左月華 張雨晗 王丹

摘要：以農(nóng)村金融發(fā)展水平為研究對(duì)象，并以我國(guó)30個(gè)?。ㄊ?、區(qū)）2008—2015年的面板數(shù)據(jù)考察政府推動(dòng)和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)分別在不同城鎮(zhèn)化率和人均收入水平下對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展的影響。結(jié)果表明，在城鎮(zhèn)化率和人均收入不高的區(qū)域，政府推動(dòng)效果顯著，而市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)在城鎮(zhèn)化率較高、經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)作用更有效。在此基礎(chǔ)上對(duì)我國(guó)的地方經(jīng)濟(jì)按照城鎮(zhèn)化率和人均可支配收入進(jìn)行分組，進(jìn)一步驗(yàn)證結(jié)論，政府推動(dòng)金融發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)化率較低的區(qū)域作用較明顯，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的增加則有負(fù)向效果。最后提出要重視我國(guó)農(nóng)村地區(qū)金融發(fā)展差異，鼓勵(lì)采取不同力度、不同導(dǎo)向的扶持政策建議，從而促進(jìn)普惠金融的發(fā)展。

關(guān)鍵詞：普惠金融;農(nóng)村金融;政府推動(dòng);市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng);區(qū)域差異

中圖分類號(hào)：F832.35文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)：1002-1302（2020）22-0316-08

作者簡(jiǎn)介：左月華（1971—），女，廣西桂林人，博士，副教授，主要從事公司金融與農(nóng)村金融研究。E-mail：glzuo@hust.edu.cn。

中國(guó)銀行監(jiān)督管理委員會(huì)于2006年發(fā)布《關(guān)于調(diào)整放寬農(nóng)村地區(qū)銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)準(zhǔn)入政策更好支持社會(huì)主義新農(nóng)村建設(shè)的若干意見》，提出“適度調(diào)整和放寬農(nóng)村地區(qū)銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)準(zhǔn)入政策，降低準(zhǔn)入門檻，強(qiáng)化監(jiān)管約束，加大政策支持”，該政策體現(xiàn)了我國(guó)政府對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展的積極推動(dòng)，也指出發(fā)展農(nóng)村金融的2種途徑，即政府推動(dòng)和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)。我國(guó)近年來的農(nóng)村金融發(fā)展出現(xiàn)明顯的差異，中西部地區(qū)政府傾向于采用政府推動(dòng)的方式，以河南省為例，幫扶成立農(nóng)村資金互助社，大力開展扶貧試點(diǎn)等有利于發(fā)展普惠金融的政府推動(dòng)舉措。而東部地區(qū)則選擇以市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)為主導(dǎo)的農(nóng)村金融創(chuàng)新發(fā)展模式，以浙江省為例，其不斷增加市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)持續(xù)推進(jìn)金融改革試點(diǎn)，是我國(guó)新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)成立最多的省份。那么政府推動(dòng)和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)2個(gè)方向，哪個(gè)更能促進(jìn)我國(guó)農(nóng)村地區(qū)的金融發(fā)展？這個(gè)路徑的選擇和什么因素顯著有關(guān)？它們的作用影響如何？這些是農(nóng)村金融發(fā)展中須要持續(xù)關(guān)注的現(xiàn)實(shí)問題。對(duì)于普惠金融發(fā)展路徑的選擇，國(guó)內(nèi)外學(xué)者有不同的觀點(diǎn)。一方面，部分學(xué)者認(rèn)為政府推動(dòng)是普惠金融發(fā)展的關(guān)鍵因素[1]。另一方面，一些學(xué)者認(rèn)為政府過多參與會(huì)對(duì)金融市場(chǎng)發(fā)展產(chǎn)生不利影響，而市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)卻能夠提升農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的競(jìng)爭(zhēng)水平[2]。對(duì)于普惠金融發(fā)展的區(qū)域性差異，不同學(xué)者有著不同的解釋，蔡洋萍認(rèn)為，在農(nóng)村地區(qū)人均收入和人均GDP與普惠金融發(fā)展成正比[3]。張彩云認(rèn)為，我國(guó)各地區(qū)普惠金融發(fā)展水平與城鎮(zhèn)化程度相關(guān)，城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加深對(duì)普惠金融的提升有著積極的作用[4]。以上研究都只是單獨(dú)探討各個(gè)影響因素與農(nóng)村金融發(fā)展能力的關(guān)系，卻忽略了影響因素之間的交互作用。另外，已有研究大多從國(guó)家層面對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行較簡(jiǎn)單的協(xié)整分析，難以否認(rèn)的是我國(guó)目前的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在嚴(yán)重、長(zhǎng)期的不均衡問題，我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入在區(qū)域之間存在不一致性，所以本研究基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)，從地區(qū)層面考察我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展方式與發(fā)展能力的關(guān)聯(lián)性問題。

