一、文献综述

我国自改革开放以来,经济得到飞速发展，为实体经济提供重要支撑的金融体系也发生了巨大变化。我国金融体制实行渐进式改革，金融市场化程度得到提升。关键的是充分实现金融市场化在国家金融结构、金融机构和金融工具的规模等方面是一个多层次的、动态深化的过程。金融市场化包含国家金融市场机制的建立与健全，即竞争机制、金融资源使用与配置的效率机制和价格机制等各方面的机制逐渐完善。目前，我国民营经济不断推动经济增长，已成为国民经济的重要组成部分，正规金融机构占据绝对金融资源优势，我国市场经济在不断尝试转型改革中，个体民营经济不仅深受融资限制还严重脱节于现有的金融市场体系。

自20世纪以来，发展中国家将金融市场化作为其金融改革的方向，并认为金融市场化对经济利益和企业绩效均有巨大影响。

为解决上述技术难点，分别建立永磁直驱柔性构架有限元瞬态响应分析模型及整车动力学模型，并提出架悬直驱结构与驱动轴间动态间隙的干涉评判指标，以此作为间隙大小设定的依据。

在当前高职院校大学生毕业创业存在的主要问题和关键瓶颈方面，主要存在缺乏资金、缺乏工作经验、缺乏社会资源和缺乏相应的专业知识等关键问题。占八成的学生想创业但缺乏创业资金；六成的学生认为缺乏工作经验和缺乏社会资源；43%的学生认为缺乏相应的专业知识。通过走访调研，尽管当前各级政府为大学生创业提供了创业种子基金、贷款优惠、税收优惠等政策，但依然难以真正解决大学生对创业资金的缺乏问题，与此同时，广大大学生对政府资金扶持政策了解不多也是一大主要问题，存在信息的不对称问题。在大学生专业技能方面，也还需要在创业教育融入专业知识教学中等方面加大力度。

在制度变迁与金融发展市场化相关研究中，周业安等(2005)认为金融市场化是国家在转型过程中产生质变性质的制度变迁，而金融发展指的是成熟市场经济主体的金融业在长时间内产生量变的过程。Shaw 等(1973)从政策与制度层面对发展中国家的经济发展过程提出“金融深化论”和“金融抑制论”两大理论，鼓励发展中国家通过金融深化推动经济发展。La等(1998)在研究转型经济行为过程中认为制度环境是一项重要决定因素，较为完善的法律体系能够保障市场经济的顺利转型。邵传林等(2014)实证研究指出我国地区金融市场化进程差异是由国有经济占比偏高、政府规模过大和官员腐败等制度性因素导致。由此可看出，目前关于制度因素影响金融市场化研究较为单薄，有必要将其置于我国特色城市化政策背景下进行充分的实证研究。

在有关城市化与金融发展市场化研究中，两者的相互关系问题一直备受学者关注。城市化带动的聚集效应无论是人口、资本还是企业聚集都要求金融行业可以提供更加成熟到位、规模较大的风险规避和扩展金融产品需求等方面的金融服务。一些学者认为金融发展可对这些行业和领域起到积极作用可加快城市化进程。孙浦阳等(2011)讨论城市化进程中金融发展的影响，并对不同传导机制进行分类研究。

其中i代表的是省域，t代表时间，Yi,t分别代表省域i在t时期的金融市场化程度、金融业竞争程度等4个细分项具体值，t-1代表Y滞后一期。其中Xi,t、sjri,t、gei,t、fasi,t、regri,t和hci,t分别代表地区制度环境(4个细分指标)、国有比重、政府支出、固定资产规模、真实经济增长率和人力资本积累。αi代表各省份哑变量，各地区会因时间改变固定效应；ηt表示时间哑变量，体现不因地区差异而变化的时间固定效应，可以衡量特定时期，可以代表特定时间段对金融发展的影响，ε代表随机扰动项。具体模型回归结果如表2所示：

我国的城市化问题已成为世界各地关注焦点，城市化实质是人口、技术、土地、资本等生产要素从分散到聚集城市要素不断优化与累积的过程。由于生产要素的大量聚集和经济活动产生伴随着外部经济出现，它会提升原有技术水平、加速产业升级和降低交易成本等，促进地区经济增长同时，增加城市累积资本存量，加大城市化规模经济效益，皆有利于非正规金融机构利用丰富金融资源实现其快速发展。张宗益(2006)指出随着国家城市金融的日渐成熟，城市金融对城市化经济调节也表现出强劲优势。城市化经济是经济发展的重要组成和关键环节，城市化经济运行状态直接对经济中金融发展市场化过程产生强大影响力，研究其具体作用机制是本文研究重点之一。

