农村金融发展与经济增长关系的实证研究

农村金融发展与经济增长关系的实证研究
张丽娜;王静
【摘要】运用内生经济增长模型,结合我国农村地区金融和经济的实际情况,采取1981～2008年的时间序列数据,通过向量自回归检验我国农村金融发展与经济增长之间的某种关系,实证检验结果显示:我国农村金融发展与经济增长保持一种长期稳定关系,农村金融发展促进农村经济的增长.农村金融的介入激发了农村经济增长的潜力,收入是影响农村经济增长的主要因素,但是人均收入并不是金融发展的主要因素.农村投资产出比长期保持一个较低的水平,这种低水平状态表明了农村金融发展的薄弱,投资产出比与经济增长呈现负相关,投资量在产出量得比重太小,没有对经济产生影响；农村中的贷存比保持一个良好的状态,农村储蓄的资金更多流向了农村贷款.因此,在发展农村金融时,应该更加注重农村制度的改革,鼓励和支持民间金融的发展,实现农村金融机构和形式多样化,多渠道促进农村贷款量的增加,有效地促进农村金融体系适应农村经济的发展.
【期刊名称】《西北农林科技大学学报（社会科学版）》
【年(卷),期】2013(013)003
【总页数】5页(P7-11)
【关键词】帕加诺模型;金融发展;经济增长;农村金融;农村经济
【作者】张丽娜;王静
【作者单位】西北农林科技大学经济管理学院,陕西杨凌712100
【正文语种】中文
【中图分类】F323.9
研究经济长期增长和金融部门发展水平之间的联系，实证研究中通常使用的经济理论模型是内生经济增长理论的模型。

金融发展与经济增长之间存在着正面关系的这一结论最先由戈德史密斯通过多国的金融发展数据统计得出。

经济发展的水平决定了金融发展的程度，金融发展的水平在很大程度上又影响着经济的增长[1]。

在对金融发展与经济增长之间关系进行实证研究的过程中，所采用的数据大多是以一个国家或是地区的视角进行采集的[2，3]。

我国农村地区的金融发展既不同于我国整个金融发展水平也不等同于其他国家的金融发展程度，因此，对我国农村金融发展水平与农村经济增长之间关系的研究应该结合实际情况分析和处理。

农村经济是我国国民经济发展的重要组成部分，在我国市场化和金融化日益发展的今天，金融作为经济发展过程中的润滑剂，在影响农村经济增长的诸多因素中，起着尤为重要的作用。

发展农村经济，必须使农村金融率先发展起来，以支持农村经济的增长。

一、模型设计及数据说明
（一）实证模型分析
内生经济增长模型中最经典的就是AK模型，但是AK模型没有把金融因素单独表现出，而是把金融因素与制度因素，包涵在技术进步、知识进步和资源因素上面。

帕加诺模型是将金融因素加入内生经济增长模型的一个比较有代表性的理论模型，该模型以内生经济增长理论为基础，假设经济增长率是总资本存量的增函数，只要存在技术的因素，那么投入资本量的增加，就一定能够推动经济增长，因此，可以根据帕加诺的观点，得出内生增长模型的以下形式[4]40－42：
在这里g表示在t＋1的时间里经济增长率；A表示社会边际资本生产率；I表示投资量；Y表示收入。

上述方程简单地表达了经济增长是受社会边际资本生产率和
投资率的影响的。

但是储蓄并不一定能够迅速直接地转化为投资，由于金融机构的存在，就必须考虑在金融中介的作用下，储蓄转化为投资的效率，因此在内生增长模型中应加入金融部门的作用，修改储蓄S直接转化为投资的前提条件，假设金
融中介在储蓄与投资转化过程中资金的一些流出是合理的。

因此，模型变化为：
其中，θS＝I，θ表示的是储蓄转化为投资的比率，将方程以对数的形式表示为：
上式方程中，s＝S／Y，表示储蓄率。

方程加入了金融中介作用的因素，就很清楚地表达了一国一定时期内经济增长率是由一国的储蓄率、社会边际资本生产率和储蓄投资转换率作用的[5]342－357。

储蓄率s反映的是金融机构聚集金融资源的能力。

金融市场的存在可以降低交易和搜寻信息处理信息的成本，通过信号作用可给储蓄者和投资者一个更好的收益，可以使稀缺的资金在社会上得到合理的优化配置。

储蓄投资转化率反映的是金融市场资金运用的效率，比值越高说明金融市场的效率越高，类似于资金周转率，速度越高，越促进经济的增长。

农村金融发展提高储蓄投资转化率进而推动农村经济增长。

储蓄投资转化率θt反映的是银行或金融体系
发挥金融中介功能的效率，农村金融市场的发展可以提高资本积累的效率，这种效率又能提高储蓄者的收益，两方面推动经济增长。

另外金融中介效率的提高可以吸引更多的资金流向金融部门，提高了金融部门的竞争程度和经营效率，降低金融市场的交易成本[6]251，252，而金融市场交易成本的降低又可以推动经济的增长。

