中國農村金融發展的區域差異與影響因素分析

摘要：運用基尼系數、對數離差均值和泰爾指數對中國農村金融發展的區域差異進行測度。結果表明，我國農村金融發展的區域差異主要表現為省際差異，尤其是東部地區的省際差異，但三大區域間的差距正在呈現快速上升態勢。然后利用基于回歸方程的不平等分解法對影響農村金融發展區域差異的因素進行分解，結果表明，各地區城市化水平是形成農村金融發展區域差異的最主要原因；城市化、農村經濟效率、法律環境和信用擴大了農村金融發展的區域差異，省際個體效應、農村經濟規模縮小了農村金融發展的區域差異。

關鍵詞：農村金融發展；區域差異；不平等指數；影響因素；差異分解

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

收稿日期：2014-03-12

基金項目：廣東省哲學社會科學“十二五”規劃（編號：GD13CYJ13、GD12XYJ04）；廣東海洋大學校級引導項目。

作者簡介：孟兆娟（1978—），女，遼寧朝陽人，博士，講師，主要從事金融發展理論研究。E-mail：mzj0218@163.com。改革開放以來，我國農村金融資產迅速膨脹，1978年農村存款只有320.4億元人民幣，至2010年以名義價格計算的農村存款總額已達到76 324.01億元人民幣，短短30多年的時間擴張了238倍；但我國農村金融發展水平在不同地區間是不平衡的。農村金融發展區域失衡將加劇農村經濟發展區域失衡，采用現代統計指標體系精確度量農村金融發展的區域差異，分析導致區域差異形成的原因，具有重要的現實意義。

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

1農村金融發展的區域差異測度

1.1農村金融發展區域差異的不平等指數及分解

測度農村金融發展的區域差異，必須選擇合適的指標度量農村金融發展水平。Goldsmith提出用一國金融資產總額與實物形式的國民財富市場總值之比，即金融相關率（FIR）度量金融發展水平[5]。McKinnon提出衡量一國金融發展的貨幣化比率指標：M2/GDP，簡稱為麥氏指標[6]。與戈氏指標相比，麥氏指標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，而戈氏指標對整體金融發展規模的度量更為全面。鑒于非貨幣金融工具在現實生活中日益重要，僅僅考慮麥氏指標難免片面。除了上述2個指標外，還有學者提出用非貨幣金融深度指標、PRIVATE和PRIVY等指標度量金融發展；但在實證研究中，囿于數據的可得性，用戈式指標和麥式指標度量金融發展水平最為普遍。

借鑒已有成果并考慮數據的可得性，用農村金融相關率衡量農村金融發展水平，農村金融相關率以農村地區貸款余額與該地區GDP的比值代表。雖然農村金融相關率的完整表達式應是農村金融資產總額與農村GDP之比，農村金融資產總額應包括農村現金流通量、農村存貸款余額、農業股票市值及農業保險保費收入；但因農村現金流通量、農業股票市值及農業保險保費的省際數據難以全部獲得，且相對于農村存貸款總額而言，農村貸款的可獲性及其相對規模對促進農村經濟發展更有意義。本研究采用農村地區貸款余額與該地區GDP的比值衡量農村金融發展水平。

借鑒李敬等的方法，使用基尼系數、對數離差均值和泰爾指數測算農村金融發展的區域差異[7]。指數值越小，表明農村金融發展的區域差距越小。選用這3個不平等指標的原因主要有2點：（1）在一般條件下它們之間不存在單調變換關系，可以用來相互檢驗測度結果的穩健性；（2）它們滿足絕大部分不平等測度公理，尤其是庇古·道爾頓轉移公理[8]。

2.2農村金融發展區域差異的測度

東中西三大區域的劃分采用國家統計局的標準，樣本區間為2006—2010年，各省（市、區）農村金融發展水平根據銀監會網站農村金融服務圖集的相關數據計算而來。農村金融發展不平等指數計算結果如表1所示。從農村金融發展的省際差異看，3種指數顯示出來的變動趨勢相似，農村金融發展的省際差異呈先縮小后擴大的趨勢。自2008年以來，農村金融發展的區域差距逐漸加劇。