估计结果显示，产品市场的发育程度与金融市场化程度和信贷资金分配市场化负相关。目前中国金融市场化程度和信贷资金分配市场化偏低，产品市场不能完全依据市场供需原则进行价格定价，需依靠政府来进行调控。目前金融发展的市场化程度并不利于产品市场的发育并形成倒逼机制，阻碍金融业市场化进程。同时，正是因为地方政府官员逐利行为带来的非理性竞争，才造成模型回归中政府与市场的关系指标与价格市场决定程度5%显著水平下表现为负效应。目前地方政府与市场调控比例并不是最佳比例，不利于市场化推进。在我国财政分权的体制下，地方政府其自身规模越大，对资源调控能力越强，越有动力干涉地方金融市场化改革。而国有企业越是具有政治属性，越有反作用于地方政府能力，倒逼各级地方政府干涉当地商业银行的信贷资金的流向，区域经济中有经济比例占比越多，金融市场化的进程会越慢。市场经济整体发展越成熟，则金融市场化进程则会较快。官员腐败不利于金融市场化的推进。在缺乏高效执法手段和腐败严重的条件下，金融机构实施金融制度市场化改革或者创新越是没有动力，国家和地方金融市场化进程越慢。

二、变量说明

从定量角度分析地区制度环境、城市化与金融市场化程度之间相互关系，首先应确定衡量以上各变量的代理指标。考虑到影响金融市场化的变量众多，在文章现有研究基础上，增加国有工业产值占比、政府支出、固定资产规模、真实经济增长率和人力资本积累5个变量作为其控制变量，使模型回归估计更加符合现实经济理论。

罗扎诺夫的写作方法简直快赶上当下的某些“身体写作”了。 我们似乎不应该误解其写作的“身体性”，而是应该把“身体性”理解为极度的“任性”。 他说：

被解释变量：金融市场化指标。笔者选用樊纲等的《中国市场化指数——各地区市场化相对进程2011年度报告》中的 “金融业的市场化”指数来作为金融市场化程度代理指标，该指标作为我国文献中唯一分省域且定期公开的金融市场化指数。该指数考察了“金融业的竞争”和“信贷资金分配的市场化”这两个方面，其中“金融业的竞争”是基于“非国有金融机构吸收存款占全部金融机构吸收存款的比例”这一指标构造的，“信贷资金分配的市场化”是基于“金融机构非国有贷款的比重”这一指标构造的。为了结果稳健性，在金融市场化指标基础上进一步细分为金融业竞争程度、信贷资金分配市场化和价格市场决定程度3个子指标。

解释变量：地区制度环境指标。选择市场化指数中金融业的市场化、引进外资的程度、市场中介组织的发育和法律制度环境和市场中介组织的发育5个细分项来诠释制度环境。

城市化率指标。已有相关文献中，涉及到衡量城市化水平时多数会选择人口城市化作为其代理变量。城镇人口占比会低估真实城市化水平主要原因是部分城镇居民并没有对应的城镇户籍。考虑到衡量城市化水平指标较多和数据获得便利性，本文采用省份城镇从业人员/城乡总从业人员来表示省份的城市化率。

项目工程造价主要是指整个工程建设需要投入的费用总额，也可将其进一步细化为2个部分：（1）工程项目投资。基于投资者视角进行分析，造价即一个工程建设应花费的总额。（2）基于承包者视角进行分析，造价是建设工程发包承包实施结果作为商品进入到流通领域，能够体现出的货币量，可简单理解为是工程承发包价格[1]。

文章采用我国2000—2013年省域的面板数据。由于西藏数据缺失较多，做剔除处理。样本数据均来自于往年《中国统计年鉴》 《新中国六十周年统计资料汇编》、2011版《中国市场化指数》以及各省域统计年鉴。数据的描述统计如表1所示。

国内对普洱茶在贮藏过程的陈化研究开始于2002年，研究主要围绕着三大方面，分别是：①茶叶自身影响因素分析;②外界影响因素分析;③仓储过程中茶叶内涵物质、理化指标和品质的变化趋势。

三、模型设定与数据分析

(一)制度环境与金融市场化

市场经济中的核心市场是金融市场，研究市场化制度环境变迁背景下如何影响金融发展充分实现市场化是非常有必要的。基于以上理论关系，确定上面代理变量后，并因金融市场化受前一期的影响较大，因而设定系统广义矩面板回归模型如下：

 

(1)

当企业同时具备固定成本和负债利息的情况下，即经营杠杆和财务杠杆共同起作用时，企业销售额的变动就会推动每股收益产生更大的变动。实务中，把这两种杠杆的叠加作用称之为总杠杆作用。

两组在进行治疗过后,临床症状都得到一定改善,但观察组的改善程度高于对照组,据统计观察组的有效率为96.00%,对照组有效率为76.00%,两组差异具有统计学意义(P<0.05),详见表1。

 

表1 主要变量描述性统计

  

