非正規金融與我國農村經濟增長關系研究

陳 靜

（安徽財經大學，安徽 蚌埠 233041）

非正規金融與我國農村經濟增長關系研究

陳 靜

（安徽財經大學，安徽 蚌埠 233041）

當前非正規金融在農村金融市場上的占有率已超過正規金融居于主導地位。農村非正規金融到底是不是一種有效的融資安排并最終體現在能否促進農村經濟的增長？如果單純從理論上論證非正規金融的作用將難以得到令人信服的結論，必須開展客觀可信的實證分析。因而在此背景下，深入研究農村非正規金融發展與農村經濟增長的關系問題，對于進一步深化農村金融改革，重構農村金融體系，為更好的促進農村經濟增長必將具有重要的理論和現實意義。

非正規金融；農村經濟；實證分析

一、引言

農民“融資難”是發展中國家面臨的一個重大問題。改善農戶的融資環境是我國建設社會主義新農村、構建和諧社會所需要滿足的客觀要求之一。溫總理在2007年的政府工作報告中提到要“探索適合農村特點的金融組織”，推動農村金融基礎設施建設。非正規金融的種類繁多，是我們遴選適合和滿足農戶不同需求金融組織的一個重要組織資源。因此，進一步全方位地了解農村非正規金融的作用，研究并處理好非正規金融問題，對于推進農村金融深化、建立和完善農村信貸服務體系，及時提出相對合理的政策建議有著重要的實踐指導意義。

對于金融發展和農村經濟增長的關系，很多專家和學者都進行了深入研究。如：Calomiris、Rajaraman(1998)指出，非正規金融市場上相對充分的信息以及隱性抵押等減少了貸款的違約風險，使得農民小規模和短期投資成為可能，這將有利于經濟增長①；許崇正、高希武（2005）以實證方式論證了信貸投資對于農民人均收入的影響不顯著，農村金融對農民增收的制約因素，提出了完善我國農村金融體制是促進農民增收的現實選擇。

本文根據我國1997－2008年的有關數據，從定量的角度，采用回歸分析方法、協整分析技術和格蘭杰因果檢驗方法，實證研究了我國農村非正規金融與農村經濟增長之間的關系。

二、實證分析

(一)變量的選擇與數據的采集和處理

對于農民收入增長指標來說，由于目前官方還沒有農村GDP的統計指標與資料，對于經濟增長可以采用多種方法來度量，但是Heston(1994)指出，由于國民經濟賬戶體系存在著一些錯誤和不一致，人均GDP數據相較于GDP數據出現錯誤機率要小很多，因為一些影響GDP水平的估計錯誤也影響對人口的估計，這樣錯誤可以被抵消。而農村人均GDP數據相對于農村GDP數據的錯誤以及對比差異都要少一些。因此我們選擇農村人均GDP作為衡量我國農村經濟增長的指標。同時,鑒于農村資本存量在實際中難以得到,并考慮到數據的可得性,本文選用農村固定資產投資代替農村資本投入量指標（K）。由于目前我國農村正規金融表現形式單一,主要以存貸款業務為主,加之缺乏農村金融資產的統計數據,本文以農業貸款余額來衡量農村正規金融發展水平（F）。農村非正規金融發展水平（UF）方面我國至今尚沒有公開的統計數據,本文采用的是農村非正規金融估算值。

本文研究的樣本區間為1997—2008年，其中農民人均純收入、農村固定資產投資、農業貸款余額的數據全部來自《中國統計年鑒》和《中國金融年鑒》，非正規金融估算所使用的相關數據來源于調查的實地資料以及《中國統計年鑒》（1998—2009年）。

表一：1997-2008年我國農村金融發展與經濟增長指標

注：表中農村人均GDP、正規金融機構貸款（農業貸款）、農戶固定資產投資的數據摘自《中國統計年鑒》和《中國金融年鑒》。非正規金融貸款額（1997——2002）年的數據摘自郭沛《中國非正規金融規模估算》一文中的數據②。而2003——2008年的數據則是采用公式（1）③的方法，根據農業部農村固定觀察點辦公室編《《全國農村固定觀察點調查數據匯編》計算所得。