進一步利用泰爾指數的可分解特性，將全國總體的農村金融發展區域差異按照三大區域進行分解，分解結果如表2所示。從表2可知，農村金融發展的三大區域間差距相對較小，三大區域內差異相對較大，三大區域內差異能解釋農村金融發展區域差異的80%以上。從2006年以來的動態變化看，

我國各地區農村金融發展的不平等指數

年份基尼系數對數離差均值泰爾指數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：根據銀監會網站農村金融服務圖集中的相關數據計算。

三大區域間差距呈逐年上升趨勢，三大區域內差距呈逐年下降趨勢，三大區域內差距對總體區域差異的貢獻度已經從2006年的96.79%下降至2010年的81.47%。

中國農村金融泰爾指數的分解結果

年份區域間差距區域內差距區域內差距的

貢獻（%）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：根據銀監會網站農村金融服務圖集中的相關數據計算。

進一步計算出三大區域內部的省際差異（圖1）。從圖1可知，東部農村金融發展的省際差異最大，除2007年外，東部的省際差異顯著大于中、西部地區。中部農村金融發展省際差異最小且基本處于穩定狀態。西部農村金融發展省際差異介于東部和中部之間。分析表明，我國農村金融發展的區域差異主要表現為省際差異，尤其是東部地區的省際差異，但三大區域間的差距正在呈現快速上升態勢。

2農村金融發展區域差異的影響因素及分解

關注農村金融發展的區域差異，還需要深入分析區域差異的影響因素，才能有針對性采取措施防止區域差距擴大。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影響因素的貢獻[4]。本研究采用這種方法分析農村金融發展區域差異的影響因素及其貢獻。

2.1農村金融發展的影響因素

2.1.1農村經濟基礎對農村金融發展的影響金融上層建筑是經濟發展到一定階段的產物，因為金融歸根結底是為經濟發展服務的。農村經濟基礎對農村金融發展的作用體現在兩方面：（1）支付創立農村金融體系所需要的大量固定成本，使農村金融發展成為可能。Greenwood 等認為只有經濟發展達到“門檻水平”時，建立復雜的金融中介體系才有凈收益[9]。從金融服務和金融產品的供給來看，只有當個人收入達到“門檻水平”時，經濟個體才有機會進入金融市場；復雜的金融服務和金融產品只有在個人收入普遍提高時才會擁有潛在的需求。所以金融機構和金融產品不會憑空出現，只有經濟社會和個人能夠支付得起高昂的構建成本和使用成本時，才有產生的可能和生存空間。越復雜的金融機構、金融產品，對經濟社會和個人的“門檻財富”要求越高。（2）伴隨經濟發展，將逐漸產生對各種金融機構和金融產品的需求，經濟發展使金融發展成為必要。調劑資金余缺的需求，催生了最初的金融中介機構。經濟發展帶來的社會化大生產，要求在更大范圍內籌集資金、分散風險，因而股票、債券等金融市場相繼出現。金融機構規避風險的需求，使衍生金融產品得以產生。

2.1.2法律因素對農村金融發展的影響法律對金融發展具有重要作用。在促進金融發展方面，執法效率比法律條文更為重要[10]。良好的法律環境可以為私有產權提供有效保護、增強消費者參與金融市場的信心，因而能夠促進金融規模擴大、金融效率提高[11]。隨著市場化進程逐漸推進，法律因素對金融發展的影響將越來越重要。

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

2.1.4社會因素對農村金融發展的影響蔣水冰將影響金融發展的社會因素分為信用及城市化水平2個方面[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險，能夠提高金融市場的參與率，有利于增加金融規模、提高金融效率。城市化水平提高對金融發展也有影響，城市化所帶來的人口聚集、企業聚集、資本聚集要求金融業提供更大規模、更為復雜的金融服務，如對金融產品需求的擴大、風險的規避等，從而促進了金融的創新與發展[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，首先需要估計農村金融發展的回歸方程。設農村金融發展的回歸方程為：