变量均值标准差最小值最大值变量定义被解释变量fm8．1913．4820．2714．63金融市场化程度fc6．3822．755-0．6713．19金融业竞争程度acfm8．7993．6180．0014．65信贷资金分配市场化pmdl7．0422．251-0．3310．59价格市场决定程度解释变量ur0．4660．1510．1880．893城市就业人口/总就业人口ins6．4052．0622．3711．8制度环境综合指数rgm7．5821．5862．9210．53政府与市场关系dne7．0433．0800．6813．73非国有经济的发展pd7．2541．820-0．1610．23产品市场的发育程度fmd4．5512．0400．511．24要素市场发育程度dlse6．3554．4601．1519．89市场中介组织的发育和法律制度环境控制变量sjr0．4870．2100．0841．102国有工业值与工业总产值比值ge0．1720．0830．0490．612政府支出与名义GDP比值fas0．5120．1660．2530．941固定资产规模：固定资产投资与GDP比regr0．0440．0350．0010．162真实经济增长率：人均实际GDP平减值hc0．0120．0070．0020．035人力资本积累

 

表2 SYS-GMM(2) 估计方法回归结果

  

解释变量fmfcacfmpmdlY(-1)0．651∗∗∗(0．045)0．614∗∗∗(0．050)0．886∗∗∗(0．032)0．856∗∗∗(0．035)0．457∗∗∗(0．057)0．455∗∗∗(0．057)0．804∗∗∗(0．036)0．481∗∗∗(0．067)Con＿-0．985(0．596)-1．069(0．694)-0．269(0．592)-0．349(0．468)-0．147(0．770)0．113(0．757)0．516(0．571)-0．062(0．584)ins0．408∗∗∗(0．077)0．131∗∗(0．049)0．700∗∗∗(0．109)0．246∗∗(0．092)rgm0．075(0．069)-0．009(0．055)0．133(0．114)-0．259∗∗∗(0．086)dne0．041(0．049)-0．003(0．031)0．279∗∗∗(0．086)0．036(0．061)pd0．079∗(0．047)0．058(0．047)-0．007(0．083)0．725∗∗∗(0．121)fmd0．255∗∗∗(0．064)0．174∗∗∗(0．034)0．179∗∗(0．085)0．087∗(0．047)dlse0．039(0．031)-0．015(0．021)0．067∗(0．037)-0．012(0．025)Sargan1．0001．0001．0001．0001．0001．0001．0001．000AR(2)0．7860．8010．8380．9310．8950．7510．8930．816HansenJ1．0001．0001．0001．0001．0001．0001．0001．000Breitung-5．543(0．000)-5．515(0．000)-3．159(0．000)-3．474(0．000)-4．850(0．000)-5．069(0．000)-2．852(0．002)-2．386(0．008)IPS-8．107(0．000)-7．526(0．000)-8．738(0．000)-8．728(0．000)-7．889(0．000)-7．961(0．000)-9．5515(0．000)-7．535(0．000)LLC-3．150(0．000)-2．685(0．003)-11．073(0．000)-8．572(0．000)-9．589(0．000)-10．560(0．000)-8．542(0．000)-14．192(0．000)

注：insi,t表示是制度环境的综合指标； ***、**、*分别代表系数在1%、5%和10%水平下显著；()内代表是各指标回归系数标准误

表2列出了对公式(1)sys-GMM模型估计方法的回归结果。论文中的标准误基本聚集在省级行政单位上。模型引入Y(被解释变量)滞后一阶以规避模型的内生性问题。首先Sargan检验主要判断方程是否是过度识别；其次是Hansen检验主要验证过度识别情况下工具变量是否准确，检验原假设的工具变量是否是正确；最后是AR(2)即序列相关检验主要检验差分后的误差项是否为二阶序列相关。上表结果中可以看出Sargan检验结果均大于0.1，表示不能拒绝工具变量有效原假设。Y的滞后一阶项回归系数在1%水平下均显著说明其具有可持续性。

表2表明，制度环境与金融市场化4个指标在5%显著水平下为正效应，而制度环境的细分指标与金融市场化回归中各系数均表现为正相关关系。这说明：在市场化经济活动中制度环境的完善能够推动金融市场化进程。为了检验模型结果的稳健性，从五种常用单位根检验中选择三种代表性方法Breitung检验、LLC检验、IPS检验进行面板残差的平稳性检验，估计结果如表2所示，从而判定所设定模型合理，而且工具变量有效，()中P值越小表示不存在单位根。

(二)城市化、制度环境与金融市场化

为了避免在模型回归分析中出现偏差，选择面板数据两阶段最小二乘法回归并添加工具变量。工具变量的选择需要满足两个条件：一是工具变量本身是外生的；二是工具变量与内生变量之间具有相关性。常用办法是选择被解释变量的水平滞后项或者再加差分项来作为工具变量。本文将被解释变量金融市场滞后一期作为其工具变量，滞后一期的金融市场化程度即使影响地区制度环境和其他变量也只能通过影响当期金融市场程度来实现。对上述工具变量进行内生性检验和工具变量检验，都显著地表明采用滞后一期的金融市场化变量符合工具变量的各项要求，并非为弱工具变量。具体模型回归结果见表3。

