摘要：運(yùn)用基尼系數(shù)、對數(shù)離差均值和泰爾指數(shù)對中國農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差異進(jìn)行測度。結(jié)果表明，我國農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差異主要表現(xiàn)為省際差異，尤其是東部地區(qū)的省際差異，但三大區(qū)域間的差距正在呈現(xiàn)快速上升態(tài)勢。然后利用基于回歸方程的不平等分解法對影響農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異的因素進(jìn)行分解，結(jié)果表明，各地區(qū)城市化水平是形成農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異的最主要原因；城市化、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)效率、法律環(huán)境和信用擴(kuò)大了農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差異，省際個(gè)體效應(yīng)、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)規(guī)?？s小了農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差異。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村金融發(fā)展；區(qū)域差異；不平等指數(shù)；影響因素；差異分解

中圖分類號： F832.35文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A文章編號：1002-1302（2014）06-0402-04

收稿日期：2014-03-12

基金項(xiàng)目：廣東省哲學(xué)社會科學(xué)“十二五”規(guī)劃（編號：GD13CYJ13、GD12XYJ04）；廣東海洋大學(xué)校級引導(dǎo)項(xiàng)目。

作者簡介：孟兆娟（1978—），女，遼寧朝陽人，博士，講師，主要從事金融發(fā)展理論研究。E-mail：mzj0218@163.com。改革開放以來，我國農(nóng)村金融資產(chǎn)迅速膨脹，1978年農(nóng)村存款只有320.4億元人民幣，至2010年以名義價(jià)格計(jì)算的農(nóng)村存款總額已達(dá)到76 324.01億元人民幣，短短30多年的時(shí)間擴(kuò)張了238倍；但我國農(nóng)村金融發(fā)展水平在不同地區(qū)間是不平衡的。農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域失衡將加劇農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域失衡，采用現(xiàn)代統(tǒng)計(jì)指標(biāo)體系精確度量農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差異，分析導(dǎo)致區(qū)域差異形成的原因，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

國內(nèi)學(xué)者較為關(guān)注我國金融發(fā)展的區(qū)域差異，但鮮有文獻(xiàn)分析農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差異，黎翠梅等利用描述性統(tǒng)計(jì)方法分析了農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差異[1]；溫濤等對農(nóng)村金融效率的區(qū)域差異進(jìn)行了動態(tài)比較和分析[2-3]。但到目前為止，尚缺乏系統(tǒng)分析農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異的量化研究成果，也沒有厘清可能的影響因素。中國農(nóng)村金融發(fā)展是否具有顯著的區(qū)域差異，哪些因素導(dǎo)致農(nóng)村金融發(fā)展具有區(qū)域差異，這些因素對農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異的貢獻(xiàn)度有多大，針對上述問題，本研究首先利用不平等指數(shù)對農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差異進(jìn)行測度，并以回歸方程為基礎(chǔ)，用Fields提出的分解方法對影響農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異的因素進(jìn)行分解，定量分析各種因素對農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差距的貢獻(xiàn)度[4]。

1農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差異測度

1.1農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異的不平等指數(shù)及分解

測度農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差異，必須選擇合適的指標(biāo)度量農(nóng)村金融發(fā)展水平。Goldsmith提出用一國金融資產(chǎn)總額與實(shí)物形式的國民財(cái)富市場總值之比，即金融相關(guān)率（FIR）度量金融發(fā)展水平[5]。McKinnon提出衡量一國金融發(fā)展的貨幣化比率指標(biāo)：M2/GDP，簡稱為麥?zhǔn)现笜?biāo)[6]。與戈氏指標(biāo)相比，麥?zhǔn)现笜?biāo)著重反映了一國貨幣金融體系的支付中介和動員儲蓄職能，而戈氏指標(biāo)對整體金融發(fā)展規(guī)模的度量更為全面。鑒于非貨幣金融工具在現(xiàn)實(shí)生活中日益重要，僅僅考慮麥?zhǔn)现笜?biāo)難免片面。除了上述2個(gè)指標(biāo)外，還有學(xué)者提出用非貨幣金融深度指標(biāo)、PRIVATE和PRIVY等指標(biāo)度量金融發(fā)展；但在實(shí)證研究中，囿于數(shù)據(jù)的可得性，用戈式指標(biāo)和麥?zhǔn)街笜?biāo)度量金融發(fā)展水平最為普遍。

借鑒已有成果并考慮數(shù)據(jù)的可得性，用農(nóng)村金融相關(guān)率衡量農(nóng)村金融發(fā)展水平，農(nóng)村金融相關(guān)率以農(nóng)村地區(qū)貸款余額與該地區(qū)GDP的比值代表。雖然農(nóng)村金融相關(guān)率的完整表達(dá)式應(yīng)是農(nóng)村金融資產(chǎn)總額與農(nóng)村GDP之比，農(nóng)村金融資產(chǎn)總額應(yīng)包括農(nóng)村現(xiàn)金流通量、農(nóng)村存貸款余額、農(nóng)業(yè)股票市值及農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)保費(fèi)收入；但因農(nóng)村現(xiàn)金流通量、農(nóng)業(yè)股票市值及農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)保費(fèi)的省際數(shù)據(jù)難以全部獲得，且相對于農(nóng)村存貸款總額而言，農(nóng)村貸款的可獲性及其相對規(guī)模對促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展更有意義。本研究采用農(nóng)村地區(qū)貸款余額與該地區(qū)GDP的比值衡量農(nóng)村金融發(fā)展水平。

