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摘要：本文利用浙江省11个地区1997～2007年的统计数据分析浙江省城乡金融发展水平，结果显示，各地城乡金融发展水平存在较大差距。通过面板数据模型实证分析城乡金融发展对农村经济增长的影响，结果显示城乡金融发展对农村经济增长具有不同的作用：农村金融发展对农村经济有显著的促进作用，但应完善农村的投、融资环境和机制，促使农村存款转化为农村投资；城市金融发展总体来说对农村经济增长具有有限的促进作用，其中，城市存款与农村经济增长存在反向关系，城市贷款对农村经济增长存在促进作用。
关键词：城乡金融；金融发展；经济增长
1007-7685(2012)02-0078-04
城乡金融发展不均衡是发展中国家普遍存在的问题，但随着经济市场化进程的推进，城乡金融会逐渐向均衡发展转变。现阶段浙江省金融发展总体程度相对较高，其产业规模不断壮大、组织体系渐趋完善，资产质量、经营效益持续提高，金融怎么写作能力日益增强，金融业已成为浙江省第三产业的重要支柱和经济社会发展的重要支持力量。但对比浙江省城乡金融的发展来看，则呈现出明显的不均衡发展状况：城市金融发展速度较快，农村金融发展则相对落后；城市金融竞争过于激烈，而农村金融供给不足。浙江省农村地区经济具有较好的发展基础，但金融资源相对稀缺，无法满足农村经济对金融资源的需求，这种城乡金融资源配置的不均衡，严重影响了浙江省经济社会的可持续发展。本文以浙江省为例，从城乡金融相互影响的角度研究城乡金融发展与农村经济增长之间的关系。
上式表示在利润最大化时，金融机构在农村的金融资产收益与城市金融资产收益之差应等于金融机构在农村经营成本与在城市经营成本和资金从农村转移到城市成本之差。当：rri+rci+(rrc-rcc-rtc)时，即απ/αθ<0。
这表明农村存款在农村投资的比重(θ)过大，金融机构可以减少在农村的投资比重，增加将资金转移到城市的比重，这样会导致其收益的增加。在经济均衡的条件下，其中rri和rci可理解为等于农村和城市投资的边际收益，并可利用上式中的金融机构成本和收益各指标对θ的影响。如，分析rri值对θ的影响，检测设其他各指标保持不变时，rri值增加，金融机构为利润最大化就会增加θ，即当金融机构在农村投资的边际收益rri越大，金融机构在农村进行资产业务的收益也越大，其促进更大比例的农村存款在农村转化为投资，这说明农村金融发展与经济增长之间存在正向的相互作用；同样可得，检测设其他各指标保持不变时，rrci值增加则θ就会减少，这样随着农村资金流入城市，城市的金融发展可能不利于农村的经济增长。
面板数据模型要考虑面板系列数据的非平稳性，经济变量一般多为非平稳的，可能存在单位根。本文利用Eviews7.1计量软件，并利用各种检验方法的综合结果，经检验模型中各变量单位根如表3所示(其中，括号中的数值为可能的单位根阶数)，可见各变量都存在单位根。经济变量的非平稳性给回归模型的参数估计带来虚检测回归问题，但同时有内在经济联系的变量之间又多表现为协整性，也就是非平稳的经济变量之间存在长期的均衡关系，具有协整性的经济变量之间可进行回归分析，所以对面板数据模型可通过协整检验以避免出现虚检测回归问题。