炫富这事儿，古往今来都有，不论在什么时候，只有面对着物质与精神双重贫瘠的对象，炫富者才能让对方羡慕，而不是发笑。想起一个故事，上世纪80年代以前，某地农村有位老乡进城买了一块手表，镶了一颗金牙，中午回村后绞尽脑汁想要显摆，于是问村民：“同志们，现在几点啦？”不等对方回答，就敲敲自己的手表，说：“12点半了！”然后指指自己的牙齿：“该吃饭了呀！”

Yi,t=θ1+θ2uri,t+θ3rgmi,t+θ4dnei,t+θ5pdi,t+θ6fmdi,t+θ7dlsei,t+θ8ur*ins+αi+εi,t

(2)

注：其中，i和t分别代表省域和时期，uri,t表示i省域t时间的被解释变量金融发展程度，rgmi,t、dnei,t、pdi,t、fmdi,t、dlsei,t、ur*ins分别代表地区制度环境和制度环境与城市化的交互项。αi表示不可测试的省级效应，εi,t代表随机扰动项。具体回归结果如表3所示：其中括号内分别表示的是系数对应的标准差、模型估计F检验值和对模型估计的拟合度R2。

 

表3 金融市场化2SLS回归结果

  

fmfcacfmpmdlcon＿-22．2285∗∗(4．1617)-1．9589(1．2686)-10．6501∗∗∗(1．7749)-0．5834(0．8807)-32．5523∗∗∗(5．1212)1．4186(1．5856)6．6049∗∗∗(1．7120)-0．4929(0．6766)ur52．2082∗∗∗(9．7967)5．6469∗∗(2．4518)22．7879∗∗∗(4．1358)1．4682(1．5434)71．6667∗∗∗(12．1407)-0．05844(3．0973)-7．6507∗(4．0065)-0．7264(1．2636)ins4．1179∗∗∗(0．5302)2．2725∗∗∗(0．2123)5．5879∗∗∗(0．6308)0．3435∗(0．2054)ins∗ur-6．4713∗∗∗(1．1803)-0．8339∗∗(0．3354)-2．5722∗∗∗(0．4687)-0．1563(0．2079)-8．7923∗∗∗(1．4167)-0．3728(0．4257)0．5702(0．4547)-0．0227(0．1712)rgm0．2018∗(0．1232)0．1784∗∗(0．0796)0．24773∗(0．1544)-0．1894∗∗(0．0645)dne0．5482∗∗∗(0．0701)0．1468∗∗∗(0．0469)0．9253∗∗∗(0．0873)0．0282(0．0374)pd-0．1761∗∗(0．0902)-0．00008(0．0663)-0．4363∗∗∗(0．1104)1．1973∗∗∗(0．0505)fmd0．9613∗∗∗(0．0897)0．7409∗∗∗(0．0584)0．5978∗∗∗(0．1128)0．1462∗∗∗(0．0469)dlse0．2488∗∗∗(0．0800)0．1725∗∗∗(0．0501)0．1084(0．1012)-0．0286(0．0411)K⁃Prk7．1e+097．0e+094．6e+075．8e+045．3e+048．7e+054．1e+035．2e+04LM统计量[0．0000][0．0000][0．0000][0．0000][0．0000][0．0000][0．0000][0．0000]K⁃Prkwald3．8e+046．5e+043．4e+052．8e+041．6e+053．7e+043．2e+034．8e+05F统计量9．786．828．649．674．817．613．695．04R20．82770．37150．53420．74240．37010．75760．17080．6714

注：*p>0.1、**p<0.05、***p>0.01；[]内数值为相应统计量的p值；{ } 内为 Stock-Yogo 检验10% 水平上临界值

本文对面板数据采用面板2SLS实证模型两步法，可控制存在内生性的估计参数，与GMM模型相比，面板2SLS更加关注工具变量的选择来获得更良好的内生性效果分析保证结果可以更加准确。基于以上模型和面板数据，通过Panel 2SLS模型计算得出结果，如表3所示。回归表明，制度环境(ins)与金融市场化各细分指标在10%显著性水平下为正相关关系，而细分项中制度环境通过算术平均法得出综合指数作为代理变量与城市化的交互项在对金融市场化(fm)、金融业竞争和信贷资金分配市场化的影响均值1%显著性水平下表现为负相关关系，而对价格市场决定程度表现为不显著,由此可见，城市化通过作用制度环境对金融市场各细分指标的影响存在明显不同。