借鑒李敬等的方法，使用基尼系數(shù)、對數(shù)離差均值和泰爾指數(shù)測算農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差異[7]。指數(shù)值越小，表明農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差距越小。選用這3個(gè)不平等指標(biāo)的原因主要有2點(diǎn)：（1）在一般條件下它們之間不存在單調(diào)變換關(guān)系，可以用來相互檢驗(yàn)測度結(jié)果的穩(wěn)健性；（2）它們滿足絕大部分不平等測度公理，尤其是庇古·道爾頓轉(zhuǎn)移公理[8]。

2.2農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異的測度

東中西三大區(qū)域的劃分采用國家統(tǒng)計(jì)局的標(biāo)準(zhǔn)，樣本區(qū)間為2006—2010年，各?。ㄊ?、區(qū)）農(nóng)村金融發(fā)展水平根據(jù)銀監(jiān)會網(wǎng)站農(nóng)村金融服務(wù)圖集的相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算而來。農(nóng)村金融發(fā)展不平等指數(shù)計(jì)算結(jié)果如表1所示。從農(nóng)村金融發(fā)展的省際差異看，3種指數(shù)顯示出來的變動趨勢相似，農(nóng)村金融發(fā)展的省際差異呈先縮小后擴(kuò)大的趨勢。自2008年以來，農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差距逐漸加劇。

進(jìn)一步利用泰爾指數(shù)的可分解特性，將全國總體的農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異按照三大區(qū)域進(jìn)行分解，分解結(jié)果如表2所示。從表2可知，農(nóng)村金融發(fā)展的三大區(qū)域間差距相對較小，三大區(qū)域內(nèi)差異相對較大，三大區(qū)域內(nèi)差異能解釋農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異的80%以上。從2006年以來的動態(tài)變化看，

我國各地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展的不平等指數(shù)

年份基尼系數(shù)對數(shù)離差均值泰爾指數(shù)20060.230 60.033 00.103 920070.224 80.084 80.093 320080.195 20.061 50.064 920090.217 50.075 10.080 320100.218 40.076 90.079 9注：根據(jù)銀監(jiān)會網(wǎng)站農(nóng)村金融服務(wù)圖集中的相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算。

三大區(qū)域間差距呈逐年上升趨勢，三大區(qū)域內(nèi)差距呈逐年下降趨勢，三大區(qū)域內(nèi)差距對總體區(qū)域差異的貢獻(xiàn)度已經(jīng)從2006年的96.79%下降至2010年的81.47%。

中國農(nóng)村金融泰爾指數(shù)的分解結(jié)果

年份區(qū)域間差距區(qū)域內(nèi)差距區(qū)域內(nèi)差距的

貢獻(xiàn)（%）20060.003 30.100 696.7920070.009 90.083 489.3920080.006 80.058 189.5620090.014 50.065 982.0120100.014 80.065 181.48注：根據(jù)銀監(jiān)會網(wǎng)站農(nóng)村金融服務(wù)圖集中的相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算。

進(jìn)一步計(jì)算出三大區(qū)域內(nèi)部的省際差異（圖1）。從圖1可知，東部農(nóng)村金融發(fā)展的省際差異最大，除2007年外，東部的省際差異顯著大于中、西部地區(qū)。中部農(nóng)村金融發(fā)展省際差異最小且基本處于穩(wěn)定狀態(tài)。西部農(nóng)村金融發(fā)展省際差異介于東部和中部之間。分析表明，我國農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差異主要表現(xiàn)為省際差異，尤其是東部地區(qū)的省際差異，但三大區(qū)域間的差距正在呈現(xiàn)快速上升態(tài)勢。

2農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異的影響因素及分解

關(guān)注農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差異，還需要深入分析區(qū)域差異的影響因素，才能有針對性采取措施防止區(qū)域差距擴(kuò)大。Fields提出的基于回歸方程的不平等分解法能將不平等分解為各個(gè)影響因素的貢獻(xiàn)[4]。本研究采用這種方法分析農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異的影響因素及其貢獻(xiàn)。

