城市发展与金融投资的联系范文

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在世界金融危机日趋严峻、中国经济遭受冲击日益显现的背景下，2008年11月召开的国务院常务会议提出“，当前要实行积极的财政政策和适度宽松的货币政策，出台更加有力的扩大国内需求措施，加快民生工程、基础设施、生态环境建设和灾后重建，提高城乡居民特别是低收入群体的收入水平，促进经济平稳较快增长”[1]。明确了扩大内需、促进经济增长的十项措施。这十项措施中，有许多是属于推进城市发展进程和加大金融对经济增长的支持力度的内容。那么，城市发展进程与金融投入之间是否存在一种正相关关系？从现有文献看，城市发展与金融关系的定量研究几乎处于空白状态，本文拟从金融投资对城市发展支持的角度，在这方面进行初步的创新性探讨。

1理论模型

城市发展本身是一个“经济的过程”(K•巴顿《：城市经济学》)，所以我们可以依据城市的经济增长原理来建模。设城市经济增长符合一般的柯布—道格拉斯模型(Cobb—Douglas):Y=A•KαLβ(1)式中Y表示国民经济增长，K表示资金投入，L表示劳动力投入，A为常数，可以理解为一个时期的技术水平状况等，α、β分别为资金及劳动力弹性系数。设城市发展水平为U，根据周一星、许学强关于经济增长与城市发展水平研究的结论(经济发展与城市发展水平存在对数相关关系)[7]，可以建立模型：公式中n为考察时期的人口总数。B为常量，可以理解为一个时期的国家城市发展政策、人口流动政策及其他管制政策等，γ为城市发展水平对经济发展的弹性。根据国外研究经验，γ对经济发展阶段有极大的相关性，当人均国内生产总值处于1000~5000美元时，γ变化最快，而且其值一般较大[8]。联立方程(1)和(2)，可以得到：αlnK+βlnL=ln(nB/A)+γlnU(3)设θ=K/S，表示投资占储蓄的比例，故有：K=θ•S(4)将(4)代入(3)式，得：lnU=(αlnθ+αlnS+βlnL+lnA－ln(nB))/γ(5)从(5)式，我们可以从两个方面加以理解：(1)当经济处于某一发展阶段时，城市发展的转化弹性γ是一定的，那么α、β、θ、A越大，就越有利于城市发展，而国家有关城市发展政策B对城市发展水平的提高似乎有着限制作用，过多的政策及制度阻碍了城市自由发展。(2)金融发展与城市发展内含着一种互动机制。金融发展可以通过高比例储蓄转换为投资，提高资本配置效率，影响储蓄率等方面促进城市发展；反过来，城市发展也会引致和促进金融发展，金融发展与城市发展之间存在一种相互促进的关系。

2城市发展与金融发展的关系拟合

2.1指标及数据采集为了验证上述模型，我们选择能检验基本模型的各变量的指标：(1)城市发展水平指标。(2)金融发展水平指标。为了验证模型的需要，这里只选取金融机构各项存款额、货币流通量、年贷款发放额、银行年现金支出额等四项指标作为衡量区域金融总量大小的指标；选取居民拥有金融资产的储蓄存款占总借贷出的百分比、购置有价证券占总贷支出的百分比两个指标表示金融结构效益；选取投资储蓄比作为储蓄转化为投资的大小。从《新中国五十年(1999)》、2002至2007年《中国统计年鉴》和《中国金融年鉴》采集了1962——2007年全国人口城市发展水平指标、金融发展水平等六项指标和投资—储蓄比指标共八项。

2.2城市发展水平与金融发展水平关系拟合

2.2.1相关分析首先对城市发展水平与金融发展水平的各项指标数值作相关分析。根据理论模型含义，分别对全国的城市发展水平、各项存款额、货币流通量、年贷款发放额、银行年现金支出额、居民拥有金融资产的储蓄存款占总借贷出的百分比、购置有价证券占总贷支出的百分比以及投资—储蓄比取对数，然后进行相关分析，结果见表1。(2)全国的城市发展水平和购置有价证券占总贷支出的百分比的取值从1989年开始。从表1可以看出：(1)城市发展水平与金融资产总量各个指标的相关性都很显著，呈高度相关关系。(2)城市发展水平与金融结构效益指标也存在较强的相关关系。(3)城市发展水平与投资储蓄比呈现出负高度相关关系。

2.2.2城市发展与金融资产总量的回归分析为了进一步揭示城市发展与金融资产总量之间的定量关系，以全国的城市发展水平U为因变量(Y)，分别以存款额(X1)、货币流通量(X2)、年贷款发放额(X3)、银行年现金支出额(X4)作为自变量进行逐步回归分析(StepwiseRegression)，得到回归结果如下：LnY=1.748+0.149lnX4(R2=0.958,F=498.76,SigF=0.000)(6)33.5922.33(0.000)(0.000)从回归方程(6)明显看出，中国城市发展与金融发展的关系符合理论模型。

2.2.3城市发展与金融资产结构效益的回归分析以全国的城市发展水平U为因变量(Y)，分别以居民拥有金融资产的储蓄存款占总借贷出的百分比(X5)和购置有价证券占总贷支出的百分比(X6)作为自变量进行分析，得到两个回归方程：lnY=3.383+0.221lnX5(R2=0.451,F=37.68,SigF=0.000)(7)43.356.14(0.000)(0.000)lnY=3.513+0.0375lnX6(R2=0.688,F=17.62,SigF=0.003)(8)43.356.14(0.000)(0.003)从回归方程(7)和(8)可以发现，城市发展与金融资产结构效益的对数线性关系不是很显著，反映了金融资产结构效益对城市发展的贡献不足。

2.2.4城市发展与投资—储蓄比的回归分析以全国的城市发展水平U为因变量(Y)，以投资—储蓄比(X7)作为自变量进行回归分析，得到结果：lnY=2.496-0.378lnX7(R2=0.814,F=192.61,SigF=0.000)(9)67.27-13.88(0.000)(0.000)从回归方程(9)可以看出城市发展水平与投资—储蓄比的线性关系很明显，调整后的R2高达81%，然而城市发展水平与投资—储蓄比的对数回归系数为负值，这似乎和理论模型的结论相反，但这正反映出中国居民的投资意识不强的问题。这也是中国内需不足的一个重要原因。

3结语

通过理论推导，并经过实证分析，可以得出如下结论：(1)城市发展与金融发展存在一种相互促进、相互发展的互动关系；(2)城市发展水平与金融发展总量存在着显著的对数线性关系，其中银行的年现金活动是影响城市发展水平提高的最主要金融变动因素；(3)金融结构效益对城市发展的支持作用明显不足；(4)投资不足不仅是我国经济发展中的一个重大问题，也是中国城市发展进程中的一个现实问题。政府适时提出实行积极的财政政策和适度宽松的货币政策，并加大政府直接投资力度，无疑对战胜此次严重的金融、经济危机，促进经济平稳较快增长，推进城市发展水平提高具有重大的现实作用。