金融市场化(fm)指标模型估计中制度环境细分变量之一的产品市场的发育程度(pd)回归系数5%水平上显著表现为负相关关系，其他制度环境细分指标的解释变量系数估计在10%显著性水平下表现为正相关关系。金融业竞争程度的模型回归，除了产品市场的发育程度(pd)回归不显著，其他均为5%显著性水平下正相关关系。针对信贷资金分配市场化(acfm)回归中，产品市场的发育程度(pd)表现为1%水平下显著负相关关系，而政府与市场的关系(rgm)、非国有经济的发展(dne)、要素市场发育程度(fmd)表现为10%显著性水平下正相关关系，市场中介组织的发育和法律制度环境(dlse)回归系数不显著。对价格市场决定程度(pmdl)模型系数估计结果中，政府与市场的关系(rgm)表现为5%水平下显著为负相关关系，而产品市场的发育程度(pd)与要素市场发育程度(fmd)表现为在1%显著性水平下为正相关关系，非国有经济的发展(dne)与市场中介组织和法律制度环境(dlse)回归结果不显著。

制度环境和城市化都对金融市场化进程存在显著的积极作用，并且制度环境和城市化的交叉项基本显著，说明制度环境和城市化能够通过相互作用来提高金融发展市场化程度。城市化程度越高，制度环境对金融市场化影响越明显，这也是造成地区间金融市场化程度不同重要因素，这意味着城市化有助于推动制度环境，对金融市场化有积极作用。回归结果显示，公式(2)中回归系数表明添加制度环境与城市化交叉项后，制度环境对金融市场化的4个细分指标的影响系数明显增加，城市化加大了经济领域的制度变迁对我国金融市场化的推动作用。

制度环境5个维度细分指标对金融市场化程度(fm)进行回归时，城市化作为中介变量发挥其异质性影响，产品市场的发育程度(pd)对其回归系数在5%显著水平下为-0.176，表明在其他解释变量不变情况下，产品市场的发育程度每提升1单位，金融市场化程度则降低0.176单位。产品市场的发育程度(pd)对金融业竞争程度(fc)进行模型回归估计结果不显著。对信贷资金分配市场化模型估计中产品市场的发育程度的回归系数在1%显著性水平下表现为负效应。在价格市场决定程度回归模型中，产品市场的发育程度(pd)对价格市场决定程度(pmdl)模型回归估计结果显著正相关，政府与市场的关系回归系数在5%显著性水平下表现为负相关，非国有经济的发展和市场中介组织的发育和法律制度环境维度指标回归系数不显著。上述结果表明：产品市场的发育程度更多体现在社会零售商品、农产品和生产资料的价格由市场决定的比重方面，以及由政府对资源分配进行主导控制细分指标，扭曲了市场对资源的有效分配，市场准入制度影响市场化进程，因此产品市场的发育程度与金融市场化和金融业竞争程度的影响为负相关关系，可以得到解释。当前在样本期间内，产品市场的发育程度中商品市场的地方保护细分指标超越社会零售商品、农产品和生产资料的价格由市场决定的比重的细分指标，并且其越高代表产品市场垄断严重。政府监管控制力度越高，信贷资金市场化程度越低，阻碍金融市场化程度，金融业的竞争程度越低。在针对价格市场决定程度回归模型中，解释变量政府与市场的关系的回归系数显著为负相关，说明样本期间政府与市场的关系指标并没有促进价格市场决定程度，政府对各项产品价格和企业管控的比例较大，还处于阻碍金融业市场化的阶段。应该减少政府的干预约束和地方政府保护行为，推动各地区经济活动能够在市场经济活动中自由发展，进一步推动资本市场运作，提高金融资源利用效率，才能够助推金融业市场化进程。根据上述回归结果分析整理出相关理论分析图，如图1。

  

图1 制度环境、城市化与金融市场化相关关系图

Acemoglu等(2004)、Kaufmann等(2007)均通过大量研究充分证实了经济增长受到制度的影响。金融发展是促进经济增长非常重要一部分，金融各机构欲实现充分有效发展，其金融环境市场化程度应该更高，金融市场化发展深受制度环境约束。Chinn等(2007)认为一个国家的制度和法律等环境直接受到政府治理水平影响，而城市化进程中受到各级地方政府的影响同样深刻。城市化程度深受由政府治理所调控的制度环境的影响，制度环境和城市化对金融市场功能发挥均具有较大影响。

本文重点讨论城市化进程中经济领域制度迁移对金融市场化程度的影响。我国在市场机制作用下市场制度环境为其提供基础和前提条件，金融发展所处宏观环境，深刻影响其市场化程度。论文回归模型估计得出金融市场化发展受到制度环境制约影响。文章重点选用2000—2013年30个省域样本面板数据，通过系统GMM方法、固定随机效应和2SLS回归模型共同研究三者相关关系。研究结果表明：经济领域制度环境变迁和城市化进程均有效促进了金融市场化程度。同时经济领域的制度变迁通过城市化进程间接影响金融市场化程度。地区制度环境成为20世纪我国推行改革开放发展市场经济过程中造成地区金融市场化进程缓慢的重要原因之一，经济领域的制度环境变迁还通过影响我国城市化进程间接推动金融市场化程度，从而为加速我国非国有经济发展和经济资源有效配置提供机遇和动力。进一步强化城市发展结构，促进经济领域的制度变迁过程中推动金融业市场化改革和创新，从而更有利于市场经济发展。针对上述结果，给出以下几条建议：