因此，本文将影响农村经济增长的金融发展分为三个机制，即储蓄率、社会边际生产率以及储蓄投资转化率。

根据以上的分析，结果我国农村经济增长状况的具体情况，对影响经济增长的金融因素作以下分析：
1．储蓄率s的影响因素。

影响储蓄率的影响因素有很多，主要包括：居民的收入
水平、实际利率水平、居民消费偏好、物价水平以及居民谨慎动机程度等。

农村地区居民储蓄意愿不同于城市居民储蓄意愿，加上农村数据的可获取性，根据凯恩斯的消费理论，该理论认为决定人们储蓄的主要因素是收入水平。

后来，新古典学派认为基准利率的变动也是影响储蓄变化的主要因素之一。

因此，本文选取农村居民的收入水平和利率水平来反映农村居民的储蓄水平，所以农村金融市场中储蓄的影响因素可以表示为：
公式中x是农村居民人均收入的对数增长率，x＝lnXt－lnXt－1；r为农村利率水平。

2．社会边际资本生产率A的影响因素。

由于金融中介的存在使资金的流通更有效率，金融的发展降低了资金借贷者之间的信息收集与交易的费用[7]175－177，使资金更多地投向收益率更高的项目上，促进了真正有发展潜力的企业，从而提高了投资的生产效率。

社会边际资本生产率直接受投资产出比的影响。

本文选取农村投资比农村产值来衡量农村的社会边际资本生产率。

因此，农村社会边际资本生产率的影响因素表达为：
其中，i是社会边际资本生产率的解释变量，f为投资产出比增长率，i＝ln（It／Yt）－ln（It－1／Yt－1）。

Y为在第t期的农村GDP值，该指标反映的是在其他条
件不变的情况下，增加一单位的产出需要耗费多少投资额的增长情况。

指标值越大，说明为获得等额的产出所需要的投资越多，表明社会的投资效率是低下的，这种经济增长方式是粗放的，不可取的。

3．储蓄投资转化比θ的影响因素。

储蓄如果能有效地向投资转化表示金融发展水平程度高和金融部门运作效率高。

这种效率的提高可以促进储蓄更多更快地转化为投资。

假定金融市场主要分为银行市场、债券市场和股票市场。

债券市场和股票市
场的收益变化也会应影响到金融部门的储蓄投资转化比。

但是股票市场和债券市场是针对全国而言，对农村金融不适用，因此，用每年农村固定投资额比储蓄量即存贷比就可以表示储蓄投资转化比，表示每一单位的储蓄量可以最终放贷多少投资额，比值越接近于1，就表示单位储蓄中金融中介的配置效率越大，反映金融机构将储蓄转化为投资，支持农村经济增长的效率就越高。

所以，农村金融发展中的储蓄投资转化比的函数可以表示为：
其中，l为农村贷款总量比农村储蓄总量，l＝S／D。

根据上面对农村金融发展的因素分析，可以将上面的因素代入实证模型中，重新改写为：
gt表示农村社会总产值对数增长率，用来衡量农村经济增长水平。

gt＝lnGDPt－lnGDPt－1，这里GDP表示农村社会总产值，xt表示农村居民人均收入的对数增长率，rt表示国家一年期定期储蓄利率，it表示投资产出比增长率从，lt表示贷存比。

α0为方程的常数项，α1、α2、α3、α4 分别表示相对解释变量的系数，εt为误差项。

本文所采取的变量均为相对量指标，即比率指标，采用这样一种形式是因为这种指标可以表现出一种相对弹性的变化，也能反映出农村金融发展对农村经济增长的贡献程度。

从统计角度出发，相对比率也能消除多重共线性对方程的影响，得出的统计结果更能解释实际情况。

（二）数据说明
对于指标的选取，涉及到的指标有农村第一产值，第一产业包括了种植业、林业、牧业和渔业，选取第一产业产值作为反映农村经济增长总量的主要原因是出于对农村经济增长总量的大致估计，并且第一产业与农民收入密切相关，可以很好地反映
农村真实经济增长情况，本文采用农村经济增长率的形式表示；一年期定期利率来源于中国人民银行相关数据；资本产出率比值使用投资比农村第一产值表示，农业投资理论上等于农业固定投资、农业基本建设投资、农业更新改造投资与农业贷款之和。

