建設(shè)周期長(zhǎng)，資金回收慢，甚至很多都是一些非盈利性的，吸引商業(yè)性金融機(jī)構(gòu)資金投入難度較大，而且長(zhǎng)期以來(lái)，商業(yè)銀行惜貸行為嚴(yán)重（具體如圖2所示），大量存款轉(zhuǎn)換成貸款的比例雖然部分年份有所提高，但總趨勢(shì)一直在降低，而且政府財(cái)政規(guī)模的擴(kuò)張對(duì)商業(yè)銀行和民間資本也產(chǎn)生一定的擠出效應(yīng)，因此我國(guó)城鎮(zhèn)化的提高和政府財(cái)政支出的擴(kuò)張不是金融效率的格蘭杰原因。

表3 Granger檢驗(yàn)結(jié)果

2．4 VAR模型估計(jì)及穩(wěn)定性檢驗(yàn)

本文選擇滯后兩期，對(duì)VAR模型進(jìn)行估計(jì)，得出下面結(jié)果：

由結(jié)果可知，城鎮(zhèn)化率和政府財(cái)政支出強(qiáng)度指標(biāo)均受自身滯后一階影響較大。對(duì)于金融運(yùn)行效率指標(biāo)，滯后一階及兩階的城鎮(zhèn)化率及自身的滯后一階對(duì)其影響較為顯著。如圖2所示，單位特征根的倒數(shù)都在單位圓內(nèi)，因此模型是穩(wěn)定的，可進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。

圖2模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

2．5 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

本文利用脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)一步分析內(nèi)生變量的變化所帶來(lái)的擾動(dòng)項(xiàng)傳播到各變量的途徑。從圖3可以看出，給城鎮(zhèn)化率一單位標(biāo)準(zhǔn)差正向沖擊之后，對(duì)自身的期初影響較大，之后緩慢下降并逐漸消失；財(cái)政支出強(qiáng)度對(duì)城鎮(zhèn)化的沖擊效果逐漸顯現(xiàn)，到第4期達(dá)到最大化后，效果逐漸減弱；金融效率對(duì)城鎮(zhèn)化的沖擊在第2期后開(kāi)始逐漸顯現(xiàn)，且隨著時(shí)間的推移，沖擊越來(lái)越大。這說(shuō)明提高政府財(cái)政支出短期內(nèi)會(huì)促進(jìn)城鎮(zhèn)化的發(fā)展，但長(zhǎng)期效果不明顯，而相對(duì)來(lái)說(shuō)，雖然金融效率對(duì)城鎮(zhèn)化的影響有一定的滯后性，但隨著時(shí)間的推移，影響力越來(lái)越大且持久性很強(qiáng)。

圖3各變量對(duì)城鎮(zhèn)化的影響

從圖4可以看出，政府財(cái)政支出強(qiáng)度對(duì)其自身的沖擊以及金融效率對(duì)政府財(cái)政支出強(qiáng)度的沖擊要大于城鎮(zhèn)化對(duì)其的影響。具體來(lái)說(shuō)：當(dāng)本期給政府財(cái)政支出強(qiáng)度一單位正向沖擊，對(duì)自身的擾動(dòng)緩慢上升，在第3期達(dá)到6.3%后逐漸減弱；金融效率對(duì)其沖擊逐漸增強(qiáng)，到第7期后基本保持在5.6%的水平，且影響持久；相對(duì)來(lái)說(shuō)，城鎮(zhèn)化對(duì)政府財(cái)政支出強(qiáng)度的期初沖擊不是很明顯，到第4期后才逐漸顯現(xiàn)，并趨于平穩(wěn)。這是因?yàn)槌擎?zhèn)化的發(fā)展帶動(dòng)了政府財(cái)政支出規(guī)模的擴(kuò)張，且這種長(zhǎng)期依賴性比較強(qiáng)，而在社會(huì)資本需求總量一定的情況下，金融效率的提高，即社會(huì)資本的參與對(duì)政府財(cái)政支出可以產(chǎn)生替代效應(yīng)，在一定程度上減少財(cái)政支出規(guī)模。由此也可以看出提高金融機(jī)構(gòu)運(yùn)行效率是減輕政府債務(wù)負(fù)擔(dān)的最佳選擇。

