葉 凡，鄒東濤，苑西恒

(1.中央財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，北京100081;2.國務(wù)院發(fā)展研究中心信息網(wǎng)，北京100010;3.中央財經(jīng)大學(xué) 中國發(fā)展和改革研究院，北京100081)

一、引 言

改革開放以來，我國經(jīng)濟快速增長，人均收入水平大幅攀升，收入結(jié)構(gòu)也發(fā)生了較大變化，財產(chǎn)凈收入增速加快，在總收入中的比重進一步提升，但城鄉(xiāng)收入差距問題也逐漸凸顯。數(shù)據(jù)顯示:1978年城鄉(xiāng)居民人均收入比為2.57，2014年上升至3.03，并且1999年后，有階段性加速趨勢。相關(guān)研究顯示:2000年以來，我國城鄉(xiāng)之間的基尼系數(shù)對全國基尼系數(shù)的貢獻率持續(xù)高于57%，部分年份超過60%[1-2]。探求造成城鄉(xiāng)收入差距的原因，提出縮小城鄉(xiāng)收入差距的有效措施，具有重要的現(xiàn)實意義。

20世紀70年代開始，經(jīng)濟活動中使用金融工具的比重不斷增加，90年代后經(jīng)濟金融化伴隨著全球化進入了快速發(fā)展時期。學(xué)術(shù)界對經(jīng)濟金融化與收入差距之間關(guān)系的研究也隨之跟進。目前，研究結(jié)論主要分為三類:第一類，認為經(jīng)濟金融化與收入差距之間呈庫茲涅茨倒U型關(guān)系。Greenwood and Jovanovic[3]假定經(jīng)濟主體取得金融服務(wù)的成本是固定的，構(gòu)建金融發(fā)展與收入差距的實證分析模型，得出金融發(fā)展與收入差距之間存在庫茲涅茨倒U型關(guān)系;國內(nèi)學(xué)者劉敏樓使用2001年我國地區(qū)截面數(shù)據(jù)，萬文全使用1978-2003年時間序列數(shù)據(jù)，董曉琳等使用2010年我國31個省市的截面數(shù)據(jù)，通過實證分析也都驗證了這一觀點。第二類觀點認為，金融深化發(fā)展對富人有利，損害窮人利益，會導(dǎo)致收入差距擴大。Cagetti and De Nardi[4]認為由于企業(yè)信貸約束的存在，社會初始財富分配不合理影響了企業(yè)家的投資水平，金融發(fā)展更有利于初始財富水平高的人群，因此經(jīng)濟金融化會擴大收入差距。章奇等[5]利用1978-1998年我國省級面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)金融中介發(fā)展顯著拉大了城鄉(xiāng)收入差距，尤其在90年代表現(xiàn)突出。姚耀軍[6]采用 VAR模型，通過對1978-2002年數(shù)據(jù)進行分析，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展規(guī)模與城鄉(xiāng)收入差距正相關(guān)，且兩者具有雙向因果關(guān)系。余玲錚等[7]使用1996-2009年省級面板數(shù)據(jù)和門檻模型，劉玉光等[8]利用1978-2008年的分省面板數(shù)據(jù)，結(jié)果都顯示，在樣本期間內(nèi)金融發(fā)展顯著加劇了我國城鄉(xiāng)收入差距。第三類觀點認為，經(jīng)濟金融化能夠改善低收入人群狀況，為他們的儲蓄提供新的機會，因而有助于縮小收入差距。Galor and Zeira、Banerjee and Newman分別利用兩部門與三部門模型，Clark，Xu and Zou采用91個國家1960-1995年的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，都驗證了這一觀點。國內(nèi)學(xué)者陳志剛等[9]利用中國1990-2004年的省級面板數(shù)據(jù)，葉志強等[10]使用1978-2006年省級面板數(shù)據(jù)進行實證分析，都得出金融發(fā)展在其所研究的樣本區(qū)間內(nèi)有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距的結(jié)論。