由于农村投资数据不易收集，简单用其中一部分可能会使数据失去经济意义，但是投资量因素在金融效率方面具有重要意义，根据中国统计年鉴计算，农业固定资产投资占农业投资90%以上的份额[8]33，34。

所以，用农业固定资产投资占农村GDP比重表示边际资本产值率。

全部数据来自于各年《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》等。

各指标数据见表1。

表1 实证模型中各项指标年份 g x r／%i l 1981 0．13 0．14 5．40 0．77 0．58 1982 0．14 0．15 5．76 0．28 0．58 1983 0．11 0．18 5．76 0．14 0．68 1984 0．24 0．13 5．76 0．11 0．84 1985 0．06 0．13 6．84 0．14 0．89 1986 0．11 0．06 7．20 0．11 0．97 1987 0．17 0．09 8．64 0．08 0．96 1988 0．25 0．16 11．34 0．06 0．99 1989 0．11 0．10 10．08 －0．01 0．82 1990 0．17 0．13 7．56 －0．20 0．78 1991 0．06 0．03 7．56 0．04 0．77 1992 0．11 0．10 7．56 0．15 0．81 1993 0．21 0．16 9．18 0．13 0．82 1994 0．43 0．28 10．98 －0．04 0．73 1995 0．29 0．26 10．98 0．10 0．69 1996 0．10 0．20 9．18 0．06 0．66 1997 0．06 0．08 5．67 0．04 0．67 1998 0．03 0．03 4．77 0．00 0．67 1999 －0．01 0．02 2．25 0．11 0．68 2000 0．02 0．02 2．25 0．00 0．63 2001 0．05 0．05 2．25 0．02 0．62 2002 0．05 0．05 1．98 0．06 0．61 2003 0．08 0．06 1．98 0．14 0．65 2004 0．22 0．11 2．25 －0．05 0．68 2005 0．09 0．10 2．25 0．13 0．63 2006 0．03 0．10 2．52 0．13 0．54 2007 0．20 0．14 3．33 0．00 0．53 2008 0．19 0．14 2．25 0．03
0．48
二、实证分析
（一）实证检验
1．平稳性检验。

由于大多时间序列数据都是非平稳的，具有时间趋势的，在对时间序列进行实证分析中，其前提是每个时间序列必须是平稳的。

因此在对农村经济增长与金融发展的各变量之间进行实证的一个前提就是先进行平稳性检验，消除“伪回归”结果[9]。

对以上变量进行检验，结果如表2所示。

通过检验发现各变量的原序列的ADF值均大于5%临界值，说明变量是非平稳性的，而经过一阶差分后，各变量的ADF检验都是平稳性的，即这些变量均是一阶单整过程I（1），可以采用协整方法进行检验。

表2 各变量单位根检验结果注：D表示一阶差分，C表示常数项，T表示趋势项，L表示滞后阶数变量检验形式（C，T，L）检验值 5%临界值－3．316 0 －2．981 0 －2．642－1．600 0 －1．953 9 －2．482 Dg （C，0，1）－5．751 5 －2．981 0 －2．445 x （C，T，1）－2．237 2 －2．976 3 －0．179 Dx （C，0，0）－4．496 8 －2．981 0 －0．201 r （C，0，1）－2．485 2 －3．595 0 －2．483 Dr （C，0，0）－3．251 4 －2．981 0 －2．450 i （C，0，10）－2．350 2 －3．622 0 －2．676 Di （C，0，0）－5．675 8 －3．733 2 －2．661 l （C，0，6）－2．716 4 －3．587 5 －2．660 Dl （C，0，3）AIC g （C，T，1）
2．协整检验。

由ADF检验可以知道，农村经济增长与农村金融发展水平的变量均为非平稳的一阶单整I（1）过程。

但这四个变量之间可能存在某种协整过程，即存在某种平稳的线性组合，这种组合可以反映变量之间的长期稳定的关系。

本文采用Johansen协整检验方法，但由于Johansen协整是一种基于VAR模型的检验方法，因此在进行协整检验前，应该首先确定VAR模型的结构，通过对AIC的
观察，我们采取滞后2阶的VAR模型，采用无趋势项但有截距项的向量自回归VAR（2）协整方程进行协整检验。