2.1農(nóng)村金融發(fā)展的影響因素

2.1.1農(nóng)村經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)對農(nóng)村金融發(fā)展的影響金融上層建筑是經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定階段的產(chǎn)物，因?yàn)榻鹑跉w根結(jié)底是為經(jīng)濟(jì)發(fā)展服務(wù)的。農(nóng)村經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)對農(nóng)村金融發(fā)展的作用體現(xiàn)在兩方面：（1）支付創(chuàng)立農(nóng)村金融體系所需要的大量固定成本，使農(nóng)村金融發(fā)展成為可能。Greenwood 等認(rèn)為只有經(jīng)濟(jì)發(fā)展達(dá)到“門檻水平”時(shí)，建立復(fù)雜的金融中介體系才有凈收益[9]。從金融服務(wù)和金融產(chǎn)品的供給來看，只有當(dāng)個(gè)人收入達(dá)到“門檻水平”時(shí)，經(jīng)濟(jì)個(gè)體才有機(jī)會進(jìn)入金融市場；復(fù)雜的金融服務(wù)和金融產(chǎn)品只有在個(gè)人收入普遍提高時(shí)才會擁有潛在的需求。所以金融機(jī)構(gòu)和金融產(chǎn)品不會憑空出現(xiàn)，只有經(jīng)濟(jì)社會和個(gè)人能夠支付得起高昂的構(gòu)建成本和使用成本時(shí)，才有產(chǎn)生的可能和生存空間。越復(fù)雜的金融機(jī)構(gòu)、金融產(chǎn)品，對經(jīng)濟(jì)社會和個(gè)人的“門檻財(cái)富”要求越高。（2）伴隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展，將逐漸產(chǎn)生對各種金融機(jī)構(gòu)和金融產(chǎn)品的需求，經(jīng)濟(jì)發(fā)展使金融發(fā)展成為必要。調(diào)劑資金余缺的需求，催生了最初的金融中介機(jī)構(gòu)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來的社會化大生產(chǎn)，要求在更大范圍內(nèi)籌集資金、分散風(fēng)險(xiǎn)，因而股票、債券等金融市場相繼出現(xiàn)。金融機(jī)構(gòu)規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的需求，使衍生金融產(chǎn)品得以產(chǎn)生。

2.1.2法律因素對農(nóng)村金融發(fā)展的影響法律對金融發(fā)展具有重要作用。在促進(jìn)金融發(fā)展方面，執(zhí)法效率比法律條文更為重要[10]。良好的法律環(huán)境可以為私有產(chǎn)權(quán)提供有效保護(hù)、增強(qiáng)消費(fèi)者參與金融市場的信心，因而能夠促進(jìn)金融規(guī)模擴(kuò)大、金融效率提高[11]。隨著市場化進(jìn)程逐漸推進(jìn)，法律因素對金融發(fā)展的影響將越來越重要。

2.1.3政治因素對農(nóng)村金融發(fā)展的影響政治也是影響農(nóng)村金融發(fā)展的重要因素，政府對經(jīng)濟(jì)的干預(yù)程度及利益集團(tuán)的力量可能成為促進(jìn)或阻礙農(nóng)村金融發(fā)展的因素。政府過多干預(yù)農(nóng)村資源配置，會弱化農(nóng)村金融體系配置資源功能的發(fā)揮。農(nóng)村金融發(fā)展還受到利益集團(tuán)的影響。Rajan等指出，金融發(fā)展降低產(chǎn)業(yè)進(jìn)入門檻，加劇市場競爭，削弱既得利益集團(tuán)的壟斷利潤，因而受到利益集團(tuán)的千方百計(jì)阻撓[12]。即使金融發(fā)展具有“帕累托改進(jìn)”的性質(zhì)，但只要這種阻撓行為帶來的收益增加大于阻撓的代價(jià)，他們就會選擇將阻撓活動一直進(jìn)行下去。江春等發(fā)現(xiàn)金融利益集團(tuán)的力量對金融發(fā)展有著顯著穩(wěn)定的負(fù)面作用，即使控制了一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政治制度、法律制度、文化傳統(tǒng)以及地理稟賦等因素，結(jié)果仍然是顯著而穩(wěn)定的[13]。

2.1.4社會因素對農(nóng)村金融發(fā)展的影響蔣水冰將影響金融發(fā)展的社會因素分為信用及城市化水平2個(gè)方面[14]。提高信用水平能緩解因信息不對稱帶來的逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)，能夠提高金融市場的參與率，有利于增加金融規(guī)模、提高金融效率。城市化水平提高對金融發(fā)展也有影響，城市化所帶來的人口聚集、企業(yè)聚集、資本聚集要求金融業(yè)提供更大規(guī)模、更為復(fù)雜的金融服務(wù)，如對金融產(chǎn)品需求的擴(kuò)大、風(fēng)險(xiǎn)的規(guī)避等，從而促進(jìn)了金融的創(chuàng)新與發(fā)展[15]。

2.2基于回歸方程的分解方法

采用Fields提出的基于回歸方程的不平等分解法，首先需要估計(jì)農(nóng)村金融發(fā)展的回歸方程。設(shè)農(nóng)村金融發(fā)展的回歸方程為：