1文獻(xiàn)綜述

農(nóng)業(yè)信貸補(bǔ)貼觀點(diǎn)和不完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)觀點(diǎn)都從理論角度為政府在金融市場(chǎng)中的關(guān)鍵作用提供了重要支撐。在農(nóng)村地區(qū)，存在資金匱乏、生產(chǎn)高風(fēng)險(xiǎn)等特有的產(chǎn)業(yè)問題，同時(shí)發(fā)展中國(guó)家的金融市場(chǎng)并不是完全競(jìng)爭(zhēng)的，所以需要政府的介入以降低信息不對(duì)稱的負(fù)面影響[5]。因此，很多學(xué)者認(rèn)為政府推動(dòng)在農(nóng)村金融發(fā)展方面有著積極的作用。Jacob等指出，政府在強(qiáng)化農(nóng)村金融市場(chǎng)的功能方面有著重要的作用，應(yīng)該加大對(duì)農(nóng)村地區(qū)的政策性資金支出以平衡農(nóng)村金融市場(chǎng)[6]。Swinnen等指出，在中歐、東歐經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型國(guó)家中，政府須要通過舉措優(yōu)化農(nóng)村金融體系，緩解農(nóng)村金融市場(chǎng)借貸不足的難題[7]。中國(guó)在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期金融市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)化程度較低，存在逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)等市場(chǎng)失靈的問題，尤其是農(nóng)村地區(qū)金融發(fā)展機(jī)制還不完善。王曙光等認(rèn)為，政府可以通過在農(nóng)村地區(qū)推動(dòng)制度改革來提升普惠金融的發(fā)展水平[8]。楊葉坤等認(rèn)為，政府在主導(dǎo)農(nóng)村信用體系建設(shè)、完善農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)、擔(dān)保體系和政策扶持等農(nóng)村金融發(fā)展方面產(chǎn)生較大影響[9]。

羅納德·I·麥可農(nóng)等提出金融抑制和深化理論并認(rèn)為在金融市場(chǎng)發(fā)展不健全的發(fā)展中國(guó)家，政府會(huì)過多地介入與抑制金融發(fā)展[10-11]。Dani在2008年指出，理論上發(fā)展中國(guó)家的政府有足夠的余地去糾正市場(chǎng)失靈[12]，但是在什么情況下政府推動(dòng)更可能改善經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍然是一個(gè)未解決的實(shí)際問題。武麗娟等通過構(gòu)建理論模型和博弈分析，發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有政府推動(dòng)方式在農(nóng)村金融市場(chǎng)發(fā)展初期有效，而在市場(chǎng)變得完善和發(fā)達(dá)時(shí)，推動(dòng)效果不佳[13]。曹雷認(rèn)為，我國(guó)農(nóng)村金融改革在前期主要以行政機(jī)構(gòu)為導(dǎo)向，但是缺乏與金融市場(chǎng)的互聯(lián)關(guān)系[14]。我國(guó)部分學(xué)者認(rèn)為，缺乏競(jìng)爭(zhēng)的農(nóng)村金融市場(chǎng)明顯存在資源配置低等問題。巴曙松等認(rèn)為，當(dāng)?shù)卣畬?duì)銀行決策的干預(yù)行為降低了資源配置效率[15]。汪昌云等認(rèn)為，我國(guó)農(nóng)村金融市場(chǎng)化程度對(duì)農(nóng)戶獲取正規(guī)途徑貸款存在明顯的抑制作用，尤其是在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)貸款方面[16]。