表3 Johansen检验结果注：＊表示在5%水平上显著零假设协整方程数特征值
迹统计量5%临界值 P值0．830 020 74．611 04 60．061 41 0．001 8最多1个 0．529 657 30．309 19 40．174 93 0．338 5最多2个 0．309 203 11．451 88 24．275 96 0．749 5最多3个0＊0．083 422 2．204 144 12．320 90 0．933 7
比较5个变量之间的迹统计量，在5%临界值的水平下变量之间存在一个协整关系，所得到的平稳线性组合为协整方程，协整方程的存在说明这些变量之间存在长期的均衡关系，得到协整均衡向量见表4。

表4 变量间的协整向量x r i l 1．000 0 －4．072 106（0．515 74）g 0．041 268（0．010 40）4．164 949（0．482 73）－0．245 002（0．082 92）
根据协整向量，可以写出协整方程如下：
g＝4．07x－0．04r－4．16i＋0．25l
通过以上分析，可得出以下结论：
由上面协整方程可以得出，农村经济增长与金融发展中的人均收入和储蓄投资比呈正向关系，与农村金融发展中的基准利率和社会边际投资生产率成负相关关系，人均收入是储蓄率的函数，因此储蓄率的增加可以提高居民的人均收入，从而促进经济增长；基准利率是储蓄率的函数，理论上讲，储蓄利率越高，人们更愿意将持有的货币放入银行以获取收益，因此，基准利率与储蓄率是正向关系，但是从实证中发现，基准利率并没有在农村储蓄中起到很好的作用，甚至是微弱的负相关关系。

说明农村居民将货币放入银行的主要因素并不取决于基准利率，这也与农村利率被严重管制造成低利率现象有关，也与农户储蓄倾向以及社会习惯有关，农户储蓄在相当程度上是为了求得资金上的稳定保值，储蓄不具有利率弹性[10]；农村中社会
边际资本生产率没有促进经济增长，这可能是由于农村投资的低效率所致。

本文对投资的数据选取为我国农村固定投资资产，这种投资主要应用于农村地区的公共基础设施项目的建设，属于公共产品，只能间接地促进经济增长；贷存比与农村经济增长有着长期稳定的关系，说明银行机构在农村经济增长中发挥着重要作用。

三、结论及政策建议
通过对我国农村金融发展和经济增长关系的实证检验，可以得出如下结论：我国农村金融发展与经济增长之间具有长期稳定的关系，金融发展能够促进农村经济的发展．从农村每年的经济增长率的时间序列可以看出，农村经济每年都保持了平稳发展，农村金融的引入激发了农村经济增长的潜力，收入是影响农村经济增长的主要因素，但是人均收入并不是金融发展的主要函数，它是金融发展的基本因素，只有收入增大了，才会提高储蓄率和投资量。

国家一年期的定期利率的变化对农村经济影响并不大，真正要使农村借贷市场发展起来，首先要降低银行等金融机构在农村借贷的门槛，放松农村利率管制，针对民间金融的借贷行为，要合理引导和扶持，民间金融的存在是促进农村经济增长的主要因素之一。

农村投资产出比的时间序列保持一个较低的水平（平均投资产出率为0．09），这种低水平首先表明农村金融发展的薄弱，微弱的力量不可能促进经济增长。

在实证中可以看出，投资产出比与经济增长呈现负相关，投资量在产出量中的比重太小，没有对经济产生影响。

在以后的农村金融发展中，要加大对农村地区的投资，使资金向更有效的产业流动，促进资源的合理配置。

农村中的贷存比保持一个良好的状态，说明农村储蓄的资金更多流向了农村贷款，但也有一部分资金流向到城市地区，其原因是在城市地区投资比在农村地区投资所承担的风险更小而收益更大。

在以后的农村金融发展中，可通过对农户或农村企业进行信用担保、联合担保等方式降低投资资金的风险，使更多的资金流向农村地区，促进经济增长。

为了使农村金融发展能够更好地促进农村经济增长，就必须对农村金融进行改革。

为此，建议采取以下几点措施以促进农村金融发展：一是加快农村金融制度改革的进程，完善农村金融市场，在允许正规金融机构在农村地区发展的同时，鼓励和支持民间金融的发展，实现农村金融机构形式的多样化，多渠道促进农村贷款量的增加，有效促进农村金融体系适应农村经济的发展。

二是提高农村金融机构运行效率，促使农村储蓄更好地为农村地区资金提供支持，扭转由于农村金融体系效率低下所造成的农村资金配置效率下降的趋势，减少农村资金的流失，保证有足够的流动资金支持农村经济发展。

三是加强对农村投资力度，建立担保、保险公司，分散农村经济发展风险。

担保、保险机制在农村的建立是农村有更多资金支持的前提，并且担保、保险等防范风险的机制在农村建立本身就是促进农村金融机构的发展壮大、加强农村经济市场力量。

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