Y=α^+β^1X1+β^2X2+…+βkXk^+ε^。（1）

式中：α^和ε^分別代表常數(shù)項(xiàng)和殘差項(xiàng)，β^j是回歸系數(shù)，Xj是影響農(nóng)村金融發(fā)展的變量，包括經(jīng)濟(jì)、政治、法律和社會等4個(gè)方面的變量。Fields證明在Shorrocks提出的6個(gè)假設(shè)條件滿足的情況下[16]，變量xj對農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異的影響（相對貢獻(xiàn)率）均為：

Sj=COV（β^jXj，Y）σ2（Y）=β^jσ（Xj）Corr（Xj，Y）σ（Y）。（2）

式中：β^j∈（α^，β^1，…，βn^，1），Xj∈（1，X1，X2，…，Xn，ε^），COV代表協(xié)方差，Corr為相關(guān)系數(shù)，σ2和σ為方差和標(biāo)準(zhǔn)差。如果某個(gè)因素由多個(gè)變量表示，則該因素對農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差距的貢獻(xiàn)等于各變量貢獻(xiàn)的加總。如果Sj>0，說明這種因素起著擴(kuò)大農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差距的作用；如果Sj<0，說明Xj這種因素起著縮小農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差距的作用；如果Sj=0，說明Xj這種因素對農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差距沒有影響。

2.2.1農(nóng)村金融發(fā)展回歸方程的得出分析影響農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異的因素，必須綜合考慮上述各種因素。農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展不僅包括農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長，也包括農(nóng)村經(jīng)濟(jì)效率提高。為檢驗(yàn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展對農(nóng)村金融發(fā)展的影響，選取農(nóng)村經(jīng)濟(jì)規(guī)模和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)效率2個(gè)變量進(jìn)行分析。以農(nóng)村人均GDP代表農(nóng)村經(jīng)濟(jì)規(guī)模，農(nóng)村人均GDP等于農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值與農(nóng)村人口比值；選取第一產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率代表農(nóng)村經(jīng)濟(jì)效率，第一產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率等于第一產(chǎn)業(yè)增加值與第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口之比。為檢驗(yàn)法律因素對農(nóng)村金融發(fā)展的影響，采用萬人擁有律師數(shù)衡量各地區(qū)法律環(huán)境。一個(gè)地區(qū)律師從業(yè)人數(shù)占比越高，說明該地區(qū)對私有產(chǎn)權(quán)的保護(hù)力量越強(qiáng)，也說明該地區(qū)對于專業(yè)法律人士的需求越高，表明該地區(qū)整體的法律環(huán)境可能更為完善。從政府干預(yù)和利益集團(tuán)2個(gè)角度檢驗(yàn)政治因素對農(nóng)村金融發(fā)展的影響。用財(cái)政支出與GDP的比值代表政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)社會生活的程度；用農(nóng)村信用社（包括農(nóng)村信用社、農(nóng)村商業(yè)銀行和農(nóng)村合作銀行）在農(nóng)業(yè)貸款和農(nóng)戶貸款中的份額代表農(nóng)村金融市場中的利益集團(tuán)力量。從信用和城市化2個(gè)方面檢驗(yàn)社會因素對農(nóng)村金融發(fā)展的影響。以農(nóng)村貸款中不良貸款比率代表農(nóng)村金融市場中的信用水平；以城市人口在總?cè)丝谥兴急戎卮沓鞘谢健?

根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，采用26個(gè)省區(qū)2006—2010年數(shù)據(jù)。東部包括北京、天津、遼寧、上海、浙江、江蘇、福建、廣東、山東9個(gè)省區(qū)，中部包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個(gè)省區(qū)，西部包括四川、貴州、云南、陜西、青海、寧夏、新疆、西藏、重慶9個(gè)省區(qū)。相關(guān)數(shù)據(jù)全部來自于銀監(jiān)會網(wǎng)站農(nóng)村金融服務(wù)圖集、歷年中國統(tǒng)計(jì)年鑒、各省區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒及中國律師年鑒。因變量是農(nóng)村金融發(fā)展水平（njsh），自變量包括農(nóng)村經(jīng)濟(jì)規(guī)模（jjgm）、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)效率（jjxl）、法律環(huán)境（fl）、政府干預(yù)（zz）、利益集團(tuán)（lyjt）、信用（xy）和城市化（csh）7個(gè)變量。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表3所示。表3各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

變量均值方差最小值最大值農(nóng)村經(jīng)濟(jì)規(guī)模（元/人）7 933.093 03 505.493 01 898.423 018 734.090 0農(nóng)村經(jīng)濟(jì)效率（元/人）12 176.210 05 729.866 02 339.620 031 446.280 0法律環(huán)境（人/萬人）6.490 515.822 80.055 883.225 7政府干預(yù)0.217 90.163 80.08301.085 9利益集團(tuán)0.566 40.183 000.929 9信用0.152 90.127 20.008 50.626 0城市化0.473 80.148 30.214 40.888 9注：根據(jù)銀監(jiān)會網(wǎng)站農(nóng)村金融服務(wù)圖集、相關(guān)年份中國統(tǒng)計(jì)年鑒、各省（市、區(qū)）統(tǒng)計(jì)年鑒及中國律師年鑒的相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算得到。