但我國(guó)還有學(xué)者對(duì)此存在一定爭(zhēng)議，國(guó)內(nèi)大多學(xué)者如馮興元等較認(rèn)同“完全的市場(chǎng)化存在一定的局限，適度的競(jìng)爭(zhēng)與農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的多元化是實(shí)現(xiàn)農(nóng)村金融發(fā)展的最優(yōu)途徑”的觀點(diǎn)[17]。周立等認(rèn)為，目前我國(guó)的農(nóng)村金融無法完全通過金融市場(chǎng)優(yōu)化配置[18]。譚燕芝等肯定了一定的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)金融機(jī)構(gòu)的促進(jìn)作用[19]。

解運(yùn)亮等認(rèn)為，我國(guó)農(nóng)村金融區(qū)域差異主要是由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平以及市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度的不同造成的[20]。黎翠梅等通過構(gòu)建我國(guó)農(nóng)村金融效率評(píng)估指標(biāo)體系進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)我國(guó)農(nóng)村金融效率呈現(xiàn)出“東部高、中西部低”的特征，且中部地區(qū)最低[21]。劉玲玲等認(rèn)為，我國(guó)市場(chǎng)化程度和農(nóng)村城鎮(zhèn)化進(jìn)程在加劇農(nóng)村金融發(fā)展地區(qū)差異中具有重要的影響作用[22-32]。東中西部、省級(jí)之間乃至同一省份內(nèi)部各縣域之間對(duì)于不同的金融政策，各地的反應(yīng)程度和接受效果都有所差異?，F(xiàn)有文獻(xiàn)主要分別集中于政府和市場(chǎng)各自在農(nóng)村金融改革發(fā)展中的作用，較少實(shí)證研究在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的外部環(huán)境差異下，它們對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展的影響效果。因此，圍繞不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下各區(qū)域政府推動(dòng)和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)2個(gè)方面對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展的影響進(jìn)行實(shí)證分析，并測(cè)度其影響效果。

2變量設(shè)計(jì)與模型建立

2.1數(shù)據(jù)來源

自2007年新型金融機(jī)構(gòu)開始試點(diǎn)以來，各地新型金融機(jī)構(gòu)蓬勃發(fā)展。根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，本研究選取新一輪金融改革后2008—2015年全國(guó)30個(gè)?。ㄊ?、區(qū)）（西藏自治區(qū)、香港、澳門、臺(tái)灣除外）的面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)金融年鑒》《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及WIND數(shù)據(jù)庫。

2.2解釋變量設(shè)計(jì)

2.2.1解釋變量

（1）政府推動(dòng)（EXP）。本研究選取農(nóng)村直接推動(dòng)指標(biāo)地方農(nóng)林水務(wù)財(cái)政支出增長(zhǎng)率作為地方對(duì)于農(nóng)村金融發(fā)展的推動(dòng)力的衡量項(xiàng)。（2）市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)（COM）。本研究使用從業(yè)人數(shù)區(qū)位熵行業(yè)集中度指標(biāo)近似代替市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越高，從業(yè)人數(shù)區(qū)位熵越高。市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)指標(biāo)從業(yè)人數(shù)區(qū)位熵=[SX（]Si/Qi[]∑[DD（X]t-1[DD）]Si/∑[DD（X]t-1[DD）]Qi[SX）]，其中Si表示各?。ㄊ?、區(qū)）農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)從業(yè)人員數(shù);Qi表示各?。ㄊ?、區(qū)）農(nóng)村人口數(shù)。本研究使用城鎮(zhèn)人口數(shù)占總?cè)丝跀?shù)比重表示城鎮(zhèn)化水平（URB），使用剔除物價(jià)指數(shù)影響的農(nóng)村居民可支配收入表示人均收入水平（INC）[JP+1]。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)以及我國(guó)城鎮(zhèn)化率分布現(xiàn)狀和人均收入分布現(xiàn)狀取分位數(shù)劃分超低、較低、較高、超高4個(gè)層次，引入虛擬變量城鎮(zhèn)化率的分布現(xiàn)狀水平Um（m=1、2、3、4）、人均收入分布現(xiàn)狀水平In（n=1、2、3、4），Um和In具體解釋如下：