Y=α^+β^1X1+β^2X2+…+βkXk^+ε^。（1）

式中：α^和ε^分別代表常數項和殘差項，β^j是回歸系數，Xj是影響農村金融發展的變量，包括經濟、政治、法律和社會等4個方面的變量。Fields證明在Shorrocks提出的6個假設條件滿足的情況下[16]，變量xj對農村金融發展區域差異的影響（相對貢獻率）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代表協方差，Corr為相關系數，σ2和σ為方差和標準差。如果某個因素由多個變量表示，則該因素對農村金融發展區域差距的貢獻等于各變量貢獻的加總。如果Sj>0，說明這種因素起著擴大農村金融發展區域差距的作用；如果Sj<0，說明Xj這種因素起著縮小農村金融發展區域差距的作用；如果Sj=0，說明Xj這種因素對農村金融發展的區域差距沒有影響。

2.2.1農村金融發展回歸方程的得出分析影響農村金融發展區域差異的因素，必須綜合考慮上述各種因素。農村經濟發展不僅包括農村經濟增長，也包括農村經濟效率提高。為檢驗農村經濟發展對農村金融發展的影響，選取農村經濟規模和農村經濟效率2個變量進行分析。以農村人均GDP代表農村經濟規模，農村人均GDP等于農林牧漁業總產值與農村人口比值；選取第一產業勞動生產率代表農村經濟效率，第一產業勞動生產率等于第一產業增加值與第一產業就業人口之比。為檢驗法律因素對農村金融發展的影響，采用萬人擁有律師數衡量各地區法律環境。一個地區律師從業人數占比越高，說明該地區對私有產權的保護力量越強，也說明該地區對于專業法律人士的需求越高，表明該地區整體的法律環境可能更為完善。從政府干預和利益集團2個角度檢驗政治因素對農村金融發展的影響。用財政支出與GDP的比值代表政府干預經濟社會生活的程度；用農村信用社（包括農村信用社、農村商業銀行和農村合作銀行）在農業貸款和農戶貸款中的份額代表農村金融市場中的利益集團力量。從信用和城市化2個方面檢驗社會因素對農村金融發展的影響。以農村貸款中不良貸款比率代表農村金融市場中的信用水平；以城市人口在總人口中所占比重代表城市化水平。

根據數據的可得性，采用26個省區2006—2010年數據。東部包括北京、天津、遼寧、上海、浙江、江蘇、福建、廣東、山東9個省區，中部包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個省區，西部包括四川、貴州、云南、陜西、青海、寧夏、新疆、西藏、重慶9個省區。相關數據全部來自于銀監會網站農村金融服務圖集、歷年中國統計年鑒、各省區統計年鑒及中國律師年鑒。因變量是農村金融發展水平（njsh），自變量包括農村經濟規模（jjgm）、農村經濟效率（jjxl）、法律環境（fl）、政府干預（zz）、利益集團（lyjt）、信用（xy）和城市化（csh）7個變量。各變量的描述性統計結果如表3所示。表3各變量的描述性統計

變量均值方差最小值最大值農村經濟規模（元/人）7 933.093 03 505.493 01 898.423 018 734.090 0農村經濟效率（元/人）12 176.210 05 729.866 02 339.620 031 446.280 0法律環境（人/萬人）6.490 515.822 80.055 883.225 7政府干預0.217 90.163 80.08301.085 9利益集團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：根據銀監會網站農村金融服務圖集、相關年份中國統計年鑒、各省（市、區）統計年鑒及中國律師年鑒的相關數據計算得到。

對于面板數據模型，首先必須判斷該模型應該采用固定效應模型還是隨機效應模型。利用Hausman檢驗，計算出 χ2（5）=17.44，伴隨概率為0.014 8，說明應該采用固定效應模型。固定效應模型的回歸結果如表4所示。