區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡是我國現(xiàn)階段經(jīng)濟發(fā)展的重要特征之一，隨著研究的深入，國內(nèi)學(xué)者開始關(guān)注金融化對城鄉(xiāng)收入差距的區(qū)域差異化影響。許佩娟等[11]利用1978-2009年我國省級數(shù)據(jù)，分析我國東、中、西部地區(qū)的金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入之間的關(guān)系，結(jié)果顯示:東、西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距與地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模成正比，與地區(qū)金融發(fā)展效率成反比，中部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距與地區(qū)金融發(fā)展效率成正比，與地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模成反比;孟兆娟[12]利用我國2006-2010年省級面板數(shù)據(jù)進行實證研究，結(jié)果顯示:我國農(nóng)村金融發(fā)展有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距，東部地區(qū)這一效應(yīng)最為顯著，西部地區(qū)次之，中部地區(qū)不顯著。

以上研究成果表明:經(jīng)濟金融化對收入差距的影響是一個動態(tài)過程，不同學(xué)者對我國改革開放以來，不同時間序列的數(shù)據(jù)進行分析，得出了不同結(jié)論?，F(xiàn)階段，經(jīng)濟金融化對我國城鄉(xiāng)收入差距的整體影響如何，以融資為主的積累機制對區(qū)域城鄉(xiāng)收入差距的影響是否出現(xiàn)了新的動態(tài)變化?如何因地制宜地調(diào)整區(qū)域金融政策，提高投資乘數(shù)效應(yīng)，縮小城鄉(xiāng)收入差距?以下研究將圍繞上述問題展開。

二、模型設(shè)定與指標選取

(一)計量模型設(shè)定

為分析我國經(jīng)濟金融化對城鄉(xiāng)收入差距的影響，本文在GJ模型的基礎(chǔ)上構(gòu)建如下計量經(jīng)濟模型:

其中，yit為各省市i在t期的城鄉(xiāng)收入差距;FDit是各省市的金融發(fā)展水平;CVit是控制變量;εit是殘差項。

根據(jù)金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距存在的三種可能關(guān)系，把f(FDit)設(shè)定為如下形式:

如果金融發(fā)展與收入差距之間是倒U型關(guān)系，則α12＜0;如果金融發(fā)展縮小城鄉(xiāng)收入差距，則α11＞0，α12=0;如果金融發(fā)展拉大城鄉(xiāng)收入差距，則α11＜ 0，α12=0。

(二)指標選取

1.城鄉(xiāng)收入差距

本文衡量城鄉(xiāng)收入差距的指標沿用章奇等[5]、劉玉光等[8]、陳志剛等[9]采用的城鄉(xiāng)收入比，具體測算公式如下:

Gap=城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入 /農(nóng)村居民家庭人均純收入

為檢驗實證分析結(jié)果的可靠性，本文選擇城鄉(xiāng)儲蓄余額比(DI)進行穩(wěn)健性驗證[13]。采用該指標的假設(shè)前提是:收入水平越高，儲蓄水平越高，DI值越大，即城鄉(xiāng)收入差距越大;反之，城鄉(xiāng)收入差距越小。具體測算公式如下:

DI=城鎮(zhèn)居民人均儲蓄余額 /農(nóng)村居民人均儲蓄余額

2.金融化水平

麥氏指標(M2/GDP)通常用來表示經(jīng)濟的貨幣化程度，可用于測量金融發(fā)展水平。但該指標一方面僅僅包含中央銀行的負債水平，并沒有考慮其他銀行或非銀行金融機構(gòu)，另一方面它僅考慮了對政府和國有企業(yè)的信貸水平。因此，麥氏指標在測算我國金融化水平時存在局限性，本文參考武志[14]、劉玉光等[8]，選用戈氏指標(FIR)即金融相關(guān)系數(shù)作為衡量我國金融化水平的指標，完整公式為:

其中，L為向民間機構(gòu)和政府提供的各類貸款;S為各類政府債券、企業(yè)債券、金融債券、保險費以及股票市值等[14]。考慮到我國金融體系主要由銀行主導(dǎo)以及數(shù)據(jù)的可得性，(M2+L+S)使用分省金融機構(gòu)的人民幣存貸款余額替代，各省市的國民財富用地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)衡量。因此，代表地區(qū)金融化水平的金融相關(guān)系數(shù)指標(FD)可用公式表示如下:

FD=各地金融機構(gòu)人民幣存貸款余額 /地區(qū)GDP

3.控制變量(CV)