U1=[JB（{]1，URB≤45%0，其他[JB）];

U2=[JB（{]1，45%

U3=[JB（{]1，55%

U4=[JB（{]1，URB>65%0，其他[JB）]。

I1=[JB（{]1，INC≤500，其他[JB）];

I2=[JB（{]1，50

I3=[JB（{]1，100

I4=[JB（{]1，INC>1500，其他[JB）]。

2.2.2控制變量

第一，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)（STR）。本研究使用農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來反襯經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，選取第一產(chǎn)業(yè)所占比重來反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。第二，對(duì)外開放度（OPE）。反映其產(chǎn)能輸出的動(dòng)力和該地區(qū)融資渠道和融資方式的發(fā)展情況，選取進(jìn)出口貿(mào)易總額占GDP的比重來反映。第三，經(jīng)濟(jì)規(guī)模。使用地區(qū)人均生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)（lnGDP）來反映地區(qū)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)。

2.3區(qū)域農(nóng)村金融發(fā)展指標(biāo)選取（被解釋變量）

現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于金融發(fā)展水平的評(píng)價(jià)指標(biāo)主要圍繞農(nóng)村金融發(fā)展、生態(tài)環(huán)境度量。解運(yùn)亮等從規(guī)模、結(jié)構(gòu)、效率3個(gè)方面對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差異進(jìn)行系統(tǒng)分析[20]。本研究基于現(xiàn)有數(shù)據(jù)的可獲得性，通過農(nóng)村金融組織機(jī)構(gòu)發(fā)展和市場(chǎng)環(huán)境發(fā)展2個(gè)因子來構(gòu)建區(qū)域農(nóng)村金融發(fā)展指標(biāo)（INV），分別從規(guī)模和效率2個(gè)角度選取6個(gè)指標(biāo)來分析農(nóng)村金融發(fā)展水平（表1）。

本研究樣本幾乎包括全國(guó)所有?。ㄊ?、區(qū)），樣本個(gè)體不隨時(shí)間變化而變化，所以認(rèn)為固定效應(yīng)模型更合適。采用F檢驗(yàn)混合模型與個(gè)體固定效應(yīng)模型，拒絕原假設(shè)（混合模型），選擇個(gè)體固定效應(yīng)模型，再建立個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Husman檢驗(yàn)，橫截面隨機(jī)（cross-sectionrandom）的P值為0.0000，拒絕原假設(shè)（個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型），選擇個(gè)體固定效應(yīng)模型。為了有效控制模型中存在的異方差問題，本研究采取橫截面加權(quán)（cross-sectionweights）方法。

3實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與分析

3.1區(qū)域農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)果分析

對(duì)表1中衡量區(qū)域農(nóng)村金融發(fā)展的指標(biāo)進(jìn)行主成分分析得到綜合得分（表2）。由表2可知，我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展在區(qū)域表現(xiàn)上存在明顯的差異性。浙江、江蘇、山東等省農(nóng)村金融發(fā)展綜合得分基本名列前位，其中浙江省位居第一。江蘇、山東、廣東等省情況與浙江省類似，而四川省、河南省農(nóng)村金融發(fā)展綜合得分高于平均水平，作為農(nóng)業(yè)大省，其農(nóng)村金融發(fā)展主要以政府推動(dòng)為導(dǎo)向。