固定效應模型的回歸結果

變量系數P值t統計量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調整后的R20.556 0F統計量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，只有政府干預和利益集團不是影響農村金融發展的顯著性變量，刪除這2個變量后，重新進行回歸，發現調整后的R2和F統計量都有所提高，說明政府干預和利益集團這2個變量確實對農村金融發展沒有顯著影響。修正后的回歸結果如表5所示。從表5估計結果看，農村經濟規模差異極顯著，樣本期內農村經濟規模對農村金融發展的提高具有負向作用。農村經濟效率差異顯著，樣本期內農村經濟效率的提高能夠促使農村金融發展水平提高。法律環境因素差異極顯著，樣本期內法律環境的改善能夠提高農村金融發展水平，與理論預期的結果一致。信用也是影響農村金融發展的顯著性因素，在5%的統計水平下顯著。信用變量的系數為負，說明不良貸款比重越高的地區，貸款在農村經濟總量中的相對規模越小，與理論分析的邏輯一致。城市化水平對農村金融發展的影響也符合理論預期，樣本期內城市化水平的提高能顯著提高農村金融發展程度，該變量在1%水平顯著。

在固定效應模型中，共同截距對農村金融發展的區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體效應，這種個體效應不隨時間改變，因而可用回歸得到的26個省（市、區）的截面虛擬變量（表6）構造一個新的變量id，id代表省際個體效

固定效應模型的修正結果

變量系數P值t統計量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

地區回歸系數地區回歸系數北京-191.079 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調整后的R20.562 8F統計量4.82樣本量130

應的影響，其系數為1[7]。經過上述處理，最終得出用于農村金融發展區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影響因素的分解結果利用公式（3）對農村金融發展的區域差異進行分解，分解結果如表7所示。從表7可知，城市化是影響農村金融發展區域差異的最顯著因素，貢獻率是51.29%。說明省際的城市化差異是導致農村金融發展區域差異擴大的因素。法律環境是擴大農村金融發展區域差異的第二大影響因素，對農村金融發展區域差異的貢獻度是34.64%。省際個體效應是影響農村金融發展區域差異的第三大因素，對農村金融發展區域差異的貢獻度是-29%，從貢獻率的符號可知省際個體效應的差異是縮小農村金融發展區域差異的因素。信用是影響農村金融發展區域差異的第四大因素，對農村金融發展的區域差異貢獻度是11.04%。從貢獻度符號可知，信用的省際差異是擴大農村金融發展區域差異的因素。農村經濟規模是影響農村金融發展區域差異的第五大因素，貢獻度是-11.1%，貢獻度符號為負，說明農村經濟規模的省際差異縮小了農村金融發展的區域差異。農村經濟效率是影響農村金融發展區域差異的第六大因素，貢獻度是9.59%，從貢獻度符號可知，農村經濟效率的省際差異是擴大農村金融發展區域差異的因素。殘差的貢獻度是3355%，說明模型不能解釋的區域差異是33.55%。模型能夠解釋的區域差異占66.45%，說明模型設定是比較有效。

3結論及建議

本研究采用3種不平等指數和基于回歸方程的分解方

影響因素的分解結果

影響因素idjjgmjjxlxycshfl殘差項貢獻率（%）-29-11.19.5911.0451.2934.6433.55

法，對農村金融發展的區域差異及影響因素進行研究。通過分析形成如下主要結論：

3.1農村金融發展的區域差異

主要表現為省際行政區域間的差異，三大經濟區域間的差異較小，但三大區域間的差距正在呈現快速上升態勢。實現農村金融區域協調發展，僅僅關注三大區域間的差異是不夠的。現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惠政策向中西部傾斜，以此促進農村金融區域協調發展。本研究表明，縮小農村金融發展的區域差異，應該更加關注省際間的差異，因其貢獻了農村金融發展區域差異的絕大部分。

