农村金融与农村经济增长

摘 要：农村金融发展对于农村经济增长具有重要的推动作用.运用1978-2010年的相关数据和时变参数模型估计方法,就我国农村金融发展与农村经济增长之间的动态关系进行探寻.首先,协整检验与误差修正模型的估计结果显示：无论是长期还是短期,农村金融发展规模对于农村经济增长具有正向促进作用,而农村金融相似度检测效率却对农村经济增长起到了负向抑制作用.时变参数模型的估计结果则进一步发现：农村金融发展规模对农村经济增长的促进作用在整体上呈现弱化趋势,当前的正向作用机制比较微弱；而农村金融相似度检测效率对农村经济增长的抑制作用经历了一个先减弱后增强的“倒V”型变化过程.

关 键 词：农村金融发展；农村经济增长；时变参数模型；动态演化

中图分类号：F323文献标识码：A文章编号：1003-3890（2012）10-0019-06

一、问题的提出

金融发展尤其是农村金融发展一直被认为是我国农村经济增长的重要前提和条件,并广泛应用于促进农村经济增长的政策研究当中.从实际发展情况来看,当前我国农村地区,其政策性金融、商业性金融、合作性金融和其他金融组织机构分工协作的金融怎么写作体系框架也已初步形成,为农村金融发展能够怎么写作于农村经济增长创造了基础条件.那么是否正如我们的直觉和预期,我国农村金融的发展推动了农村经济的增长呢?如果是,这一推动作用又是否强烈,是否稳定呢?二者之间的事实关系是一个有待进一步实证检验和分析的问题.

在已有的研究中,Goldith（1969）开创了金融发展与经济增长关系定量研究的先河,他对35个国家1860—1963年的面板数据进行了实证研究,发现地区经济增长依赖于金融发展,两者互为因果,尤其是在经济的快速增长时期,一般都伴随着金融的超常水平发展[1].由于Goldith的研究成果缺乏对经济增长的其他影响因素进行系统性的控制,所采用的金融相似度检测规模这一指标不能够准确度量金融系统的功能,并且对于金融发展、资本积累和生产率提高三者之间的联系也没有进行必要的分析.因为存在上述研究不足,King&Levine（1993）在改进和弥补Goldith研究不足的基础上,系统性地分析了经济增长的影响因素,并运用80个国家1960—1989年的面板数据重新检验了资本积累和经济增长的路径,同样证明了二者之间存在正向关系[2].然而,在许多针对发展中国家和转轨经济国家的金融发展与经济增长关系的实证研究中,并不能证实金融部门能够引导长期的经济增长,例如Demeteades&Hussein（1996）、Shan&Morris（2002）、Boulila&Trabelsi（2004）等[3-5].受上述理论的影响,伴随着我国农村金融改革与发展,国内学者对农村金融发展与农村经济增长关系的研究也越来越多.谢琼、方爱国（2009）采用了协整分析、多元回归和典型相关分析等多种研究方法研究了1978—2006年我国农村金融发展与农村经济之间的关系,结果发现农村金融的发展非但没有促进农村经济增长,反而在农村产业结构优化、农民增收和农村消费等方面存在消极影响,我国农村正规金融外生于农村经济,农村金融制度在结构和功能上与农村经济发展目标存在偏差[6].冉光和、温涛（2008）在对我国农村经济发展的金融约束效应进行制度分析的基础上,同样实证检验了1978—2006年间农村金融与农村经济增长的关系,结果证实政府主导的农村金融成长模式对农村经济增长具有显著的约束效应[7].但是安翔（2005）基于帕加诺模型的实证检验却表明,我国农村地区金融业的发展与农村经济增长是高度正相关的.季凯文、武鹏（2008）以农村全部金融资产与同期农村GDP的比值来衡量农村金融的深化程度,实证结果表明农村金融深化与农村经济增长也是一种正相关的关系,并且农村金融深化对农村经济增长具有较为显著的促进作用[8].

纵观已有研究不难发现,由于在选用指标和分析方法上的差异,有关二者关系的结论没有达成一致,同时还反映出一些问题,特别是针对我国的实际情况,有待进一步的研究：（1）目前绝大多数的实证研究都是局限于利用固定参数的多元线性回归模型进行静态分析,没有考虑经济变量之间的动态关系,这在我国金融政策变化较为频繁的转型时期显然是不足的.（2）已有的统计数据中,有关农村金融发展的数据只有30多年,并且都是截面数据,由于样本数据太少,这在估计多个变量时显然会影响到模型估计的精确度.（3）农村金融发展水平的衡量指标选择过于单一,且各有侧重,导致结果不可比.本文在前人已有研究成果的基础上,将从农村金融发展规模、农村金融相似度检测效率两个方面来对我国农村金融发展与农村经济增长的关系进行实证分析.同时在分析方法上选择了时变参数模型进行估计,从动态演化的角度来考察农村金融发展对农村经济增长的影响,选择的时变参数模型采用了卡尔曼滤波进行迭代估计,由于该估计方法对样本容量的要求不高,可以显著提升估计结果的精确度[9].