考慮到各地經(jīng)濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化程度、政府支出以及通貨膨脹率的不同，都會對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生影響。為了控制這些變量，得到金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距影響的可靠性估計，模型加入如下控制變量:經(jīng)濟發(fā)展水平(Y)，用人均 GDP衡量;城鎮(zhèn)化水平(Urban)，用非農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诒戎販y定;政府支出(GC)，選取地方財政一般預(yù)算支出衡量;通貨膨脹率選用消費者物價指數(shù)(CPI)來體現(xiàn)。

三、數(shù)據(jù)說明與檢驗

(一)數(shù)據(jù)說明

本文采用1978-2013年的省級面板數(shù)據(jù)，進行建模分析。面板數(shù)據(jù)能將地理位置和時間因素納入同一體系。并且“加大樣本容量，把不同時點從同一總體中抽取的多個隨機樣本混合起來使用，可以獲取更精確的估計量和更具功效的檢驗統(tǒng)計量”[15]。其中，各省、直轄市人均 GDP、城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均純收入、城鄉(xiāng)人口數(shù)、城市化水平、通貨膨脹率等數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局《中國統(tǒng)計年鑒》(1978-2014)。各省、直轄市人民幣存貸款數(shù)據(jù)來源于《中國金融年鑒》(1978-2009)、中國人民銀行金融機構(gòu)信貸統(tǒng)計數(shù)據(jù)(2010-2013)。

為了分析各指標數(shù)據(jù)之間的內(nèi)在關(guān)系，首先進行描述性統(tǒng)計(見表1)，結(jié)果顯示:我國各省、直轄市的城鄉(xiāng)收入差距、城鄉(xiāng)存款余額比、金融發(fā)展、人均GDP、政府支出的差異性較大;城市化水平和通貨膨脹率各省、直轄市之間的差異相對較小。因此，我們可以選擇進一步探求金融化與收入差距之間的關(guān)系，控制其他變量的影響。

表1 各變量的統(tǒng)計性描述

(二)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

表2 面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

為避免出現(xiàn)偽回歸，本文在進行實證分析前，對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，確?；貧w結(jié)果具有無偏性和有效性。為消除樣本數(shù)據(jù)的趨勢因素和平滑樣本數(shù)據(jù)，本文對樣本數(shù)據(jù)取對數(shù)。表2給出了面板單位根檢驗結(jié)果，根據(jù)檢驗結(jié)果可以看出，lnGap、lnDI、lnFD、lnY、lnCPI五組變量都通過了 Levin-Lin-Shin檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗。因此，城鄉(xiāng)居民收入比、城鄉(xiāng)存款比、金融發(fā)展、經(jīng)濟發(fā)展水平和通貨膨脹率的自然對數(shù)都是平穩(wěn)序列;lnUrban和lnGC通過Levin-Lin-Shin檢驗，因此城市化和政府支出水平可以認定為平穩(wěn)時間序列。通過檢驗結(jié)果可以看出，上述變量取自然對數(shù)后都可以認定為平穩(wěn)序列，因此可以對金融發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入差距之間的關(guān)系做進一步實證檢驗。

四、實證結(jié)果分析

在驗證金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系時，我們首先采用固定效應(yīng)模型進行回歸，以大體判斷金融發(fā)展對于城鄉(xiāng)收入差距的作用。之后為了剔除其他因素的影響，準確測算金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響，在模型中引入控制變量。具體過程與分析結(jié)果如下:

1.對全國情況的回歸分析

模型(1)采用固定效應(yīng)模型，根據(jù)表1的分析結(jié)果，首先引入金融發(fā)展和經(jīng)濟增長兩個標準差較大的指標作為自變量進行回歸分析，結(jié)果見表3?；貧w結(jié)果顯示:lnFD的回歸系數(shù)為正，并且通過顯著性檢驗，表明當前金融發(fā)展對我國城鄉(xiāng)居民收入差距仍起拉大作用，這一結(jié)果與章奇、姚耀軍、余玲錚等、劉玉光等的研究結(jié)論一致。當前，我國個人金融服務(wù)領(lǐng)域的業(yè)務(wù)主要集中在經(jīng)濟相對發(fā)達的城市，農(nóng)村居民很少有機會獲得能夠帶來較高收益的中高端金融服務(wù)。同時，金融資本的逐利性也使得利潤增速快、投資回報率高的城市項目更容易獲得融資，這也使得城市居民更容易獲得高收入。lnY的回歸系數(shù)為正值，(lnY)2的回歸系數(shù)為負值，但沒有通過顯著性檢驗，因此根據(jù)模型(1)的回歸結(jié)果，無法認定經(jīng)濟增長與我國城鄉(xiāng)收入差距之間存在倒U型關(guān)系。