面板数据的协整检验方法可以分为两大类，一类是建立在恩格尔——格兰杰(Engle and Granger)二步法检验基础上的面板协整检验，具体方法主要有佩德罗尼(Pedroni)检验和考(Kao)检验；另一类是建立在乔汉森(Johansen)协整检验基础上的面板协整检验。Kao检验与Pedroni检验遵循相同的基本方法，都是在Engle and Granger二步法基础上发展起来的，但不同于Pedroni检验，Kao检验在第一阶段将回归方程设定为每一个截面个体有不同的截距项和相同的系数，在第二阶段Kao检验基于DF检验和ADF检验的原理，对第一阶段所求得的残差序列进行平稳性检验。此处进行面板数据协整检验，并利用Kao检验方法，在具体设定第二阶段回归包含的外生变量时设定为在模型中体现个体固定效应，设定第二阶段回归所包含的滞后阶数(Lag length)时选择自动选择。估计结果为，ADF统计量的估计值为-2.696184，其p值为O.0035，可见模型量间存在协整关系，回归分析时可排除虚检测回归的可能。
利用Eviews7.1计量软件，建立面板数据(panel data)工作文件，经检验应建立个体固定效应模型，系数估计结果如表4中方程l所示，其中括号内为对应的p值，从结果可以看出，反映农村人力资本的指标(农村就业率)P值为0.556，其显著性水平极低，完全不能通过显著性检验，这说明在浙江省农村生产过程中，农村就业率对人均农村产值没有明显的作用，这印证了在浙
剔除农村就业率再进行估计，同理要先进行变量间协整检验，检验参数设置方法同上，ADF统计量的估计值为2.585196，其p值为0.0049，可见模型量存在协整关系，排除了虚检测回归的可能。同样，经检验应建立个体固定效应模型，系数估计结果如表4中方程2所示。先检验系数的显著性：在10％的显著性水平下，以上系数都能通过显著性检验；在5％水平下，农村储蓄存款变量系数不能通过显著性检验；在1％的显著水平下，其结果与5％相同。再看系数估计值的经济意义，农村储蓄存款系数的显著性水平说明农村储蓄存款是否对农村经济增长产生积极影响存在不确定性，这也与经济理论相一致，因为农村储蓄存款是农村金融资金最主要的来源，是促进农村经济发展的各类投资的条件和保证，但储蓄并不能自动转化为投资，只有在储蓄存款转化投资机制良好的条件下，农村储蓄才能较好转化为农村投资，否则由于资金的高度可流动性，农村储蓄资金可能流入到非农村的经济活动中，这种对农村资金的“虹吸”作用会严重抑制农村经济发展。
而其他变量的显著性水平很高，说明各变量与农村经济增长的关系是明确的，再看各系数符号，只有城市储蓄存款为负，其他都为正，这说明农村短期贷款、农村固定资产投资、农业财政支出占比、城市短期贷款这些变量对农村经济增长有明确的积极影响，而城市储蓄存款的影响为负。这些变量中农村短期贷款、农村固定资产投资和农业财政支出占比对农村经济增长的促进作用很容易理解，这些因素是促进农村经济增长的主要力量。城市短期贷款对农村经济的促进作用可通过简单的检测说解释，即城市贷款可直接促进城市经济增长，而城市经济增长和农村经济增长是相互促进的。城市储蓄存款与农村经济增长存在反向关系合理的解释是城乡存款之间存在竞争和替代关系，在存就总量一定的前提下，城乡储蓄存款会相互转化。
再对比分析城乡短期贷款对农村经济的不同影响，虽然城乡短期贷款对农村经济发展都有积极的影响，但可以看出农村短期贷款指标系数的估计值(1.14)显著大于城市短期贷款指标系数的估计值(0.12)，在两指标构建口径和计量单位完全一致的条件下，较大系数说明农村短期贷款对农村经济的影响要远远大于城市短期贷款对农村经济的影响。也就是上文中所解释的农村短期贷款是促进农村经济增长的直接和关键的因素，而城市短期贷款对农村经济增长具有间接和较小的作用。