3.2區(qū)域農(nóng)村金融發(fā)展差異的影響因素分析

由表3可知，在我國(guó)當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下，政府推動(dòng)程度與農(nóng)村金融發(fā)展在1%水平上顯著正相關(guān)，表明地方政府在進(jìn)行農(nóng)村扶持時(shí)財(cái)政支出越高的地區(qū)，越能激勵(lì)當(dāng)?shù)剞r(nóng)村金融特色化發(fā)展。加入城鎮(zhèn)化交互項(xiàng)后，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，EXP的系數(shù)仍然在1%水平上顯著為正，略有下降。隨著城鎮(zhèn)化率水平的提高，政府推動(dòng)對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展的正向作用不斷增強(qiáng)，當(dāng)城鎮(zhèn)化率超過65%后，這種作用力開始減弱，并呈現(xiàn)-0.136的反向抑制作用?？疾觳煌擎?zhèn)化率和人均收入水平下政府推動(dòng)對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展的影響，發(fā)現(xiàn)EXP的回歸系數(shù)仍然在1%水平上顯著為正，略有上升。在U1、U2、U3、U4不同城鎮(zhèn)化水平下，EXP的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著，且隨著城鎮(zhèn)化率提高，對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展的作用明顯增強(qiáng)，超過65%，反向抑制作用也更大，即農(nóng)村居民人均可支配收入對(duì)這種作用具有擴(kuò)大效應(yīng)（表4）。綜合考慮結(jié)果可知，發(fā)展水平隨著城鎮(zhèn)化和人均收入增高而增高，當(dāng)處于超高狀態(tài)時(shí)，作用力明顯減弱并反向發(fā)展。政府推動(dòng)在農(nóng)村城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)發(fā)展初中期對(duì)金融發(fā)展有效，而在成熟期無效甚至出現(xiàn)抑制。在城鎮(zhèn)化率和人均收入較低的地區(qū)，農(nóng)村金融市場(chǎng)環(huán)境較薄弱，貧困型農(nóng)戶難以提供有效的抵押品和擔(dān)保品，所以正規(guī)金融機(jī)構(gòu)較少為農(nóng)戶提供有效的資金需求。依靠政府隱性擔(dān)保下的機(jī)構(gòu)信用擴(kuò)張能夠滿足這種需求，明顯促進(jìn)農(nóng)業(yè)資本積累和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。在城鎮(zhèn)化率和人均收入較高的地區(qū)，政府推動(dòng)產(chǎn)生的道德風(fēng)險(xiǎn)凸顯，金融機(jī)構(gòu)不良貸款率的提高和農(nóng)村資金用于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的特征不斷凸顯，大量資金外流，金融市場(chǎng)發(fā)展動(dòng)力不足，政府推動(dòng)效果不佳。

引入金融市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)指標(biāo)COM，考察其在不同城鎮(zhèn)化和人均收入水平下對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展的影響。檢驗(yàn)結(jié)果（表3）顯示，COM在1%的水平上顯著為負(fù)，即現(xiàn)有的金融市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)農(nóng)村發(fā)展有顯著的負(fù)作用。在城鎮(zhèn)化率低于65%時(shí)，COM回歸系數(shù)均不顯著，當(dāng)城鎮(zhèn)化率超過65%時(shí)，COM回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，影響力為7.090，說明僅在高城鎮(zhèn)化率地區(qū)，農(nóng)村市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)金融發(fā)展具有顯著的正向促進(jìn)作用。而人均收入對(duì)這種影響力同樣具有擴(kuò)大效應(yīng)，但僅在較低收入水平下顯著。綜合考慮可知，在城鎮(zhèn)化和人均收入均處于超低狀態(tài)時(shí)，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展的作用為-0.031，隨著兩者提高，處于較低狀態(tài)時(shí)作用力為-0.014;處于較高狀態(tài)時(shí)，作用力反向提高至0.006;當(dāng)處于超高狀態(tài)時(shí)，作用力明顯提高并反向至7.090（表5）。

