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在世界金融危機日趨嚴峻、中國經濟遭受沖擊日益顯現的背景下，2008年11月召開的國務院常務會議提出“，當前要實行積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策，出臺更加有力的擴大國內需求措施，加快民生工程、基礎設施、生態環境建設和災后重建，提高城鄉居民特別是低收入群體的收入水平，促進經濟平穩較快增長”[1]。明確了擴大內需、促進經濟增長的十項措施。這十項措施中，有許多是屬于推進城市發展進程和加大金融對經濟增長的支持力度的內容。那么，城市發展進程與金融投入之間是否存在一種正相關關系？從現有文獻看，城市發展與金融關系的定量研究幾乎處于空白狀態，本文擬從金融投資對城市發展支持的角度，在這方面進行初步的創新性探討。

1理論模型

城市發展本身是一個“經濟的過程”(K•巴頓《：城市經濟學》)，所以我們可以依據城市的經濟增長原理來建模。設城市經濟增長符合一般的柯布—道格拉斯模型(Cobb—Douglas):Y=A•KαLβ(1)式中Y表示國民經濟增長，K表示資金投入，L表示勞動力投入，A為常數，可以理解為一個時期的技術水平狀況等，α、β分別為資金及勞動力彈性系數。設城市發展水平為U，根據周一星、許學強關于經濟增長與城市發展水平研究的結論(經濟發展與城市發展水平存在對數相關關系)[7]，可以建立模型：公式中n為考察時期的人口總數。B為常量，可以理解為一個時期的國家城市發展政策、人口流動政策及其他管制政策等，γ為城市發展水平對經濟發展的彈性。根據國外研究經驗，γ對經濟發展階段有極大的相關性，當人均國內生產總值處于1000~5000美元時，γ變化最快，而且其值一般較大[8]。聯立方程(1)和(2)，可以得到：αlnK+βlnL=ln(nB/A)+γlnU(3)設θ=K/S，表示投資占儲蓄的比例，故有：K=θ•S(4)將(4)代入(3)式，得：lnU=(αlnθ+αlnS+βlnL+lnA－ln(nB))/γ(5)從(5)式，我們可以從兩個方面加以理解：(1)當經濟處于某一發展階段時，城市發展的轉化彈性γ是一定的，那么α、β、θ、A越大，就越有利于城市發展，而國家有關城市發展政策B對城市發展水平的提高似乎有著限制作用，過多的政策及制度阻礙了城市自由發展。(2)金融發展與城市發展內含著一種互動機制。金融發展可以通過高比例儲蓄轉換為投資，提高資本配置效率，影響儲蓄率等方面促進城市發展；反過來，城市發展也會引致和促進金融發展，金融發展與城市發展之間存在一種相互促進的關系。

2城市發展與金融發展的關系擬合

2.1指標及數據采集為了驗證上述模型，我們選擇能檢驗基本模型的各變量的指標：(1)城市發展水平指標。(2)金融發展水平指標。為了驗證模型的需要，這里只選取金融機構各項存款額、貨幣流通量、年貸款發放額、銀行年現金支出額等四項指標作為衡量區域金融總量大小的指標；選取居民擁有金融資產的儲蓄存款占總借貸出的百分比、購置有價證券占總貸支出的百分比兩個指標表示金融結構效益；選取投資儲蓄比作為儲蓄轉化為投資的大小。從《新中國五十年(1999)》、2002至2007年《中國統計年鑒》和《中國金融年鑒》采集了1962——2007年全國人口城市發展水平指標、金融發展水平等六項指標和投資—儲蓄比指標共八項。

2.2城市發展水平與金融發展水平關系擬合

2.2.1相關分析首先對城市發展水平與金融發展水平的各項指標數值作相關分析。根據理論模型含義，分別對全國的城市發展水平、各項存款額、貨幣流通量、年貸款發放額、銀行年現金支出額、居民擁有金融資產的儲蓄存款占總借貸出的百分比、購置有價證券占總貸支出的百分比以及投資—儲蓄比取對數，然后進行相關分析，結果見表1。(2)全國的城市發展水平和購置有價證券占總貸支出的百分比的取值從1989年開始。從表1可以看出：(1)城市發展水平與金融資產總量各個指標的相關性都很顯著，呈高度相關關系。(2)城市發展水平與金融結構效益指標也存在較強的相關關系。(3)城市發展水平與投資儲蓄比呈現出負高度相關關系。

2.2.2城市發展與金融資產總量的回歸分析為了進一步揭示城市發展與金融資產總量之間的定量關系，以全國的城市發展水平U為因變量(Y)，分別以存款額(X1)、貨幣流通量(X2)、年貸款發放額(X3)、銀行年現金支出額(X4)作為自變量進行逐步回歸分析(StepwiseRegression)，得到回歸結果如下：LnY=1.748+0.149lnX4(R2=0.958,F=498.76,SigF=0.000)(6)33.5922.33(0.000)(0.000)從回歸方程(6)明顯看出，中國城市發展與金融發展的關系符合理論模型。

2.2.3城市發展與金融資產結構效益的回歸分析以全國的城市發展水平U為因變量(Y)，分別以居民擁有金融資產的儲蓄存款占總借貸出的百分比(X5)和購置有價證券占總貸支出的百分比(X6)作為自變量進行分析，得到兩個回歸方程：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)從回歸方程(7)和(8)可以發現，城市發展與金融資產結構效益的對數線性關系不是很顯著，反映了金融資產結構效益對城市發展的貢獻不足。

2.2.4城市發展與投資—儲蓄比的回歸分析以全國的城市發展水平U為因變量(Y)，以投資—儲蓄比(X7)作為自變量進行回歸分析，得到結果：lnY=2.496-0.378lnX7(R2=0.814,F=192.61,SigF=0.000)(9)67.27-13.88(0.000)(0.000)從回歸方程(9)可以看出城市發展水平與投資—儲蓄比的線性關系很明顯，調整后的R2高達81%，然而城市發展水平與投資—儲蓄比的對數回歸系數為負值，這似乎和理論模型的結論相反，但這正反映出中國居民的投資意識不強的問題。這也是中國內需不足的一個重要原因。

3結語

通過理論推導，并經過實證分析，可以得出如下結論：(1)城市發展與金融發展存在一種相互促進、相互發展的互動關系；(2)城市發展水平與金融發展總量存在著顯著的對數線性關系，其中銀行的年現金活動是影響城市發展水平提高的最主要金融變動因素；(3)金融結構效益對城市發展的支持作用明顯不足；(4)投資不足不僅是我國經濟發展中的一個重大問題，也是中國城市發展進程中的一個現實問題。政府適時提出實行積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策，并加大政府直接投資力度，無疑對戰勝此次嚴重的金融、經濟危機，促進經濟平穩較快增長，推進城市發展水平提高具有重大的現實作用。