农村短期贷款和农村储蓄存款指标系数的估计值都为正，说明农村金融发展有利于促进农村经济增长，但由于城市短期贷款与农村经济增长正相关，而城市储蓄存款与农村经济增长负相关，且两指标系数估计值(分别为0.12和0.14)的绝对值极为相近，所以总体看城市金融发展与农村经济增长之间的关系不能确定。如何进一步分析城市存贷款发展对农村经济的总体作用呢?一种可行的思路是利用城市金融深化指标代替以上模型中的城市短期贷款和城市储蓄存款指标进行估计。同理，要先进行变量间协整检验，检验参数设置如上，ADF统计量的估计值为-3.118039，其p值为0.0009，可见模型量存在协整关系，排除了虚检测回归的可能。同样，经检验应建立个体固定效应模型，系数估计结果如表4中方程3所示，总体城市金融发展(用城市金融深化指标表示)与农村经济增长正相关，但系数估计值较小，可见城市金融发展对农村经济增长具有有限的促进作用。
(责任编辑：晓轩)
关键词：城乡金融；金融发展；经济增长
1007-7685(2012)02-0078-04
城乡金融发展不均衡是发展中国家普遍存在的问题，但随着经济市场化进程的推进，城乡金融会逐渐向均衡发展转变。现阶段浙江省金融发展总体程度相对较高，其产业规模不断壮大、组织体系渐趋完善，资产质量、经营效益持续提高，金融怎么写作能力日益增强，金融业已成为浙江省第三产业的重要支柱和经济社会发展的重要支持力量。但对比浙江省城乡金融的发展来看，则呈现出明显的不均衡发展状况：城市金融发展速度较快，农村金融发展则相对落后；城市金融竞争过于激烈，而农村金融供给不足。浙江省农村地区经济具有较好的发展基础，但金融资源相对稀缺，无法满足农村经济对金融资源的需求，这种城乡金融资源配置的不均衡，严重影响了浙江省经济社会的可持续发展。本文以浙江省为例，从城乡金融相互影响的角度研究城乡金融发展与农村经济增长之间的关系。
一、城乡金融发展对农村经济增长的影响
关于我国金融发展与经济增长有大量的研究文献，但研究中缺少对区域金融发展不均衡性的分析，本文将金融发展区分为城市和农村两个部分，分析城乡金融发展差异及对农村经济增长的影响。城乡金融发展分别对农村经济增长的影响，可通过以下模型作理论上的说明，因资金的高度可流动性，如果城市资金的收益高于农村，则农村资金就会流入城市。可建立关于金融机构业务(以存、贷款为例)导致农村资金流入城市的理论模型进行分析。检测设金融机构在农村吸收存款的利率为rrd，在农村进行资产业务(如贷款)的收益为rri，在农村进行资产业务的成本为rrc；金融机构在城市进行资产业务的收益为rci金融机构在城市进行资产业务的成本为r。金融机构将农村存款转移到城市进行资产业务的成本为rtc用θ表示农村存款在农村投资的比重，则会有(1-θ)比例的农村存款流入城市进行投资。金上式表示在利润最大化时，金融机构在农村的金融资产收益与城市金融资产收益之差应等于金融机构在农村经营成本与在城市经营成本和资金从农村转移到城市成本之差。当：rri+rci+(rrc-rcc-rtc)时，即απ/αθ<0。
这表明农村存款在农村投资的比重(θ)过大，金融机构可以减少在农村的投资比重，增加将资金转移到城市的比重，这样会导致其收益的增加。在经济均衡的条件下，其中rri和rci可理解为等于农村和城市投资的边际收益，并可利用上式中的金融机构成本和收益各指标对θ的影响。如，分析rri值对θ的影响，检测设其他各指标保持不变时，rri值增加，金融机构为利润最大化就会增加θ，即当金融机构在农村投资的边际收益rri越大，金融机构在农村进行资产业务的收益也越大，其促进更大比例的农村存款在农村转化为投资，这说明农村金融发展与经济增长之间存在正向的相互作用；同样可得，检测设其他各指标保持不变时，rrci值增加则θ就会减少，这样随着农村资金流入城市，城市的金融发展可能不利于农村的经济增长。
二、实证分析
(一)城乡金融发展变量及数据说明
考虑到数据的可得性，一般常用人均各项存、贷款指标来衡量金融发展水平；另外，金融相关率也是常用的指标之一，在区域金融发展研究中，一般利用存、贷款之和除以生产总值表示。为分别衡量浙江城乡金融发展水平，本文依据数据条件，拟构建如下三个指标反映浙江省城乡金融发展水平及差距：人均城市、农村储蓄存款指标，人均城市、农村短期贷款指标，城市、农村金融深化度指标。按行政区划将浙江省分为11个地区，分别计算各地区1997～2007年三个城乡金融发展指标。表1显示，2007年浙江省11论文大全www.udooo.com
