農村金融發(fā)展與經濟發(fā)展的關系研究——以浙江省為例

1、農村金融發(fā)展與經濟發(fā)展的關系研究以浙江省為例摘要：本文采用19912014年的統(tǒng)計數據實證分析了農村金融發(fā)展與經濟發(fā)展之間的關系。研究表明，浙江省農村金融發(fā)展與農業(yè)總產值表示的經濟發(fā)展之間存在著一種穩(wěn)定的均衡關系。格蘭杰檢驗結果顯示，農村金融結構和農村金融效率是農業(yè)經濟發(fā)展的格蘭杰原因；農業(yè)經濟發(fā)展是農業(yè)金融深化率的格蘭杰原因。進一步協整分析發(fā)現，從長期來看，農村金融結構和農村金融效率對農業(yè)經濟發(fā)展起著正向的促進作用，而農業(yè)金融深化率卻與農業(yè)經濟的發(fā)展呈現了反向關系。從誤差修正模型的分析結果來看，農村金融結構和農村金融效率的短期變動對農業(yè)經濟的發(fā)展有著正向影響。綜合而言，浙江省農村金融的發(fā)展促

2、進了農業(yè)經濟的發(fā)展，但在一些方面對農業(yè)經濟的發(fā)展有抑制作用。關鍵詞：農業(yè)金融深化率 農村金融效率 農村金融結構 協整分析 誤差修正模型引言金融是現代經濟的核心，經濟的發(fā)展離不開金融的支持，金融發(fā)展和經濟增長之間存在著密切的關系。戈德史密斯（1969）首先通過實證分析得出經濟快速增長時期總是伴隨著金融的發(fā)展。1農村金融作為整個金融體系中一部分，相應地，農村金融的發(fā)展與農村經濟的發(fā)展也應存在著密不可分的關系。本文其他部分構成如下：第一部分將先回顧已有的研究，然后評述該領域的研究現狀，最后闡述本文的創(chuàng)新之處；第二部分將具體介紹模型的構建、變量的選取以及數據來源，闡述計量分析的結果；第三部分將得出結論

3、并提出政策建議。一、文獻綜述近年來，國內學者就農村金融與農村經濟的關系進行了大量的研究，成果頗豐。大致梳理下來，發(fā)現其研究主要從以下幾個角度進行：第一，農村金融發(fā)展與農民收入之間的關系。胡金炎、董鵬（2008）研究得出農村金融發(fā)展與農民收入之間存在著穩(wěn)定的協整關系，且農村金融信貸促進了農民收入的增長，而農村儲蓄對于農民收入的增加具有負效應。2楊小玲（2009）從農民收入來源結構的角度，分析了改革開放以來我國農村金融發(fā)展對農民收入的影響，結果表明農村金融發(fā)展與農民家庭經營純收入之間呈負相關關系，且二者之間不存在格蘭杰（Granger）因果關系。3杜興端、楊少壘（2011）研究結果顯示，農村金融發(fā)

4、展與農民收入增長之間存在穩(wěn)定的長期均衡關系；在短期內農村金融發(fā)展規(guī)模和農村金融發(fā)展效率都對農村收入增長產生不利影響，不僅未能促進農民收入增長，反而起到了消極作用。4第二，研究農村金融與農村經濟增長之間的關系。姚耀軍（2004）運用VAR模型研究19782002年間農村金融發(fā)展與經濟增長之間的關系，研究表明農村金融發(fā)展狀況對農村經濟增長存在影響，反過來則影響較小。5禹躍軍、王菁華（2011）認為，農村金融發(fā)展與人均實際農業(yè)GDP之間存在長期協整關系；前期的農村金融規(guī)模、農村金融效率和農村金融結構對當期農村經濟增長存在著不同程度的影響；農村人均實際GDP與農村金融規(guī)模之間存在雙向的格蘭杰因果關系，