3.2城市化是制約農村金融區域協調發展的最主要因素

根據《2010年中國城市化率調查報告》，2010年中國城市化率達到34.17%（按非農人口占全國總人口數計算），但在全國31個省（市、區）中位列前3位的上海、北京、天津的城市化率分別高達88.86%、78.71%和61.11%，這凸顯出城市化的省際差異十分嚴重。切實有效提升經濟社會發展落后省份的城市化水平，有助于提高這些地區的農村金融發展水平，縮小農村金融發展區域差異。但這絕不等同于急功近利地盲目提高落后地區的城市化水平，而應該是一項兼顧經濟社會發展現實和經濟發展規律的系統工程。

3.3法律環境因素是導致農村金融發展區域失衡的第二大因素

為縮小農村金融發展區域差異，應注重提高落后省份法治水平并改善執法環境。提高落后省份的執法效率和質量、加強農村金融監管并增強投資者保護力度，將有助于提高落后省區的農村金融發展水平，實現農村金融區域協調發展。

3.4解決農村金融發展區域失衡問題，還應關注省際個體效應

盡管落后地區在地理環境及資源稟賦方面先天不足，但可通過改善這些省區的基礎設施及提高巿場化進程等措施，用后天努力來彌補先天不足。

3.5高度重視信用等非正式機制對縮小農村金融發展區域失衡的作用

守信觀念差的地區，必將遭致農村金融機構的“用腳投票”，加劇農村金融資源外流。為緩解農村金融發展區域失衡，就需要逐步提高農村金融發展落后省區居民的誠實守信意識。如何有效構建激勵相容的信用獎懲制度是關鍵所在。還應注重完善相關法律法規、構建信貸擔保機制及保險制度，尤其應不斷發展并完善農業保險制度。

3.6農村經濟發展差異也是制約農村金融區域協調發展的重要因素

縮小農村金融發展區域差異，不應僅僅關注農村經濟量的發展，更應關注質的提高。穩步提高經濟落后地區的勞動生產率水平，能有效遏制農村金融資源外流，提高農村金融發展水平，對農村金融發展區域失衡也將起到一定的糾偏作用。

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3結論及建議

本研究采用3種不平等指數和基于回歸方程的分解方

影響因素的分解結果

影響因素idjjgmjjxlxycshfl殘差項貢獻率（%）-29-11.19.5911.0451.2934.6433.55

法，對農村金融發展的區域差異及影響因素進行研究。通過分析形成如下主要結論：

3.1農村金融發展的區域差異

主要表現為省際行政區域間的差異，三大經濟區域間的差異較小，但三大區域間的差距正在呈現快速上升態勢。實現農村金融區域協調發展，僅僅關注三大區域間的差異是不夠的。現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惠政策向中西部傾斜，以此促進農村金融區域協調發展。本研究表明，縮小農村金融發展的區域差異，應該更加關注省際間的差異，因其貢獻了農村金融發展區域差異的絕大部分。

3.2城市化是制約農村金融區域協調發展的最主要因素

根據《2010年中國城市化率調查報告》，2010年中國城市化率達到34.17%（按非農人口占全國總人口數計算），但在全國31個省（市、區）中位列前3位的上海、北京、天津的城市化率分別高達88.86%、78.71%和61.11%，這凸顯出城市化的省際差異十分嚴重。切實有效提升經濟社會發展落后省份的城市化水平，有助于提高這些地區的農村金融發展水平，縮小農村金融發展區域差異。但這絕不等同于急功近利地盲目提高落后地區的城市化水平，而應該是一項兼顧經濟社會發展現實和經濟發展規律的系統工程。

3.3法律環境因素是導致農村金融發展區域失衡的第二大因素

為縮小農村金融發展區域差異，應注重提高落后省份法治水平并改善執法環境。提高落后省份的執法效率和質量、加強農村金融監管并增強投資者保護力度，將有助于提高落后省區的農村金融發展水平，實現農村金融區域協調發展。