个地区城乡金融发展存在很大差距，城乡金融资源配置严重不均衡，相对于城市而言，农村金融发展水平严重滞后。(二)实证分析过程及结论
实证研究采用回归分析方法，模型中因变量为经济增长指标，自变量包括金融发展变量和其他控制变量等。计量分析一般采用截面模型、时间序列模型、面板数据模型等计量方法，截面模型无法消除因截面个体特征影响带来的计量误差，而面板数据模型的优点是能反映个体和时间因素在模型中的作用。本文拟采用面板数据分析方法，在变量选择中分别考虑城市和农村金融发展对农村经济的影响，建立如下面板数据模型：yri，t1=c+a1rfdi，t+a2ufdi，t+a3Xi，t+εi，t。模型中因变量y具体选择人均农村生产总值，即农村经济总量除以农村人口。rfd为农村金融发展变量，具体选择人均农村短期贷款和人均农村储蓄存款；ufd为城市金融发展变量，具体选择人均城市储蓄存款和人均城市短期贷款；X为其他控制变量，依据经济增长理论，具体选择如下：一是人均农村固定资产投资变量，利用全社会固定资产投资指标中农村部分除以农村人口构成，其反映农村投资水平；二是农村人力资本变量，利用就业人数除以农村人口数，即用农村就业率指标来反映；三是政府农村政策变量，构建的指标为农业财政支出占总财政支出比，也就是统计年鉴中一般预算支出中农业支出所占的比例。η代表没有观察到的个体差异，ε代表误差项，式中i、t分别代表个体和时间。数据来源于《浙江60年统计资料汇编》和《浙江金融年鉴》。各变量的描述性统计分析如表2所示。面板数据模型要考虑面板系列数据的非平稳性，经济变量一般多为非平稳的，可能存在单位根。本文利用Eviews7.1计量软件，并利用各种检验方法的综合结果，经检验模型中各变量单位根如表3所示(其中，括号中的数值为可能的单位根阶数)，可见各变量都存在单位根。经济变量的非平稳性给回归模型的参数估计带来虚检测回归问题，但同时有内在经济联系的变量之间又多表现为协整性，也就是非平稳的经济变量之间存在长期的均衡关系，具有协整性的经济变量之间可进行回归分析，所以对面板数据模型可通过协整检验以避免出现虚检测回归问题。
面板数据的协整检验方法可以分为两大类，一类是建立在恩格尔——格兰杰(Engle and Granger)二步法检验基础上的面板协整检验，具体方法主要有佩德罗尼(Pedroni)检验和考(Kao)检验；另一类是建立在乔汉森(Johansen)协整检验基础上的面板协整检验。Kao检验与Pedroni检验遵循相同的基本方法，都是在Engle and Granger二步法基础上发展起来的，但不同于Pedroni检验，Kao检验在第一阶段将回归方程设定为每一个截面个体有不同的截距项和相同的系数，在第二阶段Kao检验基于DF检验和ADF检验的原理，对第一阶段所求得的残差序列进行平稳性检验。此处进行面板数据协整检验，并利用Kao检验方法，在具体设定第二阶段回归包含的外生变量时设定为在模型中体现个体固定效应，设定第二阶段回归所包含的滞后阶数(Lag length)时选择自动选择。估计结果为，ADF统计量的估计值为-2.696184，其p值为O.0035，可见模型量间存在协整关系，回归分析时可排除虚检测回归的可能。
利用Eviews7.1计量软件，建立面板数据(panel data)工作文件，经检验应建立个体固定效应模型，系数估计结果如表4中方程l所示，其中括号内为对应的p值，从结果可以看出，反映农村人力资本的指标(农村就业率)P值为0.556，其显著性水平极低，完全不能通过显著性检验，这说明在浙江省农村生产过程中，农村就业率对人均农村产值没有明显的作用，这印证了在浙