圖4各變量對(duì)政府財(cái)政支出強(qiáng)度的影響

從圖5可以看出，金融效率對(duì)其自身的擾動(dòng)非常明顯，當(dāng)期初給其1單位正向沖擊后，到第2期迅速達(dá)到最大，之后直線下降；政府財(cái)政支出對(duì)其沖擊滯后1期后逐漸增大；城鎮(zhèn)化對(duì)其沖擊在第2期達(dá)到最大后影響逐漸減弱。這說(shuō)明政府財(cái)政支出的增加，在促進(jìn)城鎮(zhèn)化發(fā)展的同時(shí)，帶動(dòng)了社會(huì)資本的參與力度，且這種帶動(dòng)作用持久性強(qiáng)。

圖5各變量對(duì)金融效率的影響

2．6 方差分解

方差分解是通過(guò)分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)率，進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性，本文對(duì)各變量進(jìn)行分解。從城鎮(zhèn)化率的方差分解中可以看出（見(jiàn)表4），城鎮(zhèn)化期初受自身的影響較大，隨著時(shí)間的推移這種影響逐漸降低；政府財(cái)政支出強(qiáng)度對(duì)其貢獻(xiàn)較??；相對(duì)來(lái)說(shuō)，金融效率對(duì)城鎮(zhèn)化的貢獻(xiàn)最大，影響在逐年上升，且這種影響仍有加強(qiáng)的趨勢(shì)。從政府財(cái)政支出強(qiáng)度的方差分解中可以看出（見(jiàn)表5），政府財(cái)政支出對(duì)自身初始影響較大，但隨著時(shí)間的推移，這種影響越來(lái)越低；相對(duì)來(lái)說(shuō)，金融運(yùn)行效率對(duì)其影響在逐漸加強(qiáng)，而且對(duì)其變動(dòng)的貢獻(xiàn)率到第10期時(shí)達(dá)到45.800%，之后仍有上升的趨勢(shì)，預(yù)計(jì)會(huì)逐漸超過(guò)財(cái)政支出對(duì)其自身的影響力；城鎮(zhèn)化對(duì)其影響基本穩(wěn)定在3%的貢獻(xiàn)率水平。從金融運(yùn)行效率的方差分解中可以看出（見(jiàn)表6），金融效率對(duì)自身的影響很大，保持在81%以上的貢獻(xiàn)率水平；城鎮(zhèn)化和政府財(cái)政支出強(qiáng)度對(duì)其影響在逐年增加；而相對(duì)來(lái)說(shuō)，政府財(cái)政支出強(qiáng)度的貢獻(xiàn)要大于城鎮(zhèn)化對(duì)其的影響。

表4 各變量沖擊對(duì)城鎮(zhèn)化的貢獻(xiàn)度

表5 各變量沖擊對(duì)政府財(cái)政支出強(qiáng)度的貢獻(xiàn)度

表6 各變量沖擊對(duì)金融效率的貢獻(xiàn)度

3 結(jié)論

本文選取了1978—2014年的數(shù)據(jù)，通過(guò)對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)化率、政府財(cái)政支出強(qiáng)度和金融效率三個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)、協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)分析及方差分解，得出如下結(jié)論：

（1）從ADF和Johansen協(xié)整檢驗(yàn)可知，我國(guó)城鎮(zhèn)化、政府財(cái)政支出強(qiáng)度、金融效率之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，城鎮(zhèn)化率相對(duì)于政府財(cái)政支出強(qiáng)度的長(zhǎng)期彈性為0.029，相對(duì)于金融效率的長(zhǎng)期彈性為0.652。因此相對(duì)于政府財(cái)政支出強(qiáng)度的變動(dòng)，金融效率的變動(dòng)對(duì)城鎮(zhèn)化的長(zhǎng)期影響更大。

（2）從Granger檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在10%的顯著水平下，我國(guó)金融效率的提高是城鎮(zhèn)化發(fā)展和政府財(cái)政支出強(qiáng)度變動(dòng)的主要因素。