我国经济体制实行高度分权原则，地方政府为了最大程度实现地方利益，利用其自身的资源调配能力追求政绩和财税增长，金融市场化可以降低政府机构对金融资源的调控。然而，地方政府部门自发逐利行为阻碍金融市场化改革和深化。同时，地方政府的横向竞争也会促使地方官员干涉城市商业银行选择，鼓励其对更能提升经济政绩的项目进行信贷投入。上述行为不仅降低了金融机构的运营效率，并且对地方相关金融部门的市场化改革产生消极作用，阻碍了金融机构的市场化进程。中央政府为了加快金融市场化进程制定了刺激金融经济的投资计划，地方政府依赖自己融资平台获得商业银行的大量信贷资金形成地方债，给地方商业银行增加了系统性风险，影响到金融行业尤其是银行业的市场化进程。面向地方政府融资平台的发展不仅没有通过金融市场化改革消除其与国有企业和银行的不当关联，反而缩减了其与国有商业银行的距离。

与已有的研究相比，本文的贡献主要有以下几点：第一，将城市化和制度环境放到同一框架研究。现有的文献多是研究金融发展对城市化进程的影响。第二，采用省际面板数据(2000—2013年)进行分析，为了增加模型回归结果的稳健性和规避模型内生性问题，采用固定随机效应模型、系统GMM动态回归和2SLS等方法来研究三者关系。第三，考察了制度环境通过影响城市化进程，进一步分析其对金融发展市场化的间接影响。

(三)制度环境与城市化

uri,t=β1+β2rgmi,t+β3dnei,t+β4pdi,t+β5fmdi,t+β6dlsei,t+αi+εi,t

经济活动中的制度迁移受到政府治理与干预，政府政策能影响到城市化进程，关于制度环境与城市化的关系建立面板数据模型如下：

(3)

其中，i和t分别代表省域和时期，uri,t表示i省份t时间的被解释变量金融发展程度，rgmi,t、dnei,t、pdi,t、fmdi,t、dlsei,t分别代表地区制度环境。αi表示不可测试的省级效应，εi,t代表随机扰动项。具体回归结果如表4所示：其中括号内分别表示的是系数对应的标准差、模型估计F检验值和对模型估计的拟合度R2。

 

表4 固定效应回归估计结果

  

Yinsrgmdnepdfmddlsecon＿Hausman模型10．0357∗∗∗(0．0036)0．2383∗∗∗(0．0292)0．8128模型20．0051∗(0．0066)0．0016∗(0．0040)-0．0002(0．0051)0．0007∗(0．0051)0．0187∗∗∗(0．0026)0．3049∗∗∗(0．0433)0．4636单位根检验模型1brei3．1062(0．9991)ips-1．7304(0．0418)llc-23．8489(0．0000)模型2brei-1．4424(0．0746)ips-1．1635(0．1223)llc-3．1654(0．0008)

注：***、**、*分别代表系数在1%、5%和10%水平下显著

表4中F检验值和Hausman检验值可判定各地区回归估计是采用固定效应还是随机效应模型。当F检验值小于0.05,表示模型选择固定效应回归，反之选择随机效应模型估计。

回归结果表明制度环境对城市化的影响系数在1%水平下显著为正效应。而制度环境细分指标中只有产品市场的发育程度为负相关关系且回归系数不显著。这说明：制度环境与城市化正相关关系，并随其波动而波动，正好与前文回归结果相对应。制度环境对金融市场化指标，及其通过对城市化影响(除产品市场发育程度变量外，制度环境其他各细分变量对城市化产生积极促进作用)间接作用于金融市场化程度。

从下图2-4中可看出，样本期间内分区域来看，东部城市化要比中西部地区进程快，西部地区城市化进程最慢，且东中西地区城市化进程在近几年均不断获得提升与我国发展政策相契合。图3与图4中变量走势均不断上升，东部地区的制度环境完善度和金融市场化程度最高，西部最低。

控制变量：为了更加准确反映金融市场化发展情况，笔者引入国有工业占比、政府支出、固定资产规模、真实经济增长率和人力资本积累5个控制变量。国有工业产值占比直接反应了地区的经济结构，比例越高表明金融资源配置效率越低，金融不平衡现象越明显。因为从金融机构贷款国有企业相较其他性质企业更容易因此比例增加可以吸引越多贷款从而促进金融规模扩大，而金融机构往往选择向利润率不高国有企业进行放贷，导致资本利用率低，金融发展效率也就比较低。对于政府支出和人力资本积累皆会影响地区金融发展。固定资产规模可以表示各地区基础设施配套情况，其配套越完善越能吸引资本投资。真实经济增长率主要体现各个省域的整体经济发展水平。

  

图2 城市化均值变化趋势

  

图3 制度环境均值变化趋势

  