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江省(甚至是中国)农村劳动力严重过剩，边际生产力极低的现实。农村人均储蓄存款指标P值为0.0685，如在10％的显著性水平下，能通过显著性检验，但在5％水平下，则不能通过显著性检验。剔除农村就业率再进行估计，同理要先进行变量间协整检验，检验参数设置方法同上，ADF统计量的估计值为2.585196，其p值为0.0049，可见模型量存在协整关系，排除了虚检测回归的可能。同样，经检验应建立个体固定效应模型，系数估计结果如表4中方程2所示。先检验系数的显著性：在10％的显著性水平下，以上系数都能通过显著性检验；在5％水平下，农村储蓄存款变量系数不能通过显著性检验；在1％的显著水平下，其结果与5％相同。再看系数估计值的经济意义，农村储蓄存款系数的显著性水平说明农村储蓄存款是否对农村经济增长产生积极影响存在不确定性，这也与经济理论相一致，因为农村储蓄存款是农村金融资金最主要的来源，是促进农村经济发展的各类投资的条件和保证，但储蓄并不能自动转化为投资，只有在储蓄存款转化投资机制良好的条件下，农村储蓄才能较好转化为农村投资，否则由于资金的高度可流动性，农村储蓄资金可能流入到非农村的经济活动中，这种对农村资金的“虹吸”作用会严重抑制农村经济发展。
而其他变量的显著性水平很高，说明各变量与农村经济增长的关系是明确的，再看各系数符号，只有城市储蓄存款为负，其他都为正，这说明农村短期贷款、农村固定资产投资、农业财政支出占比、城市短期贷款这些变量对农村经济增长有明确的积极影响，而城市储蓄存款的影响为负。这些变量中农村短期贷款、农村固定资产投资和农业财政支出占比对农村经济增长的促进作用很容易理解，这些因素是促进农村经济增长的主要力量。城市短期贷款对农村经济的促进作用可通过简单的检测说解释，即城市贷款可直接促进城市经济增长，而城市经济增长和农村经济增长是相互促进的。城市储蓄存款与农村经济增长存在反向关系合理的解释是城乡存款之间存在竞争和替代关系，在存就总量一定的前提下，城乡储蓄存款会相互转化。
再对比分析城乡短期贷款对农村经济的不同影响，虽然城乡短期贷款对农村经济发展都有积极的影响，但可以看出农村短期贷款指标系数的估计值(1.14)显著大于城市短期贷款指标系数的估计值(0.12)，在两指标构建口径和计量单位完全一致的条件下，较大系数说明农村短期贷款对农村经济的影响要远远大于城市短期贷款对农村经济的影响。也就是上文中所解释的农村短期贷款是促进农村经济增长的直接和关键的因素，而城市短期贷款对农村经济增长具有间接和较小的作用。
农村短期贷款和农村储蓄存款指标系数的估计值都为正，说明农村金融发展有利于促进农村经济增长，但由于城市短期贷款与农村经济增长正相关，而城市储蓄存款与农村经济增长负相关，且两指标系数估计值(分别为0.12和0.14)的绝对值极为相近，所以总体看城市金融发展与农村经济增长之间的关系不能确定。如何进一步分析城市存贷款发展对农村经济的总体作用呢?一种可行的思路是利用城市金融深化指标代替以上模型中的城市短期贷款和城市储蓄存款指标进行估计。同理，要先进行变量间协整检验，检验参数设置如上，ADF统计量的估计值为-3.118039，其p值为0.0009，可见模型量存在协整关系，排除了虚检测回归的可能。同样，经检验应建立个体固定效应模型，系数估计结果如表4中方程3所示，总体城市金融发展(用城市金融深化指标表示)与农村经济增长正相关，但系数估计值较小，可见城市金融发展对农村经济增长具有有限的促进作用。
(责任编辑：晓轩)