對于面板數(shù)據(jù)模型，首先必須判斷該模型應(yīng)該采用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。利用Hausman檢驗(yàn)，計(jì)算出 χ2（5）=17.44，伴隨概率為0.014 8，說明應(yīng)該采用固定效應(yīng)模型。固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果如表4所示。

固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果

變量系數(shù)P值t統(tǒng)計(jì)量jjgm-0.007 40.000***-3.97jjxl0.001 40.062*1.89fl1.738 80.006***2.84zz-10.825 30.782-0.28lyjt-8.328 70.524-0.64xy-58.430 90.049**-1.99csh229.176 70.004***2.92_cons-11.832 50.716-0.37調(diào)整后的R20.556 0F統(tǒng)計(jì)量3.46樣本量130注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下差異顯著。表5同。

從表4可知，只有政府干預(yù)和利益集團(tuán)不是影響農(nóng)村金融發(fā)展的顯著性變量，刪除這2個(gè)變量后，重新進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)調(diào)整后的R2和F統(tǒng)計(jì)量都有所提高，說明政府干預(yù)和利益集團(tuán)這2個(gè)變量確實(shí)對農(nóng)村金融發(fā)展沒有顯著影響。修正后的回歸結(jié)果如表5所示。從表5估計(jì)結(jié)果看，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)規(guī)模差異極顯著，樣本期內(nèi)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)規(guī)模對農(nóng)村金融發(fā)展的提高具有負(fù)向作用。農(nóng)村經(jīng)濟(jì)效率差異顯著，樣本期內(nèi)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)效率的提高能夠促使農(nóng)村金融發(fā)展水平提高。法律環(huán)境因素差異極顯著，樣本期內(nèi)法律環(huán)境的改善能夠提高農(nóng)村金融發(fā)展水平，與理論預(yù)期的結(jié)果一致。信用也是影響農(nóng)村金融發(fā)展的顯著性因素，在5%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著。信用變量的系數(shù)為負(fù)，說明不良貸款比重越高的地區(qū)，貸款在農(nóng)村經(jīng)濟(jì)總量中的相對規(guī)模越小，與理論分析的邏輯一致。城市化水平對農(nóng)村金融發(fā)展的影響也符合理論預(yù)期，樣本期內(nèi)城市化水平的提高能顯著提高農(nóng)村金融發(fā)展程度，該變量在1%水平顯著。

在固定效應(yīng)模型中，共同截距對農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差異沒有任何影響，因而用于分解的回歸方程不包括共同截距。對于截面虛擬變量，可以看做是省際的個(gè)體效應(yīng)，這種個(gè)體效應(yīng)不隨時(shí)間改變，因而可用回歸得到的26個(gè)省（市、區(qū)）的截面虛擬變量（表6）構(gòu)造一個(gè)新的變量id，id代表省際個(gè)體效

固定效應(yīng)模型的修正結(jié)果

變量系數(shù)P值t統(tǒng)計(jì)量jjgm-0.007 60.000***-4.12jjxl0.001 50.049**1.99fl1.660 50.006***2.78xy-58.599 60.038**-2.10csh234.898 00.003***3.06_cons-20.471 10.491-0.69

截面虛擬變量的回歸系數(shù)

地區(qū)回歸系數(shù)地區(qū)回歸系數(shù)北京-191.079 6山西-16.995 5天津-63.317 9吉林-2.685 3遼寧-15.867 1黑龍江-17.794 4上海-125.639 9安徽-13.541 0浙江-9.738 5江西9.332 3江蘇-21.096 8河南12.769 2福建-19.069 5湖北22.317 8廣東-34.452 4湖南-18.400 2山東2.909 3四川-25.702 4貴州-6.032 5寧夏9.874 3云南5.466 1新疆29.100 8陜西8.100 9西藏-1.394 3青海-9.208 8重慶-40.094 1調(diào)整后的R20.562 8F統(tǒng)計(jì)量4.82樣本量130

應(yīng)的影響，其系數(shù)為1[7]。經(jīng)過上述處理，最終得出用于農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異分解的回歸方程為：