3.4解決農村金融發展區域失衡問題，還應關注省際個體效應

盡管落后地區在地理環境及資源稟賦方面先天不足，但可通過改善這些省區的基礎設施及提高巿場化進程等措施，用后天努力來彌補先天不足。

3.5高度重視信用等非正式機制對縮小農村金融發展區域失衡的作用

守信觀念差的地區，必將遭致農村金融機構的“用腳投票”，加劇農村金融資源外流。為緩解農村金融發展區域失衡，就需要逐步提高農村金融發展落后省區居民的誠實守信意識。如何有效構建激勵相容的信用獎懲制度是關鍵所在。還應注重完善相關法律法規、構建信貸擔保機制及保險制度，尤其應不斷發展并完善農業保險制度。

3.6農村經濟發展差異也是制約農村金融區域協調發展的重要因素

縮小農村金融發展區域差異，不應僅僅關注農村經濟量的發展，更應關注質的提高。穩步提高經濟落后地區的勞動生產率水平，能有效遏制農村金融資源外流，提高農村金融發展水平，對農村金融發展區域失衡也將起到一定的糾偏作用。

參考文獻：

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[13]江春，許立成. 金融發展的政治經濟學[J]. 財經問題研究，2007（8）：43-47.

[14]蔣水冰. 我國金融發展的影響因素研究[D]. 上海：復旦大學，2010：57-58.

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

3結論及建議

本研究采用3種不平等指數和基于回歸方程的分解方

影響因素的分解結果

影響因素idjjgmjjxlxycshfl殘差項貢獻率（%）-29-11.19.5911.0451.2934.6433.55

法，對農村金融發展的區域差異及影響因素進行研究。通過分析形成如下主要結論：

3.1農村金融發展的區域差異

主要表現為省際行政區域間的差異，三大經濟區域間的差異較小，但三大區域間的差距正在呈現快速上升態勢。實現農村金融區域協調發展，僅僅關注三大區域間的差異是不夠的。現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惠政策向中西部傾斜，以此促進農村金融區域協調發展。本研究表明，縮小農村金融發展的區域差異，應該更加關注省際間的差異，因其貢獻了農村金融發展區域差異的絕大部分。

3.2城市化是制約農村金融區域協調發展的最主要因素

根據《2010年中國城市化率調查報告》，2010年中國城市化率達到34.17%（按非農人口占全國總人口數計算），但在全國31個省（市、區）中位列前3位的上海、北京、天津的城市化率分別高達88.86%、78.71%和61.11%，這凸顯出城市化的省際差異十分嚴重。切實有效提升經濟社會發展落后省份的城市化水平，有助于提高這些地區的農村金融發展水平，縮小農村金融發展區域差異。但這絕不等同于急功近利地盲目提高落后地區的城市化水平，而應該是一項兼顧經濟社會發展現實和經濟發展規律的系統工程。

3.3法律環境因素是導致農村金融發展區域失衡的第二大因素

為縮小農村金融發展區域差異，應注重提高落后省份法治水平并改善執法環境。提高落后省份的執法效率和質量、加強農村金融監管并增強投資者保護力度，將有助于提高落后省區的農村金融發展水平，實現農村金融區域協調發展。

3.4解決農村金融發展區域失衡問題，還應關注省際個體效應

盡管落后地區在地理環境及資源稟賦方面先天不足，但可通過改善這些省區的基礎設施及提高巿場化進程等措施，用后天努力來彌補先天不足。

3.5高度重視信用等非正式機制對縮小農村金融發展區域失衡的作用

守信觀念差的地區，必將遭致農村金融機構的“用腳投票”，加劇農村金融資源外流。為緩解農村金融發展區域失衡，就需要逐步提高農村金融發展落后省區居民的誠實守信意識。如何有效構建激勵相容的信用獎懲制度是關鍵所在。還應注重完善相關法律法規、構建信貸擔保機制及保險制度，尤其應不斷發展并完善農業保險制度。

3.6農村經濟發展差異也是制約農村金融區域協調發展的重要因素

縮小農村金融發展區域差異，不應僅僅關注農村經濟量的發展，更應關注質的提高。穩步提高經濟落后地區的勞動生產率水平，能有效遏制農村金融資源外流，提高農村金融發展水平，對農村金融發展區域失衡也將起到一定的糾偏作用。

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