總體來說，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)僅在農(nóng)村城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)發(fā)展成熟期對(duì)金融發(fā)展顯著有效，而在初期、中期無明顯作用。在城鎮(zhèn)化率和人均收入較低的地區(qū)，農(nóng)村的資金借貸往往存在需求量小、風(fēng)險(xiǎn)高以及逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)等問題，現(xiàn)有的新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)進(jìn)入能夠?qū)σ延薪鹑跈C(jī)構(gòu)增加貸款起到激勵(lì)作用。逐利性金融機(jī)構(gòu)引導(dǎo)資金要素向城市轉(zhuǎn)移，而農(nóng)戶存款不能有效轉(zhuǎn)化為農(nóng)戶貸款，容易產(chǎn)生農(nóng)村金融排斥。這種市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)也是低效率的，僅僅將資金向高收益項(xiàng)目轉(zhuǎn)移，而沒有在此基礎(chǔ)上進(jìn)行發(fā)展。在城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)發(fā)展成熟的地區(qū)，市場(chǎng)型農(nóng)戶雖然已有一部分的資金供給，但仍然具有較強(qiáng)的資金需求。這類貸款主要是為了擴(kuò)大生產(chǎn)，通常具有額度大、時(shí)間長(zhǎng)、風(fēng)險(xiǎn)低的特點(diǎn)，這也激勵(lì)當(dāng)?shù)亟鹑跈C(jī)構(gòu)從賣方視角向買方視角轉(zhuǎn)變，不再僅僅集中于中小企業(yè)融資。通過結(jié)合地方特色化產(chǎn)業(yè)，發(fā)展抵押貸款新模式，為農(nóng)戶拓寬融資渠道。

綜合來看，在城鎮(zhèn)化率和人均收入較低的地區(qū)，通過政府推動(dòng)方式推動(dòng)金融發(fā)展效果更顯著，

而在城鎮(zhèn)化和人均收入水平超高的地區(qū)（URB>65%，INC>150），通過市場(chǎng)自發(fā)性的金融需求和供給競(jìng)爭(zhēng)推動(dòng)金融發(fā)展效果更明顯。在現(xiàn)實(shí)中2種推動(dòng)方式往往同時(shí)存在，不同環(huán)境中的不同推動(dòng)方式效果顯著不同。

由表3可知，政府推動(dòng)的3種模型中l(wèi)nGDP的回歸系數(shù)在1%水平上均顯著為負(fù)，說明代表地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展平均水平的GDP對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展沒有明顯的促進(jìn)作用，反而起到抑制作用。這是因?yàn)閰^(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展未必以“涓滴效應(yīng)”惠及農(nóng)村金融，反而加速形成了當(dāng)前的二元結(jié)構(gòu)。在政府推動(dòng)方式下，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的地區(qū)，政府推動(dòng)過程中由于資源分配不均，城鄉(xiāng)差距較大，農(nóng)村金融發(fā)展相對(duì)落后，資金向城市大量聚集，農(nóng)村金融發(fā)展能力越低。而在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)模型中系數(shù)都不顯著，說明在以市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)為主的地區(qū)，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展的直接作用并不明顯，由上述結(jié)論可以知道，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)往往在城鎮(zhèn)化和人均收入水平較高的地區(qū)有效，所以在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)推動(dòng)的方式下，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平系數(shù)不顯著的可能原因是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平到達(dá)有效閾值后，其對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展的直接作用不顯著;STR的回歸系數(shù)在政府推動(dòng)模型中于1%、10%水平上分別顯著且為負(fù)，在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)模型中于1%的水平上顯著為負(fù)，說明無論是在政府推動(dòng)的方式中還是在市場(chǎng)推動(dòng)的方式中，農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)占比對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展起到一定的抑制作用，原因在于大部分農(nóng)村地區(qū)處于傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變的進(jìn)程中，尚未形成農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化，未能與金融發(fā)展形成較好的融合;對(duì)外開放度OPE在政府推動(dòng)和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)模型中均未通過檢驗(yàn)，可能是由于貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變化才是真正影響金融業(yè)的真實(shí)變量。

3.3顯著性檢驗(yàn)和穩(wěn)健性檢驗(yàn)

模型均通過了F值檢驗(yàn)和Husman檢驗(yàn)，各模型調(diào)整的R2均在80%以上，F(xiàn)值也都顯著，說明選擇的各變量較好地解釋了金融發(fā)展能力。