表3 我國城鄉(xiāng)收入差距與金融發(fā)展關(guān)系實證檢驗結(jié)果

為剔除其他可能因素對固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果的干擾，模型(2)引入城市化水平、通貨膨脹率和政府支出三個控制變量，回歸結(jié)果見表3。模型(2)的回歸結(jié)果與模型(1)類似，lnFD的回歸系數(shù)依然為正，并且通過顯著性檢驗，但是金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的拉大作用有所減弱。加入控制變量后，lnY的回歸系數(shù)為正值，(lnY)2的回歸系數(shù)為負值，并且均通過顯著性檢驗，表明經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距之間存在倒U型關(guān)系，同時經(jīng)濟增長對城鄉(xiāng)收入差距的影響作用增大。lnUrban的回歸系數(shù)為負值，并且通過顯著性檢驗，表明城市化對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生縮小作用，這符合我國當前實際情況。lnCPI的回歸系數(shù)為正值，表明其對城鄉(xiāng)收入差距可能有拉大作用，但沒有通過顯著性檢驗，因此，其影響有待進一步思考和研究。lnGC的回歸結(jié)果為正值，并通過顯著性檢驗，表明雖然政府支出能夠促進城鄉(xiāng)居民收入水平提高，但是對城市居民收入的拉動作用大于農(nóng)村，這與政府支出的投向有關(guān)，政府在城市以發(fā)展型支出為主，有助于拉動經(jīng)濟增長，增加就業(yè)，而在農(nóng)村以保障性支出為主，補貼更多的是用于基本生產(chǎn)和生活保障，對經(jīng)濟的拉動作用有限，加之城鄉(xiāng)之間對資金使用效率的差異和杠桿化翹動資金量的不同，使得政府支出在城鄉(xiāng)之間效果出現(xiàn)了很大差別，因而拉大了城鄉(xiāng)收入差距。

通過模型(1)和模型(2)的回歸結(jié)果，我們可以看出當前金融發(fā)展對我國城鄉(xiāng)居民收入差距有拉大作用，為進一步驗證金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間是否存在倒U型關(guān)系，模型(3)引入金融發(fā)展的平方項。結(jié)果顯示，lnFD與(lnFD)2的回歸系數(shù)均為正值，但是都沒有通過顯著性檢驗，因此無法認定金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間存在倒U型關(guān)系。同時，對比模型(2)和模型(3)的回歸結(jié)果，金融發(fā)展平方項的引入對其他經(jīng)濟變量沒有產(chǎn)生實證影響。

為了驗證以上分析結(jié)果的可靠性，本文選擇城鄉(xiāng)存款余額比進行穩(wěn)健性估計，回歸結(jié)果見表3。模型(1)、(2)、(3)與模型(4)、(5)、(6)之間除被解釋變量不同外，選取的估計方法和解釋變量均相同。通過對比可以看出，金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系沒有發(fā)生變動，即在目前中國金融發(fā)展水平下，金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距有拉大作用，并且兩者之間不存在倒U型關(guān)系;其他各變量與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系也沒有發(fā)生變化。因此，前文實證分析結(jié)果具有可靠性。

2.對區(qū)域情況的回歸分析

表4 我國東中西部地區(qū)金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系的實證檢驗結(jié)果

由于資源稟賦和經(jīng)濟發(fā)展基礎(chǔ)不同，我國各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展具有較強的地方特色，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟發(fā)展速度上也有著較大差異。為進一步研究當前我國各區(qū)域金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系，以下在對全國城鄉(xiāng)收入差距情況進行回歸分析的基礎(chǔ)上，按照國家統(tǒng)計局的分類，將我國劃分為三大經(jīng)濟帶(東部11個省市、中部8省、西部12個省市區(qū))，利用1997－2013年省級面板數(shù)據(jù)，仍采用加入城市化水平、通貨膨脹率和政府支出三個控制變量的固定效應(yīng)模型進行實證分析，回歸與檢驗結(jié)果見表4。