njshj=-0.0076jjgmj+0.001 5jjxlj+1.660 5flj-58.599 6xyj+234.898 0cshj+idj。（3）

2.2.2影響因素的分解結(jié)果利用公式（3）對農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差異進(jìn)行分解，分解結(jié)果如表7所示。從表7可知，城市化是影響農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異的最顯著因素，貢獻(xiàn)率是51.29%。說明省際的城市化差異是導(dǎo)致農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異擴(kuò)大的因素。法律環(huán)境是擴(kuò)大農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異的第二大影響因素，對農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異的貢獻(xiàn)度是34.64%。省際個(gè)體效應(yīng)是影響農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異的第三大因素，對農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異的貢獻(xiàn)度是-29%，從貢獻(xiàn)率的符號可知省際個(gè)體效應(yīng)的差異是縮小農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異的因素。信用是影響農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異的第四大因素，對農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差異貢獻(xiàn)度是11.04%。從貢獻(xiàn)度符號可知，信用的省際差異是擴(kuò)大農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異的因素。農(nóng)村經(jīng)濟(jì)規(guī)模是影響農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異的第五大因素，貢獻(xiàn)度是-11.1%，貢獻(xiàn)度符號為負(fù)，說明農(nóng)村經(jīng)濟(jì)規(guī)模的省際差異縮小了農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差異。農(nóng)村經(jīng)濟(jì)效率是影響農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異的第六大因素，貢獻(xiàn)度是9.59%，從貢獻(xiàn)度符號可知，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)效率的省際差異是擴(kuò)大農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異的因素。殘差的貢獻(xiàn)度是3355%，說明模型不能解釋的區(qū)域差異是33.55%。模型能夠解釋的區(qū)域差異占66.45%，說明模型設(shè)定是比較有效。

3結(jié)論及建議

本研究采用3種不平等指數(shù)和基于回歸方程的分解方

影響因素的分解結(jié)果

影響因素idjjgmjjxlxycshfl殘差項(xiàng)貢獻(xiàn)率（%）-29-11.19.5911.0451.2934.6433.55

法，對農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差異及影響因素進(jìn)行研究。通過分析形成如下主要結(jié)論：

3.1農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差異

主要表現(xiàn)為省際行政區(qū)域間的差異，三大經(jīng)濟(jì)區(qū)域間的差異較小，但三大區(qū)域間的差距正在呈現(xiàn)快速上升態(tài)勢。實(shí)現(xiàn)農(nóng)村金融區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，僅僅關(guān)注三大區(qū)域間的差異是不夠的?，F(xiàn)存的諸多研究集中于探討如何通過向中西部注入資金及優(yōu)惠政策向中西部傾斜，以此促進(jìn)農(nóng)村金融區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。本研究表明，縮小農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差異，應(yīng)該更加關(guān)注省際間的差異，因其貢獻(xiàn)了農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異的絕大部分。

3.2城市化是制約農(nóng)村金融區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的最主要因素

根據(jù)《2010年中國城市化率調(diào)查報(bào)告》，2010年中國城市化率達(dá)到34.17%（按非農(nóng)人口占全國總?cè)丝跀?shù)計(jì)算），但在全國31個(gè)?。ㄊ小^(qū)）中位列前3位的上海、北京、天津的城市化率分別高達(dá)88.86%、78.71%和61.11%，這凸顯出城市化的省際差異十分嚴(yán)重。切實(shí)有效提升經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展落后省份的城市化水平，有助于提高這些地區(qū)的農(nóng)村金融發(fā)展水平，縮小農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異。但這絕不等同于急功近利地盲目提高落后地區(qū)的城市化水平，而應(yīng)該是一項(xiàng)兼顧經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展現(xiàn)實(shí)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律的系統(tǒng)工程。

3.3法律環(huán)境因素是導(dǎo)致農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域失衡的第二大因素

為縮小農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異，應(yīng)注重提高落后省份法治水平并改善執(zhí)法環(huán)境。提高落后省份的執(zhí)法效率和質(zhì)量、加強(qiáng)農(nóng)村金融監(jiān)管并增強(qiáng)投資者保護(hù)力度，將有助于提高落后省區(qū)的農(nóng)村金融發(fā)展水平，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村金融區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。

3.4解決農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域失衡問題，還應(yīng)關(guān)注省際個(gè)體效應(yīng)

盡管落后地區(qū)在地理環(huán)境及資源稟賦方面先天不足，但可通過改善這些省區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施及提高巿場化進(jìn)程等措施，用后天努力來彌補(bǔ)先天不足。

3.5高度重視信用等非正式機(jī)制對縮小農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域失衡的作用

守信觀念差的地區(qū)，必將遭致農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的“用腳投票”，加劇農(nóng)村金融資源外流。為緩解農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域失衡，就需要逐步提高農(nóng)村金融發(fā)展落后省區(qū)居民的誠實(shí)守信意識。如何有效構(gòu)建激勵(lì)相容的信用獎(jiǎng)懲制度是關(guān)鍵所在。還應(yīng)注重完善相關(guān)法律法規(guī)、構(gòu)建信貸擔(dān)保機(jī)制及保險(xiǎn)制度，尤其應(yīng)不斷發(fā)展并完善農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)制度。

3.6農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異也是制約農(nóng)村金融區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的重要因素

縮小農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異，不應(yīng)僅僅關(guān)注農(nóng)村經(jīng)濟(jì)量的發(fā)展，更應(yīng)關(guān)注質(zhì)的提高。穩(wěn)步提高經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)的勞動生產(chǎn)率水平，能有效遏制農(nóng)村金融資源外流，提高農(nóng)村金融發(fā)展水平，對農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域失衡也將起到一定的糾偏作用。

參考文獻(xiàn)：

[1]黎翠梅，武薔薇. 我國農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差異比較分析[J]. 財(cái)經(jīng)論叢，2010（11）：42-49.