图4 金融市场化均值变化趋势

(四)稳健性回归

通过GLS变截距广义矩回归方法检验城市化这一中介变量其对金融市场化的地域异质性影响。

动物香薰室:香薰室(50 cm× 50 cm× 40 cm),有盖,四周板材为不锈钢钢板,内部划分为4个20 cm × 20 cm × 20 cm的隔离室,可同时允许4只动物同时进行实验,其内正中可置放用于盛放精油的圆形电香薰灯(8 cm × 8 cm × 3 cm),小箱侧壁有孔,用于香气流通,孔径 4 mm,每个侧面圆孔数为10×10个。

分析各变量之间的相关系数可以发现，膨胀因子即VIF的数值为3.16，小于10，在可接受的范围之内，由此得出各样本指标间不存在严重的多重共线性问题。表5说明，制度环境对金融市场化的回归系数皆为正效应，与前文参数估计效应基本相符，且影响金融市场化的作用效应和系数都较为稳定，上述皆说明估计结果是可靠稳健的。从回归结果中看出，引入ur虚拟变量，以城市化均值为界限，高于均值取值为1，反之取为零。考察制度环境通过这一中介变量基于区域差异性对金融市场化异质性影响效应。对金融市场化各指标回归中，ins*ur对金融市场化的影响为负向作用。在指标(fm)回归中，制度环境对金融市场化的影响系数估值为0.3628+(-0.0509)*ur,则城市化程度较高的省份地区其影响系数为0.3119，城市化程度较低的省份其回归系数为0.3628-(-0.0509)，*ur即为0.4137；依次类推对 (fc)回归系数中，城市化程度越高地区制度环境对金融市场化影响系数为0.149，城市化程度较低的其影响系数为0.1768。对(acfm)模型结果估计，城市化程度越高地区制度环境对金融市场化影响系数为0.785，城市化程度较低地区的回归系数为0.891；对(pmdl)回归结果中显示，城市化程度较高地区的回归系数为0.238，城市化程度较低的影响系数为0.2589。综上所述，制度环境与城市化交叉项为负数与前文回归结果相符。考虑区域异质性，制度环境对金融市场化的促进作用会随着其对城市化依存度降低而增加，说明目前我国城市化发展水平制约了制度环境对金融市场化促进作用，急需调整城市化进程完善现有制度环境使其步调相协调进而促进金融市场化推行。

 

表5 稳健性回归 (GLS回归)

  

fmfcacfmpmdlY(-1)0．6591∗∗∗(0．0219)0．8584∗∗∗(0．0143)0．3975∗∗∗(0．0265)0．7869∗∗∗(0．0147)ins0．3628∗∗∗(0．0396)0．1629∗∗∗(0．0147)0．8380∗∗∗(0．0764)0．2481∗∗∗(0．0166)ins∗ur-0．0509∗∗(0．0079)-0．0139∗∗(0．0032)-0．0530∗∗∗(0．0141)-0．0108∗∗∗(0．0042)con＿-0．2401(0．3315)-0．1691∗(0．0996)-0．2977(0．6014)0．6079∗∗∗(0．0749)R20．76920．76240．86710．5867F值90．2590．1296．3775．31

注： ***、**、*分别代表系数在1%、5%和10%水平下显著；()内代表是各变量系数估计标准误

四、结论与政策建议

从公式(1)(2)回归模型中可以总结出地方政府干预和治理影响着制度环境的质量和城市化进程，同时，地方政府逐利行为也影响着市场份额较大非国有经济的发展，因此直接和间接均影响到金融市场化程度及其改革和创新。

水上安全通信是国家履行国际海上人命安全公约（SOLAS公约）的重要组成之一。多年来，航海保障通信管理部门承担着水上遇险安全值守、海上安全信息播发和海事监管支持等水上安全通信职责，为保障船舶航行安全与海上运输事业的发展做出了重要贡献。

第一，建立健全公平竞争市场机制与法制环境，提升资金周转率，逐渐建立完整的金融监管系统，提高金融体系的效率。不断扩大金融市场规模，大力发展股票、债券等直接融资工具和期权、期货等金融衍生工具，力求加大推进金融市场化进程力度。通过制度创新来加强城市中正规金融机构与非正规机构之间的金融合作，完善地方城市中的金融体系。鼓励更多的非国有商业银行和外资银行等参与到金融市场化进程中，建立多层次多元化的银行类金融机构，鼓励地方中小金融部门发展并为其提供更多资金来源，创造健康优良有序的竞争氛围。

第二，为了达到城市化进程，提升金融发展中机构分配效率、坚持构建包容性的金融系统，以普惠型共享型金融服务与体系建设为核心内容，有助于中小弱势融资群体享受公平的正规金融体系和服务权利，大幅度降低城市化进程中机会不平等和贫困两极分化现象出现。建立普惠型金融服务体系，需坚持以人的需求为本，关注金融主体最直接的现实利益问题，提高金融资源配置效率，给予边缘地带弱势群体更多金融服务和优惠条件。