在對(duì)政府推動(dòng)與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展的穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，從數(shù)據(jù)出發(fā)，將樣本分別依據(jù)我國(guó)各?。ㄊ小^(qū)）的城鎮(zhèn)化率和人均收入水平組合的高低進(jìn)行分組，分組依據(jù)為圖3、圖4中的拐點(diǎn)，將分組數(shù)據(jù)分別根據(jù)模型（5）和模型（6）進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果顯示，在模型（5）中當(dāng)組合只有為U4I4時(shí)系數(shù)為負(fù)，而在模型（6）中當(dāng)組合僅為U4I4時(shí)系數(shù)為正。穩(wěn)健性結(jié)果通過顯著性檢驗(yàn)，所以穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果支持上述分析結(jié)果。

4結(jié)論與建議

本研究基于2008—2015年我國(guó)30個(gè)?。ㄊ小^(qū)）（西藏自治區(qū)除外）的面板數(shù)據(jù)考察各省份地方政府推動(dòng)和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)分別在不同城鎮(zhèn)化和人均收入水平下對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展的影響，在城鎮(zhèn)化和人均收入水平處于超低、較低、較高水平的地區(qū)，政府推動(dòng)效果更佳。尤其是在超低區(qū)域，市場(chǎng)失靈效應(yīng)十分明顯。然而，在城鎮(zhèn)化率和人均收入水平都處于超高水平的地區(qū)，市場(chǎng)化競(jìng)爭(zhēng)對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展的促進(jìn)作用更顯著。綜上，本研究對(duì)處于不同經(jīng)濟(jì)環(huán)境因素下的農(nóng)村金融發(fā)展模式提出以下建議。

第一，對(duì)于城鎮(zhèn)化程度和人均收入水平較高的農(nóng)村地區(qū)，農(nóng)村金融發(fā)展模式更要注重從外生性向內(nèi)生性轉(zhuǎn)變，政府要充分利用市場(chǎng)誘致性變遷的力量，實(shí)現(xiàn)政策驅(qū)動(dòng)內(nèi)生化，有所為，有所不為。在監(jiān)管政策上，完善地方政府行政權(quán)力監(jiān)督體制，加強(qiáng)行政權(quán)力透明度建立健康的農(nóng)村金融環(huán)境;在政策扶持上，首先要減少直接推動(dòng)的優(yōu)惠政策，激發(fā)小微企業(yè)的內(nèi)生動(dòng)力，并將金融支持重點(diǎn)投向市場(chǎng)型農(nóng)戶、鄉(xiāng)鎮(zhèn)城鎮(zhèn)化等領(lǐng)域，提高自身的增長(zhǎng)能力。

第二，對(duì)于城鎮(zhèn)化率和人均收入水平較低的農(nóng)村地區(qū)，政府推動(dòng)大有可為，所以農(nóng)村金融發(fā)展模式首先應(yīng)該以政府推動(dòng)為主。首先，由于在這些地區(qū)農(nóng)戶對(duì)于金融服務(wù)的可獲得性較低，政府應(yīng)注重完善支付體系和信用體系建設(shè)。其次，建立完善的農(nóng)村金融保險(xiǎn)制度降低農(nóng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。最后，再具體針對(duì)不同地區(qū)，結(jié)合當(dāng)?shù)貙?shí)際情況及農(nóng)業(yè)特色制定出適合當(dāng)?shù)氐陌l(fā)展戰(zhàn)略。

總之，不同地區(qū)的農(nóng)村金融發(fā)展水平差異是經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異的現(xiàn)實(shí)結(jié)果，我國(guó)金融發(fā)展必須正視此差異的存在性。我國(guó)大部分農(nóng)村區(qū)域城鎮(zhèn)化率不高，當(dāng)前平均城鎮(zhèn)化率僅為57.83%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國(guó)家80%的水平，所以在政策制定過程中，要結(jié)合我國(guó)農(nóng)村地區(qū)現(xiàn)實(shí)情況實(shí)施適合當(dāng)?shù)亟鹑诎l(fā)展的決策。由于數(shù)據(jù)的可獲得性，在選取衡量區(qū)域農(nóng)村金融發(fā)展、政府推動(dòng)和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的指標(biāo)時(shí)受到一定限制，須要完善衡量指標(biāo)體系，這是下一步研究的方向。

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