（3）從脈沖響應(yīng)函數(shù)分析可知，我國(guó)政府財(cái)政支出的變動(dòng)對(duì)城鎮(zhèn)化也產(chǎn)生了一定的正向沖擊；相對(duì)來(lái)說(shuō)，我國(guó)銀行儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)換投資的能力較弱，金融運(yùn)行效率較低，使得城鎮(zhèn)化過(guò)度依賴于政府財(cái)政投入，對(duì)城鎮(zhèn)化產(chǎn)生負(fù)向沖擊；但金融運(yùn)行效率對(duì)政府財(cái)政支出產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)，且效果顯著，這意味著可通過(guò)提高金融運(yùn)行效率來(lái)降低政府財(cái)政支出的規(guī)模，從而減輕政府的財(cái)政壓力。

（4）從方差分解可知，除了自身影響外，金融運(yùn)行效率和政府財(cái)政支出互相影響，長(zhǎng)期來(lái)看，金融運(yùn)行效率對(duì)政府財(cái)政支出的影響力要大于政府財(cái)政支出對(duì)金融運(yùn)行效率的影響力；同時(shí)，金融運(yùn)行效率對(duì)城鎮(zhèn)化的貢獻(xiàn)率要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于政府財(cái)政支出強(qiáng)度對(duì)城鎮(zhèn)化的貢獻(xiàn)。

[1]林涵碧.城鎮(zhèn)化進(jìn)程中政府的職能作用[J].城市發(fā)展研究,2006,(1).

[2]中國(guó)金融40人論壇課題組.加快推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化:對(duì)若干重大體制改革問(wèn)題的認(rèn)識(shí)與政策建議[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué),2013,(7).

[3]劉航,孫早.城鎮(zhèn)化動(dòng)因扭曲與制造業(yè)產(chǎn)能—基于2001—2012年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì),2014,(11).

[4]孫德超,周冰玉.促進(jìn)城鎮(zhèn)化發(fā)展的城市財(cái)政支出改革研究[J].城市發(fā)展研究,2014,(2).

[5]彭健.我國(guó)城鎮(zhèn)化、工業(yè)化和金融發(fā)展的相互關(guān)系研究[J].金融發(fā)展研究,2014,(6).

[6]李建華.城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的金融支持研究[J].技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理研究, 2014,(10).

[7]伍艷.西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的金融支持[J].西南民族大學(xué)學(xué)報(bào)：人文社會(huì)科學(xué)版,2005,(2).

[8]孫長(zhǎng)青.基于VAR模型的城鎮(zhèn)化、工業(yè)化與金融發(fā)展關(guān)系分析—以中原經(jīng)濟(jì)區(qū)為例[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯,2012,(6).

[9]王瓊,李薇.湖北省金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化的關(guān)系研究—基于1984—2013年數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].湖北工程學(xué)院學(xué)報(bào),2014,(3).

[10]韋福雷等.省域城鎮(zhèn)化金融支持效率及影響因素[J].金融論壇, 2013,(10).

[11]馮奎.中國(guó)城市化轉(zhuǎn)型研究[M].北京：中國(guó)發(fā)展出版社,2013.

[12]吳殿廷,楊春志,錢宏勝.中國(guó)新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略及其推進(jìn)策略[M].南京:東南大學(xué)出版社,2014.

[13]簡(jiǎn)新華,黃錕.中國(guó)城鎮(zhèn)化水平和速度的實(shí)證分析與前景預(yù)測(cè)[J].經(jīng)濟(jì)研究,2010,(3).

[14]夏祥謙.各省區(qū)市金融發(fā)展水平的比較研究[J].金融理論與實(shí)踐, 2014,(1).

[15]王振,曾輝.影子銀行對(duì)貨幣政策影響的理論與實(shí)證分析[J].國(guó)際金融研究,2014,(12).

（責(zé)任編輯/劉柳青）

F812

A

1002-6487（2016）24-0140-04

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金資助項(xiàng)目（14BJY055）

（通訊作者）王建英（1980—），女，河南鄭州人，博士研究生,研究方向：金融監(jiān)管。

馬德功（1957—），男，山西長(zhǎng)治人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：金融監(jiān)管。