5、從整體上講，農村金融的發(fā)展有助于農村經濟增長，但農村金融發(fā)展滯后于農村經濟增長。6李春霄、賈金榮（2012）運用協整檢驗研究19852009年間我國農村金融發(fā)展與農村經濟增長的關系，研究表明農村金融發(fā)展與農村經濟增長存在長期協整關系，忽視了短期內農村經濟增長與農村金融發(fā)展的關系。7姚耀軍(2004)選取了19782002年金融發(fā)展與經濟增長的數據，運用計量分析方法得出我國農村金融發(fā)展是經濟增長的Granger原因，反之不然。8劉潔(2008)經過研究認為農村金融發(fā)展與經濟增長之間存在經濟增長是金融發(fā)展的Garnger原因的單向因果關系。9韓廷春(2001)認為技術進步與制度創(chuàng)新是經濟增長最為關

6、鍵的因素而金融發(fā)展對經濟增長的作用極為有限。10王志強和孫剛(2003)采用向量誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗方法得出90年代以來，中國金融發(fā)展與經濟增長之間存在顯著的雙向因果關系。11李廣眾(2002)等運用多種經濟計量學方法，多角度對中國金融發(fā)展與經濟增長關系進行了研究基本結論是金融中介發(fā)展規(guī)模與經濟增長不存在因果關系金融中介效率與經濟增長存在雙向因果關系。12曹鳳歧(2003)等人根據柯布道格拉斯函數進行實證分析發(fā)現中長期信貸對經濟增長有顯著促進作用而債券融資和股票市場發(fā)展對經濟增長作用不大。13綜上所述農村金融發(fā)展與農村經濟增長之間的關系并沒有得出一致的結論。究其原因莊要是由于中國農村區(qū)

7、域之間發(fā)展不平衡農村金融發(fā)展指標選取不同以及數據來源不同等等原因。本文在參考前人研究成果的基礎上，通過協整檢驗以及向量誤、差修正模型分析浙江省農村金融發(fā)展與農業(yè)經濟發(fā)展之間的關系。二、實證分析(一)指標選取與數據說明1.指標選取(1)農業(yè)經濟發(fā)展水平本文選取農林牧漁生產總值（NLMY，或簡稱農業(yè)總產值）來衡量農業(yè)經濟發(fā)展水平。(2)農村金融發(fā)展水平本文所指的農村（農業(yè)）金融的發(fā)展水平，由農業(yè)金融深化率、農村金融效率和農村金融結構三個指標來衡量。農業(yè)金融深化率（RFIR）。14金融深化率的計算公式一般為某地區(qū)某時期內全部金融資產與同期生產總值的比值。考慮到對農業(yè)經濟發(fā)展的影響作用，本文考察的農業(yè)

8、金融資產僅包括：浙江省農業(yè)存款和農業(yè)貸款；相應的農業(yè)金融深化率的計算公式為：RFIR=（農業(yè)存款+農業(yè)貸款）/農業(yè)生產總值。農村金融效率（XL）。農村金融效率是指農村金融中介將農村存款轉化為農村貸款的效率，反映農村金融中介對農村金融資源的配置能力。因此本文使用農村貸款與農村存款的比值來表示。農村金融結構（JG）。農村金融結構指標反映農村貸款在農業(yè)部門與非農業(yè)部門之間的分配。本文選取的農村金融結構指標為農業(yè)貸款與農村貸款的比值。2.數據說明本文選取19912014年的數據作為分析基礎。農業(yè)貸款、農業(yè)存款、農村儲蓄存款以及農村存款的數據均可以通過浙江統(tǒng)計年鑒直接計算獲得；農林牧漁總產值一項可以從中

9、國農村統(tǒng)計年鑒中獲得。（具體數據見表1）表1 浙江省相關指標數據表年份農業(yè)金融深化率 （%）農村金融結構 （%）農村金融效率 （%）農業(yè)總產值 （億元）19910.2380.6130.815252.7319920.2720.6310.832287.3119930.2710.6470.861331.9419940.2950.6970.883359.1419950.3000.6760.903425.2919960.2940.6530.935521.8519970.3430.6091.007534.6219980.3450.5750.995596.6319990.2120.5390.972775.0