[2]溫 濤，熊德平.“十五”期間各地區(qū)農(nóng)村資金配置效率比較[J]. 統(tǒng)計(jì)研究，2008，25（4）：82-89.

[3]黎翠梅，曹建珍. 中國農(nóng)村金融效率區(qū)域差異的動態(tài)分析與綜合評價(jià)[J]. 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2012（3）：4-12.

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[8]瞿晶，姚先國. 城鎮(zhèn)居民收入不平等分解研究[J]. 統(tǒng)計(jì)研究，2011，28（11）：50-55.

[9]Greenwood J，Jovanovic B. Fubabcual development，growth，and the distribution of income[J]. Journal of Political Economy，1990，98（5）：1076-1107.

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[14]蔣水冰. 我國金融發(fā)展的影響因素研究[D]. 上海：復(fù)旦大學(xué)，2010：57-58.

[15]饒華春. 金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與城市化進(jìn)程[J]. 新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2009（4）：42-45.

[16]Shorrocks F A. Inequality decomposition by factor components[J]. Econometrica，1982，50（1）：193-211.

3結(jié)論及建議

本研究采用3種不平等指數(shù)和基于回歸方程的分解方

影響因素的分解結(jié)果

影響因素idjjgmjjxlxycshfl殘差項(xiàng)貢獻(xiàn)率（%）-29-11.19.5911.0451.2934.6433.55

法，對農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差異及影響因素進(jìn)行研究。通過分析形成如下主要結(jié)論：

3.1農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差異

主要表現(xiàn)為省際行政區(qū)域間的差異，三大經(jīng)濟(jì)區(qū)域間的差異較小，但三大區(qū)域間的差距正在呈現(xiàn)快速上升態(tài)勢。實(shí)現(xiàn)農(nóng)村金融區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，僅僅關(guān)注三大區(qū)域間的差異是不夠的。現(xiàn)存的諸多研究集中于探討如何通過向中西部注入資金及優(yōu)惠政策向中西部傾斜，以此促進(jìn)農(nóng)村金融區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。本研究表明，縮小農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差異，應(yīng)該更加關(guān)注省際間的差異，因其貢獻(xiàn)了農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異的絕大部分。

3.2城市化是制約農(nóng)村金融區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的最主要因素

根據(jù)《2010年中國城市化率調(diào)查報(bào)告》，2010年中國城市化率達(dá)到34.17%（按非農(nóng)人口占全國總?cè)丝跀?shù)計(jì)算），但在全國31個(gè)?。ㄊ?、區(qū)）中位列前3位的上海、北京、天津的城市化率分別高達(dá)88.86%、78.71%和61.11%，這凸顯出城市化的省際差異十分嚴(yán)重。切實(shí)有效提升經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展落后省份的城市化水平，有助于提高這些地區(qū)的農(nóng)村金融發(fā)展水平，縮小農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異。但這絕不等同于急功近利地盲目提高落后地區(qū)的城市化水平，而應(yīng)該是一項(xiàng)兼顧經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展現(xiàn)實(shí)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律的系統(tǒng)工程。

3.3法律環(huán)境因素是導(dǎo)致農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域失衡的第二大因素

為縮小農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異，應(yīng)注重提高落后省份法治水平并改善執(zhí)法環(huán)境。提高落后省份的執(zhí)法效率和質(zhì)量、加強(qiáng)農(nóng)村金融監(jiān)管并增強(qiáng)投資者保護(hù)力度，將有助于提高落后省區(qū)的農(nóng)村金融發(fā)展水平，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村金融區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。

3.4解決農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域失衡問題，還應(yīng)關(guān)注省際個(gè)體效應(yīng)

盡管落后地區(qū)在地理環(huán)境及資源稟賦方面先天不足，但可通過改善這些省區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施及提高巿場化進(jìn)程等措施，用后天努力來彌補(bǔ)先天不足。

3.5高度重視信用等非正式機(jī)制對縮小農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域失衡的作用

守信觀念差的地區(qū)，必將遭致農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的“用腳投票”，加劇農(nóng)村金融資源外流。為緩解農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域失衡，就需要逐步提高農(nóng)村金融發(fā)展落后省區(qū)居民的誠實(shí)守信意識。如何有效構(gòu)建激勵(lì)相容的信用獎(jiǎng)懲制度是關(guān)鍵所在。還應(yīng)注重完善相關(guān)法律法規(guī)、構(gòu)建信貸擔(dān)保機(jī)制及保險(xiǎn)制度，尤其應(yīng)不斷發(fā)展并完善農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)制度。

3.6農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異也是制約農(nóng)村金融區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的重要因素

縮小農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異，不應(yīng)僅僅關(guān)注農(nóng)村經(jīng)濟(jì)量的發(fā)展，更應(yīng)關(guān)注質(zhì)的提高。穩(wěn)步提高經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)的勞動生產(chǎn)率水平，能有效遏制農(nóng)村金融資源外流，提高農(nóng)村金融發(fā)展水平，對農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域失衡也將起到一定的糾偏作用。

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[13]江春，許立成. 金融發(fā)展的政治經(jīng)濟(jì)學(xué)[J]. 財(cái)經(jīng)問題研究，2007（8）：43-47.