根據(jù)模型(1)和模型(2)的回歸結(jié)果可知:東部地區(qū)lnFD的回歸系數(shù)為正值，并通過顯著性檢驗，(lnFD)2的回歸系數(shù)雖然為負值，但是沒有通過顯著性檢驗，因此東部地區(qū)金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距有拉大作用，但倒U型關(guān)系不成立。在模型(1)和(2)中，lnY的回歸系數(shù)均為正值，(lnY)2的回歸系數(shù)為負值，并且通過了顯著性檢驗，表明在東部地區(qū)經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距之間存在倒U型關(guān)系，這一回歸結(jié)果與全國情況吻合。控制變量lnUrban的回歸系數(shù)為負值，并通過了顯著性檢驗，因此，城市化進程有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距;lnCPI的回歸系數(shù)為負值，并且通過了顯著性檢驗，表明在東部地區(qū)通貨膨脹有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距;lnGC的回歸系數(shù)為負值，但是沒有通過顯著性檢驗，因此其對東部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的作用有待進一步探討。

模型(3)和模型(4)的回歸結(jié)果顯示:中部地區(qū)lnFD的回歸系數(shù)為正值，并通過顯著性檢驗，但lnFD的回歸系數(shù)小于東部地區(qū)，(lnFD)2的回歸系數(shù)為負值，沒有通過顯著性檢驗，因此中部地區(qū)金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距有拉大作用，倒U型關(guān)系不能成立。與東部地區(qū)相比，中部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展相對落后，金融資本的聚集度較低，城鄉(xiāng)之間的累積資本量的差距也小于東部地區(qū)，因此中部地區(qū)金融發(fā)展對擴大城鄉(xiāng)收入差距的影響小于東部地區(qū)。與東部地區(qū)一致，中部地區(qū)的經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)差距之間也存在倒U型關(guān)系，城市化的推進縮小了城鄉(xiāng)收入差距，但通貨膨脹和政府支出的回歸系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，因此不能明確二者與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系。

根據(jù)模型(5)和模型(6)的回歸結(jié)果可知，西部載區(qū)lnFD的回歸系數(shù)為負值，并通過顯著性檢驗，但引入(lnFD)2后，lnFD回歸系數(shù)變?yōu)檎担?lnFD)2的回歸系數(shù)為負值，并且都通過了顯著性檢驗。因此，倒U型關(guān)系的假設(shè)成立，城市化初期農(nóng)村青壯年人口大量流出導(dǎo)致空心化以及政府支出大量集中于城鎮(zhèn)建設(shè)，在一段時期內(nèi)拉大了西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距，1999年后，支持西部大開發(fā)的政策性資金大量流入資源型行業(yè)，而西部資源開采大多位于經(jīng)濟落后的農(nóng)村地區(qū)，就業(yè)門檻也較低，便于吸納周邊的農(nóng)村居民，西部農(nóng)村居民的收入渠道拓寬，因此，2010年后西部城鄉(xiāng)收入差距開始逐漸縮小。同時，西部地區(qū)經(jīng)濟增長與城鄉(xiāng)收入差距之間也存在U型關(guān)系，但通貨膨脹對于西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的影響具有不確定性。

五、結(jié)論及政策建議

基于以上分析結(jié)果，我們得出結(jié)論:從全國來看，1978年以來，經(jīng)濟金融化拉大了城鄉(xiāng)收入差距;從區(qū)域來看，東部地區(qū)和中部地區(qū)的金融化拉大了當?shù)氐某青l(xiāng)收入差距，且東部地區(qū)的拉動作用大于中部地區(qū)，西部地區(qū)金融發(fā)展以政府導(dǎo)向為主，對提高西部農(nóng)村居民收入有積極作用，隨著金融優(yōu)惠政策的深化實施，西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)倒U型走勢?，F(xiàn)階段，在我國金融市場化程度越高的地區(qū)，金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的拉大作用越顯著，這符合金融資本自身的逐利性，而西部地區(qū)的狀況也表明，國家可以通過政策支持加速推進金融發(fā)展縮小城鄉(xiāng)收入差距的進程。根據(jù)以上結(jié)論，本文得出如下政策啟示:

第一，東部地區(qū)加強投資引導(dǎo)，降低準入門檻兩手抓。東部地區(qū)金融市場化程度高，應(yīng)以市場規(guī)律為導(dǎo)向，采取引導(dǎo)性政策。在城市經(jīng)濟金融深化的過程中，鼓勵發(fā)展擴散能力強，輻射效應(yīng)好的項目，以城帶鄉(xiāng)將資金和先進的金融運作模式從城市輸入農(nóng)村;在農(nóng)村金融改革中，著力降低準入門檻，對有潛力的項目定點投放政策性貸款，鼓勵民間配資參與。

第二，中部地區(qū)打破城鄉(xiāng)壁壘，提高資本運作效率。與東部地區(qū)相比，中部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展以農(nóng)業(yè)、原材料加工業(yè)和制造業(yè)為主，經(jīng)濟活動中的金融化程度有限。但中部地區(qū)農(nóng)村人口富余，經(jīng)濟發(fā)展?jié)摿徒鹑趧?chuàng)新空間都較大，加之在地域上與東部地區(qū)接近，更易受惠于東部金融發(fā)展的擴散效應(yīng)。因此，中部地區(qū)一方面需要進一步推進城鎮(zhèn)化進程，通過引導(dǎo)“城企下鄉(xiāng)”，鼓勵金融機構(gòu)在農(nóng)村設(shè)立專門的貸款服務(wù)點，暢通城鄉(xiāng)資本流動路徑;另一方面夯實農(nóng)村金融發(fā)展基礎(chǔ)，提倡將在農(nóng)村吸納的存款用于本地經(jīng)濟發(fā)展，通過引入先進的投資管理模式，提高涉農(nóng)項目的資本運作效率。

以上措施實施過程中，無論是需要在金融改革中更多引入政府指導(dǎo)的東、中部地區(qū)，還是努力在金融投資中深入推進市場化的西部地區(qū)，尋求政府調(diào)控和市場調(diào)節(jié)的平衡點都是關(guān)鍵。政府調(diào)控能夠完善金融體系，影響資金走向，增加市場透明度，有助于從國家層面統(tǒng)籌東、中、西部金融協(xié)調(diào)發(fā)展，同時，財政補貼、稅收減免、貸款傾斜、利率優(yōu)惠等政策也能調(diào)節(jié)金融資本的城鄉(xiāng)流動，更好地為農(nóng)村實體經(jīng)濟發(fā)展服務(wù)，縮小城鄉(xiāng)間的發(fā)展差距。市場調(diào)節(jié)在利潤上升期能夠極大刺激金融資本的投資積極性，加速資本在地區(qū)間和城鄉(xiāng)間的流動，提高資金的運作效率，但過程中金融資本容易滋生自我膨脹，拉大城鄉(xiāng)金融發(fā)展差距，單邊強調(diào)高收益的投資也必然伴隨著高風險和“非綠色經(jīng)濟”。因此，要控制金融風險、實現(xiàn)城鄉(xiāng)金融市場有序健康發(fā)展，提升經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，及時的市場跟蹤、中短期的政策調(diào)整和長期的金融制度建設(shè)都不可或缺。

在制度建設(shè)中，應(yīng)將商業(yè)性、合作性和政策性三者結(jié)合，控制投資風險，提高投資收益，引導(dǎo)資金在城鄉(xiāng)之間雙向流動，避免金融資本的自循環(huán)式發(fā)展。長期來看，合理的制度設(shè)計，能夠在推進金融市場行政管制放松的同時，提升監(jiān)管質(zhì)量，有效保障投資方的資金安全，維護金融市場穩(wěn)定。同時，完善的金融制度體系還能提高服務(wù)水平、擴大服務(wù)對象覆蓋范圍，更好地引導(dǎo)金融投資為實體經(jīng)濟、“綠色經(jīng)濟”服務(wù)。此外，通過建立健全金融政策支持系統(tǒng)、建設(shè)公平的市場準入環(huán)境、以及對城鄉(xiāng)金融市場實行差異化管制，也有助于全面提升各類金融資本投資于農(nóng)村經(jīng)濟的積極性，創(chuàng)造公平的市場競爭環(huán)境，吸引民間資本進入農(nóng)村市場，推動農(nóng)村金融向“多層次、廣覆蓋、可持續(xù)、競爭適度、風險可控”的現(xiàn)代金融體系深入發(fā)展，更好地服務(wù)于農(nóng)村經(jīng)濟建設(shè)，縮小城鄉(xiāng)收入差距。

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