10、320000.2150.5111.2751010.1320010.2750.5231.2841200.1720020.3370.3871.2791195.0020030.4170.4341.2861215.8120040.4520.4281.2291221.0020050.5230.4371.4711268.5720060.6390.4621.4951359.4920070.8000.4931.5011390.0020080.9460.5141.4461480.6720090.9060.5391.4761778.4520100.9590.5841.5961963.5120111.0470.60

11、61.5522138.9020121.0310.6251.5342509.1420130.9690.6411.5163002.6520141.1230.6611.5463226.64數據來源：浙江統(tǒng)計年鑒、中國農村統(tǒng)計年鑒。為了減輕數據的變動幅度，對農業(yè)生產總值、農業(yè)金融深化率、農村金融結構以及農村金融效率等指標進行了取對數處理，分別記為LnNLMY、LnRFIR、LnXL、LnJG。(二)格蘭杰（Granger）因果關系檢驗Granger因果關系檢驗是Granger（1969）提出的一個判斷因果關系的一個檢驗方法，運行結果見表2。表2 格蘭杰因果關系檢驗結果Granger因果性F統(tǒng)計量概率J

12、G 不是NLMY 的格蘭杰原因1.065840.0919NLMY 不是JG 的格蘭杰原因1.386550.3011RFIR 不是 NLMY 的格蘭杰原因2.454900.1076NLMY 不是 RFIR 的格蘭杰原因5.007540.0152XL 不是NLMY 的格蘭杰原因2.608710.0938NLMY 不是XL 的格蘭杰原因1.552580.2545結果表明，在10%的顯著水平下，JG、XL是NLMY的格蘭杰原因，反之不然；NLMY是RFIR的格蘭杰原因，JG、XL、RFIR與NLMY沒有構成雙向因果關系。即農村金融結構和農村金融效率是農業(yè)經濟發(fā)展的格蘭杰原因，農業(yè)經濟發(fā)展是農業(yè)金融深化

13、率的格蘭杰原因。這一結論意味著，浙江省農村金融結構、農村金融效率是促進農業(yè)經濟發(fā)展的原因，農業(yè)金融深化率則不是促進農業(yè)經濟發(fā)展的原因，其隱含的意義在于，農業(yè)金融深化率對促進農業(yè)經濟的發(fā)展并沒有顯著的效應。綜合而言，農村金融發(fā)展是農業(yè)經濟發(fā)展的格蘭杰原因，即農村金融的發(fā)展對農業(yè)經濟發(fā)展有一定的促進作用，但也存在著抑制作用。(三)協整檢驗1.平穩(wěn)性檢驗序列的平穩(wěn)性是指時間序列的統(tǒng)計規(guī)律不會隨著時間的推移而變化。15為避免出現偽回歸現象，本文采取最常用的ADF檢驗方法對各變量序列進行平穩(wěn)性檢驗，結果如表3所示。表3 ADF檢驗結果變量ADF檢驗值檢驗類型(c,t,k)1%臨界值5%臨界值10%臨界值

14、結論LnRFIR-0.201869(c,0,0)-3.752946-2.998064-2.638752不平穩(wěn)D(LnRFIR)-3.508794(c,0,0)-3.769597-3.004861-2.642242 平穩(wěn)LnXL-2.058018(c,0,0)-3.752946-2.998064-2.638752不平穩(wěn)D(LnXL)-3.980560(c,0,1)-3.788030-3.012363-2.646119 平穩(wěn)LnJG-1.005742(c,0,0)-3.752946-2.998064-2.638752不平穩(wěn)D(LnJG)-4.806379(c,0,0)-3.769597-3.004