两人这么一唱一和地抬杠倒也自在。王祥觉得这批玉器可能真如自己二舅所言是他爷爷探古墓所得。不管如何，上辈人的事迹也难以考证了。自己得听老道一言，尽早出手这批烫手货为妙。不然哪天要是真的大难临头，遭了这些玉器祸害，就万事皆休了。

此外，在市场化经济改革中逐步实现国家城市化进程，城市化作为我国经济社会发展持久动力和重要特征，城市化水平直接影响着我国经济发展程度。

不妨用一个比喻来说明：如果说在一辆普通的掀背轿车上举行婚礼是将人生最珍贵的时刻交给了一款平淡无奇的座驾，那么驾驶一辆超级跑车便是用无与伦比的顶级座驾为生命中的一段时光赋予了永恒的力量。

第三，基于城镇层面，在城市化过程中，各种生产要素不断叠加与升级，更多的空闲劳动力从农村地区转向基础资源更加丰富的城镇，实现了人力资源聚集，效率不断实现了提升，进一步加速了城镇资本总量的集聚和增加，此过程反向扩大了对农业地区的劳动力的需要数量，有助于城镇工业生产规模的扩张，实现规模经济效益，加速产业升级和降低交易成本等，实现地区整体的GDP提升。

第四，基于农村层面，在实现城镇化过程中愈多的空闲劳动力涌入城镇工业制造业，提升人力资本价值，反向为农业和其他产业进行技术改进和规模扩增提供帮助。越来越多人力从农业地区涌入到城镇工业制造业，在农业部门的日常经济行为成本不断增加，带来农业地区必须寻找更好发展策略来实现农业产业规模化与生产效率水平提高。随着人力资本往城镇地区的流入，农业地区人均拥有土地的数量就会获得提升，拥有的土地量增加，为农村劳动力转向规模生产提供更多发展机会，由此农业规模化生产也会促进农村地区农业高速发展。城市化还有助于转变我国经济增长方式和调整现有经济结构并为市场经济发展提供巨大源动力。如今，我国城市化率由1978年的17.92%提升到2014年54.77%，30多年时间已经提高了36.85%，表明中国城镇常住人口已过半。但与北美、欧洲等发达国家的城市化水平进行对比，我国城市化在质与量上均呈脱轨的现象，城市化与经济发展节奏不协调、工业化超越城市化等尴尬的局面层出不穷。因此研究我国在实现城市化进程中，金融市场化在经济领域制度变迁环境中究竟如何发展？城市化对此发展产生怎样影响？为了回答上述疑问，本文选用2000—2013年的30省域面板数据通过系统GMM、固定效应回归和2SLS等方法来研究城市化进程中制度环境变迁对金融市场化程度作用机制具有重要经济意义。

第五，我国在改革开放以来取得了惊人发展速度，但基于全球层面，特别是与发达国家进行比较，当下我国城镇化水平还非常有限。城镇化对金融市场化进程产生重要影响，反过来，金融行业本身制度体系以及发展阶段也会影响到城镇化进程。目前，我国金融体系构建存在缺陷，导致有资本需求的企业部门因投融资方式受到限制，无法根据自身需求选择合适的金融投融资方式，银行主导的金融体系在实现整个市场对金融机构提供服务所要求的水平还远远不够，使得金融服务主体部门无法实现充分市场化选择，进而限制非国有企业所在行业发展，无法提供更多就业机会给农业地区的空余劳动力，进而减缓了城市化进程步伐。解决上述矛盾，在推进城市化进程过程中，同步提升城镇地区的金融市场化调整节奏，为各省域在实现城镇化进程中给予充足、有效的金融服务。金融市场化并不仅仅服务于我国沿海还要考虑内陆地区。作为金融市场发展普及的短板，要寻求城市与农村均衡发展，实现城镇金融市场化体制完善，开展金融服务，寻求农村地区实现金融市场化发展的可实现路径。只有这样，才能实现城镇化对金融服务需求，逐渐在农村建立健全农业对口的金融服务体系，增加农业对资本投融资等金融服务可选渠道，提高金融机构在农村的资本资源的配置效率，让城镇与农村的各行各业受益。

第六，伴随我国市场经济制度逐步推进，金融市场体制改革不断深化，面对因地方政府过度干预产生资源错配、结构失衡、资金总量过剩和利用效率低下等问题可以通过金融立法来制约地方政府干预行为，打破资源错误利用的局面。为了继续推动金融市场化，不断推广保险、证券和信托等其他金融服务业务，增加金融服务供给渠道，促进金融资源合理有效流动。推动我国利率进一步市场化，提高金融自由化程度，加快完善金融体系的深度与广度。控制地方政府金融干预程度，严格监控财政支出的流向并提高其资金使用效率，加速我国城市化进程，使其成为经济发展的重要动力，不断增加金融需求，使得金融业获得全面发展。

①东部11个地区、中部8个地区以及西部10个地区。

②限于篇幅，具体省份数据欢迎来函索取。

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