二、模型构建与数据说明

(一)时变参数模型的构建

本文试图借助于传统的柯布—道格拉斯生产函数来设定本文的计量模型,通过一些替代的经济计量分析,建立一个含有农村金融发展与农村经济增长关系的新型生产函数模型.柯布—道格拉斯生产函数是由美国数学家柯布和美国经济学家保罗·道格拉斯于20世纪30年代提出来的,该生产函数以其简单的形式具备了经济学家所关心一些性质,对于农业技术的经济数量分析具有特殊意义.柯布—道格拉斯生产函数的一般形式为：

Q等于ALαKβ（1）

（1）式中Q为生产产量（生产总值）,L和K分别为用于生产的劳动和资本的投入量,α是劳动的产出弹性系数,β是资本的产出弹性系数,A为综合技术水平.这里借鉴Greenwood&Jovanivic（1990）、Murinde（1994）、温涛（2005）、刘旦（2007）等的研究方法,将农村金融发展也视为一项生产要素引入到柯布—道格拉斯生产函数中,其作用与资本、劳动等一样都是生产中必备条（二）数据说明

本文涉及的变量和数据资料包括了农村人均GDP、劳动投入、资本投入和农村金融发展水平四个方面.其中,农村GDP为1978—2010年我国的“农林牧渔业”增加值和乡镇企业增加值之和.劳动投入水平用1978—2010年乡村从业人员占乡村总人口的比重进行替代.资本投入水平则采用了1978—2010年农村固定资产投资与农村GDP的比率进行分析.在衡量农村金融发展水平的两个指标中,涉及到的农村存款余额为1978—2010年农村储蓄存款和农业存款之和；农业贷款为1978—2010年农业贷款与乡镇企业贷款之和.另外,本文所用到的数据均来源于历年《中国统计年鉴》（1982—2011年）、《中国金融年鉴》（1986—2011年）、中经网数据库和《新中国五十年统计资料汇编》.

三、实证结果及其经济含义

为了避免模型出现伪回归的现象,对于非平稳时间序列,时变参数模型要求变量之间存在协整关系.因此本文首先利用Dickey和Fuller提出的ADF单位根检验方法,检验各变量数据的平稳性,对于非平稳变量进行差分后使之成为平稳的时间序列.如果各变量具有相同的单整阶数,那么据此进一步对相关变量进行Johansen协整检验,同时构建出相应的协整方程以反映农村金融发展与农民收入增长之间的长期关系.在各变量之间存在协整关系的前提条件下,通过误差修正模型（ECM）还可以分析各变量的短期相互关系.最后,在此基础上进行时变参数模型的估计,以进一步确定农村金融发展与农村经济增长的动态关系.

为了确定各变量的平稳性,本文利用Eviews6.0软件,采用ADF检验方法对各变量进行单位根检验.单位根检验结果如表1所示.通过表1可以看出,LNGDP、LNLDRK、LNTZSP、LNJRGM和LNJRXL在10%的显著性水平下均为非平稳变量,但是它们的一阶差分序列ΔLNGDP、ΔLNLDRK、ΔLNTZSP、ΔLNJRGM和ΔLNJRXL却在1%的显著性水平下都是平稳的,这就说明LNGDP、LNLDRK、LNTZSP、LNJRGM和LNJRXL都是一阶平稳序列,记为I（1）,它们之间有可能存在协整关系.因此,有必要进行Johansen协整检验以确认它们之间是否具有长期的稳定均衡关系.

(二)协整检验

由于上述变量都是一阶平稳序列,因此可以利用Johansen协整检验来判断它们之间是否存在协整关系,进而利用协整方程说明这些变量之间存在的长期均衡关系.由于Johansen协整检验方法是一种基于VAR模型的检验方法,因此在检验之前必须首先判断VAR模型的结构.综合运用赤池信息（AIC）和施瓦茨（SC）的定阶准则,并结合似然比（LR）检验,本文最终确定无约束VAR模型的最优滞后期为1,故协整检验模型的滞后期确定为0,表2为Johansen协整检验结果.

利用协整检验在确定了LNGDP与LNLDRK、LNTZSP、LNJRGM和LNJRXL之间的长期均衡关系的基础上,可以利用向量误差修正模型来估计农村经济增长与其他变量间的短期动态关系（见表3）.根据表3的估计结果可以看出：农村人均GDP的误差修正项的系数为-0.2437（小于0）,并在1%的显著性水平下通过t检验,说明当农村经济的增长偏离长期均衡状态时,误差修正项对其具有较为明显的反向修正作用.另外,LNRKJG和LNTZSP对农村经济增长的促进作用在短期并不明显,而反映农村金融发展水平的JRGM和JRXL两个指标,其在长期中分别与农村经济增长呈正向关系和负向关系,在短期中依然成立,并且较为显著.