15、861-2.642242 平穩(wěn)LnNLMY-1.054816(c,0,2)-3.788030-3.012363-2.646119不平穩(wěn)D(LnNLMY)-2.885436(c,0,1)-3.769597-3.004861-2.642242 平穩(wěn)注:D (LnRFIR)、D (LnXL)、D (LnJG)、D (LnNLMY)分別表示相關變量的一階滯后差分項，(c,t,k) 分別表示常數項、趨勢項和滯后階數，下同。從檢驗結果中可以看出序列LnRFIR、LnXL、LnJG、LnNLMY各項變量是非平穩(wěn)的，但其一階差分序列D（LnRFIR）、D（LnXL）、D（LnJG）、D（LnNLMY）都是平穩(wěn)

16、的，其中D（LnNLMY）在10%的顯著性水平下平穩(wěn)，其他變量在5%的顯著性水平下平穩(wěn)，這表明該對數序列為一階單整序列。2.協整檢驗由ADF單位根檢驗可知，LnRFIR、LnXL、LnJG、LnNLMY序列是非平穩(wěn)序列，而其一階差分序列為平穩(wěn)序列，滿足協整檢驗前提，因此可以對序列進行協整檢驗，以驗證它們之間是否存在協整關系。協整檢驗的結果如下：LnNLMYt=32.929+0.172LnJGt+0.179LnXLt-0.443LnRFIRt（1）t= （0.271344） （1.109571） （1.471482） （-3.969694）R2=0.992676 DW=1.652898 F=57

17、0.2826R2檢驗結果發(fā)現模型（1）的實際值與擬合值的擬合效果較好。對模型估計殘差序列進行單位根檢驗，如果方程殘差不存在單位根，則我們可以認為上述變量之間存在協整關系，即長期的均衡關系。ADF檢驗結果如表4所示。變量ADF檢驗值檢驗類型(c,t,k)1%臨界值5%臨界值10%臨界值結論殘差e-3.424916(c,0,0)-3.788030-3.012363-2.646119平穩(wěn)由檢驗結果得出殘差序列e為平穩(wěn)序列，所以，LnRFIR、LnXL、LnJG、LnNLMY存在協整關系，協整關系所對應的長期均衡方程式為式（1）所示，其結果顯示，從長期來看，農村金融結構和農村金融效率對農業(yè)經濟發(fā)展存在

18、著影響，即農村金融結構每提高1個單位，農業(yè)總產值將增長17.2%；前期的農村金融結構每增長1個單位，農業(yè)總產值將會增長17.9%；而農業(yè)金融深化率卻與農業(yè)經濟的發(fā)展出現了反向關系，即農業(yè)金融深化率每提高1個單位，農業(yè)總產值就會下降44.3%。(四)誤差修正模型由于LnRFIR、LnXL、LnJG、LnNLMY存在協整關系，可以建立誤差修正模型，16利用誤差修正模型確定變量之間的短期動態(tài)關系，回歸結果如下：LnNLMY=0.138+0.211LnJGt+0.106LnXLt-0.494LnRFIRt+0.610t-1（2）t= （11.33792） （1.522625） （1.378869） （

19、-5.100898） （2.343301）R2=0.621213 DW=2.325525 F=9.200031其中是誤差修正項，修正模型通過顯著性檢驗，其中變量的符號與長期均衡關系的符號一致，說明他們分別為分析農業(yè)經濟發(fā)展提供了較好的理論模式。 模型（2）反映了LnNLMY受LnRFIR、LnJG、LnXL影響的短期波動規(guī)律。回歸結果（2）表明，農村金融結構和農村金融效率的短期變動對農業(yè)經濟的發(fā)展存在著正向影響，即農村金融結構和農村金融效率每增加1%，短期內農業(yè)總產值將分別會增加21.1%、10.6%。此外，由方程（2）可以看出，誤差修正項的系數通過顯著性檢驗，這表明當短期波動偏離長期均衡時，