[14]蔣水冰. 我國金融發(fā)展的影響因素研究[D]. 上海：復(fù)旦大學(xué)，2010：57-58.

[15]饒華春. 金融發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與城市化進(jìn)程[J]. 新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2009（4）：42-45.

[16]Shorrocks F A. Inequality decomposition by factor components[J]. Econometrica，1982，50（1）：193-211.

3結(jié)論及建議

本研究采用3種不平等指數(shù)和基于回歸方程的分解方

影響因素的分解結(jié)果

影響因素idjjgmjjxlxycshfl殘差項(xiàng)貢獻(xiàn)率（%）-29-11.19.5911.0451.2934.6433.55

法，對農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差異及影響因素進(jìn)行研究。通過分析形成如下主要結(jié)論：

3.1農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差異

主要表現(xiàn)為省際行政區(qū)域間的差異，三大經(jīng)濟(jì)區(qū)域間的差異較小，但三大區(qū)域間的差距正在呈現(xiàn)快速上升態(tài)勢。實(shí)現(xiàn)農(nóng)村金融區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，僅僅關(guān)注三大區(qū)域間的差異是不夠的。現(xiàn)存的諸多研究集中于探討如何通過向中西部注入資金及優(yōu)惠政策向中西部傾斜，以此促進(jìn)農(nóng)村金融區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。本研究表明，縮小農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差異，應(yīng)該更加關(guān)注省際間的差異，因其貢獻(xiàn)了農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異的絕大部分。

3.2城市化是制約農(nóng)村金融區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的最主要因素

根據(jù)《2010年中國城市化率調(diào)查報(bào)告》，2010年中國城市化率達(dá)到34.17%（按非農(nóng)人口占全國總?cè)丝跀?shù)計(jì)算），但在全國31個(gè)省（市、區(qū)）中位列前3位的上海、北京、天津的城市化率分別高達(dá)88.86%、78.71%和61.11%，這凸顯出城市化的省際差異十分嚴(yán)重。切實(shí)有效提升經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展落后省份的城市化水平，有助于提高這些地區(qū)的農(nóng)村金融發(fā)展水平，縮小農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異。但這絕不等同于急功近利地盲目提高落后地區(qū)的城市化水平，而應(yīng)該是一項(xiàng)兼顧經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展現(xiàn)實(shí)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)律的系統(tǒng)工程。

3.3法律環(huán)境因素是導(dǎo)致農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域失衡的第二大因素

為縮小農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異，應(yīng)注重提高落后省份法治水平并改善執(zhí)法環(huán)境。提高落后省份的執(zhí)法效率和質(zhì)量、加強(qiáng)農(nóng)村金融監(jiān)管并增強(qiáng)投資者保護(hù)力度，將有助于提高落后省區(qū)的農(nóng)村金融發(fā)展水平，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村金融區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。

3.4解決農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域失衡問題，還應(yīng)關(guān)注省際個(gè)體效應(yīng)

盡管落后地區(qū)在地理環(huán)境及資源稟賦方面先天不足，但可通過改善這些省區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施及提高巿場化進(jìn)程等措施，用后天努力來彌補(bǔ)先天不足。

3.5高度重視信用等非正式機(jī)制對縮小農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域失衡的作用

守信觀念差的地區(qū)，必將遭致農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的“用腳投票”，加劇農(nóng)村金融資源外流。為緩解農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域失衡，就需要逐步提高農(nóng)村金融發(fā)展落后省區(qū)居民的誠實(shí)守信意識。如何有效構(gòu)建激勵(lì)相容的信用獎(jiǎng)懲制度是關(guān)鍵所在。還應(yīng)注重完善相關(guān)法律法規(guī)、構(gòu)建信貸擔(dān)保機(jī)制及保險(xiǎn)制度，尤其應(yīng)不斷發(fā)展并完善農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)制度。

3.6農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異也是制約農(nóng)村金融區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的重要因素

縮小農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異，不應(yīng)僅僅關(guān)注農(nóng)村經(jīng)濟(jì)量的發(fā)展，更應(yīng)關(guān)注質(zhì)的提高。穩(wěn)步提高經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)的勞動生產(chǎn)率水平，能有效遏制農(nóng)村金融資源外流，提高農(nóng)村金融發(fā)展水平，對農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域失衡也將起到一定的糾偏作用。

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