图3反映了1982—2010年农村金融发展规模产出弹性系数的变化轨迹.容易看出各年的弹性系数值都是大于0的,说明农村金融发展规模的扩大促进了农村经济增长.但是进一步观察会发现,农村金融发展规模产出弹性系数的变化趋势还呈现出一定的阶梯状,即1982—1993年的平均弹性系数为0.3853,1994—2004年平均弹性系数下降到0.2839,而2005—2010年的平均弹性系数仅为0.0837,反映出农村金融发展规模与农村经济增长的正向关系在整体上具有明显的弱化趋势,而且当前农村金融发展规模的促进作用比较微弱.两个阶梯转折点的出现与我国农村金融发展历程是紧密相关的：20世纪90年代中后期,国务院先后发布了《农村信用社与中国农业银行脱离行政隶属关系实施方案的通知》和全国统一取缔农村合作基金会的决定,这不仅在统计口径上陡然缩减了农村金融的存贷余额数量,同时农村非正规金融的发展还受到严厉打击,农村金融发展依附体的分裂与打压使得农村金融发展规模对农村经济增长的作用受到限制；2004年的转折点则可能与该年逐步推行的“两减免三补贴”惠农政策相关.为了促进农村经济发展,保障粮食安全,从2004年开始我国政府将加大农业补贴力度、提高农业综合生产能力和建设社会主义新农村作为工作的重中之重,政府强有力的支农、惠农政策对农村金融发展规模的增长效应产生了替代效应,致使趋势又一次下降.

图4反映了1982—2010年农村金融相似度检测效率产出弹性系数的变化轨迹,其趋势上与资本产出弹性系数的变化相似,即先增长后下降的“倒V”型,但是二者的意义截然不同.由于各个年份里产出弹性系数值小于0,反映出农村金融相似度检测效率的提升对农村经济增长起到的是抑制作用,因而1982—1986年的上升趋势说明的是农村金融相似度检测效率的抑制作用在减少,而1987年—2010年的持续性下降则说明抑制作用又重新增强.1983年农业银行总行发出了《关于改革信用社管理体制的试点意见》,对全国农村信用合作社进行了体制改革,恢复其群众性、性、灵活性和集体金融组织的性质,这在一定程度上极大地激发了农村金融事业的发展,农村存贷业务得以恢复,农村金融相似度检测效率对农村经济增长的作用开始走向正轨,然而到了1986年,邮电部和中国人民银行联合发出《关于开办邮政储蓄业务联合通知》,邮政储蓄业务被央行界定为只存不贷,而其他农村基层金融机构的逐利思想和模仿效应也都不自觉地遵循着“偏农离农”的路径,最终使得农村资金缺乏,生产和投资处于自发状态,农村金融的发展对农村经济的增长缺乏效率.四、结论与政策启示

以上的实证分析结果表明：1978—2010年我国农村金融发展与农村经济增长之间的关系不能一概而论.Johansen协整检验表明,从长期来看,农村金融发展规模与农村经济增长呈现正向关系,而以“贷存比”衡量的农村金融相似度检测效率却对农村经济的增长起到了抑制作用.误差修正模型的估计结果显示,即使在短期,农村金融发展规模和农村金融相似度检测效率对农村经济增长依然具有较为显著的正向影响和负向影响.时变参数模型进一步探寻了农村金融发展规模、农村金融相似度检测效率与农村经济增长关系的动态演化轨迹,结果发现：农村金融发展规模产出弹性系数的变化趋势呈现阶梯状,反映出农村金融发展规模与农村经济增长的正向关系在整体上具有弱化趋势,而且当前农村金融发展规模的促进作用比较微弱；农村金融相似度检测效率产出弹性系数呈现出先增长后下降的变化趋势,说明农村金融相似度检测效率对农村经济增长的抑制作用经历一个先减弱而后增加的变化过程.

整体来看,我国农村金融发展对农村经济增长的影响与政策制定者的初衷并不和谐,甚至农村经济的发展还受到了农村金融相似度检测效率的制约.但是我们并不能因此得出农村金融发展对农村经济增长并无正向作用的结论,其所揭示的只是由于现行农村金融制度与经济发展战略导致的我国农村金融发展在结构、功能和效率上与农村经济发展实际需求间不相协调的事实.随着农村金融体系的进一步完善和农村金融改革的进一步深化,将农村经济增长作为农村金融发展的主要目标已经成为不争的事实.因此,为了确保这一目标的实现,需要对现行农村金融的功能和结构进行改进,逐步实现农村金融怎么写作体系的多元化,在完善和健全农村正规金融发展的前提下,帮助和引导农村民间（非正规）金融事业的平稳发展,多角度地解决农村居民融资难的问题,进而促进农村金融体系适应农村经济的发展.不仅如此,同时还需重塑农村金融市场的主体地位,促进农村金融市场正常发展,转变由于农村金融体系效率低下而导致的农村资金大量流失和配置低效率,保证农村经济发展具有充足的资金支持,农村金融发展对农村经济增长的贡献度有力提升.

注释：

①协整方程中小括号中的数字表示协整方程中估计系数的标准差,中括号中的数字表示系数的t值.