20、誤差修正項對變量之間恢復到長期均衡關系的作用明顯。三、結論與對策建議(一)結論實證結果表明，浙江省農村金融發(fā)展與農業(yè)總產值表示的農業(yè)經濟發(fā)展之間存在著一種穩(wěn)定的均衡關系，格蘭杰檢驗結果表明，在10%的顯著水平下，JG、XL是NLMY的格蘭杰原因，反之不然；NLMY是RFIR的格蘭杰原因，JG、XL、RFIR與NLMY沒有構成雙向因果關系。即農村金融結構和農村金融效率是農業(yè)經濟發(fā)展的格蘭杰原因，農業(yè)經濟發(fā)展是農業(yè)金融深化率的格蘭杰原因。這一結論意味著，農村金融發(fā)展是農業(yè)經濟發(fā)展的格蘭杰原因，即農村金融的發(fā)展對農業(yè)經濟發(fā)展有一定的促進作用，但也存在著抑制作用。進一步協整分析表明，從長期來看，農村金

21、融結構和農村金融效率對農業(yè)經濟發(fā)展起著正向的促進作用，而農業(yè)金融深化率卻與農業(yè)經濟的發(fā)展出現了反向關系。從誤差修正模型的分析來看，農村金融結構和農村金融效率的短期變動對農業(yè)經濟的發(fā)展存在著正向影響。此外，誤差修正項的系數通過顯著性檢驗，表明當短期波動偏離長期均衡時，誤差修正項對變量之間恢復到長期均衡關系的作用明顯?？v觀以上分析，隨著金融支持力度的增加，農業(yè)金融深化率卻與農業(yè)經濟的發(fā)展呈反向關系，這可能與現階段大部分的農村金融資源并沒有用于農業(yè)發(fā)展有關。從整體上講，浙江省農村金融的發(fā)展促進了農業(yè)經濟的發(fā)展，但在一些方面對農業(yè)經濟的發(fā)展有抑制作用。(二)對策建議根據以上分析結論，針對農村金融系統(tǒng)存

22、在的問題，提出如下建議：第一，健全農村金融體系，深化農村金融機構改革，為農村資金需求主體提供適當的農村金融支持政策。營造良好的農村經濟發(fā)展環(huán)境，完善農村金融市場，加大對農村經濟發(fā)展的政策扶持力度，優(yōu)化農村金融的功能，實現農村金融與農村經濟的協調發(fā)展，最終提高農村經濟的發(fā)展。第二，提高農村金融效率，鼓勵農村金融產品和金融工具創(chuàng)新，使其滿足人們日益豐富的金融需求。進一步提高農業(yè)銀行、農村信用社、郵政儲蓄銀行等銀行業(yè)金融機構的輻射能力，優(yōu)化農村金融資源的合理配置。加快培育村鎮(zhèn)銀行、貸款公司、農村資金互助社，有序發(fā)展小額貸款組織，鼓勵社會資金投資設立適應“三農”需要的各類新型金融機構，引導資金流向農業(yè)

23、，提高農村存款轉化為農村貸款的效率。第三，優(yōu)化農村金融結構，引導資本在非農業(yè)部門和農業(yè)部門之間的合理配置。政府可采取財政補貼、稅收優(yōu)惠、信貸擔保等各種政策，鼓勵金融機構合理配置支農資金，優(yōu)化農村金融結構，將資金投入農業(yè)領域，在支持鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展的同時，加大對農戶的支持力度，促進農業(yè)結構調整和農業(yè)經濟發(fā)展；拓寬民間融資渠道，降低融資成本，解決農業(yè)部門和非農業(yè)部門之間融資難的問題?！緟⒖嘉墨I】1劉旦.我國農村金融發(fā)展效率與農民收入增長J.上海財經大學學報,2007,29(1):44-49.2胡金炎,董鵬.農村金融發(fā)展與農民收入的關系:山東例證J.改革,2008,28(2):71-76.3楊小玲.農村金融發(fā)展與