分別對AI、K、F和UF四個時間序列（變量）取對數，即LnAI、LnK、LnF和LnUF④。從而消除時間序列數據中存在的異方差，增強數據平穩性，也設定了研究變量。

（二）回歸分析

由上述回歸可知，模型擬合優度較高，不存在自相關問題。

（三）序列的平穩性檢驗

本文采用了1997-2008年的時間序列數據進行實證分析，時間序列數據中經常呈現不平穩性和趨勢性特征，容易導致偽回歸現象的出現，因此需要對序列進行平穩性檢驗，本文中采用ADF檢驗對LnAI、Ln K、LnF和LnUF四個變量的時間序列進行平穩性檢驗，檢驗結果如下：

變量 ADF檢驗值 10%水平下的臨界值 結論lnAI 0.654663 -3.420030 非平穩lnF -0.080236 -2.771129 非平穩lnUF 0.938734 -2.728985 非平穩lnK 4.604075 -2.728985 非平穩

由檢驗結果可以看出，lnAI、lnF、lnUF、lnK四個時間序列都是非平穩序列。為確定序列是否是一階差分平穩，對一階差分序列DlnAI、DlnF、DlnUF、DlnK也進行ADF檢驗。一階差分序列檢驗結果如下：

變量 ADF檢驗值 10%水平下的臨界值 結論DlnAI -3.919425 -3.515047 平穩DlnF -6.263551 -2.801384 平穩DlnUF -2.765440 -2.747676 平穩DlnK -3.117917 -2.747676 平穩

檢驗結果表明，一階差分 DlnAI、DlnF、DlnUF、DlnK 在10%的顯著性水平下都已經是平穩的時間序列，具備了進行協整檢驗的前提。

（四）協整檢驗

協整理論的實質是一種建模技術，它從分析時間序列的非平穩性入手，探求非平穩變量間蘊涵的長期均衡關系。對回歸模型（1）殘差序列進行平穩性檢驗，結果如下：

T-統計量 概率ADF檢驗值: -3.661903 0.0255檢驗臨界值： 1%水平 -4.297073 5%水平 -3.212696 10%水平 -2.747676

由上述結果可以看出，殘差序列是平穩的，即lnAI、lnF、lnUF、lnK四個變量之間存在協整關系。因此回歸模型（1）的OLS估計量不存在偽回歸的問題，模型無需修正。

在進行了協整檢驗和傳統的回歸分析之后，得到以下結論：首先，農村經濟增長與農村資本投入量、農村正規金融發展水平、非正規金融發展水平，相關性較強，具有同方向變動關系。其次，回歸模型顯示，在其它條件不變的前提下，每增加一單位的lnUF，就會增加0.086396個單位的lnAI；每增加一單位的lnF，就會增加0.095798個單位的lnAI；每增加一單位lnK，就會增加0.641746個單位的lnAI。最后，協整檢驗結果表明，農村經濟增長與農村資本投入量、農村正規金融發展水平、非正規金融發展水平存在長期穩定的均衡關系。

（五）變量的格蘭杰因果關系分析

協整檢驗結果告訴我們，農村經濟增長與農村資本投入量、農村正規金融發展水平、非正規金融發展水平存在長期穩定的均衡關系，但是這種均衡關系是否構成因果關系，則需要進一步地驗證。下面對lnAI與lnF、lnUF、lnK兩變量間進行格蘭杰因果關系檢驗，結果如下：

檢驗假設： 觀測值 F檢驗統計量 概率lnK不是lnAI的格蘭杰原因 10 4.04773 0.09008 lnAI不是lnK的格蘭杰原因 7.57602 0.03066檢驗假設： 觀測值 F檢驗統計量 概率lnF不是lnAI的格蘭杰原因 10 2.99008 0.13993 lnAI不是lnF的格蘭杰原因 0.57774 0.59466檢驗假設： 觀測值 F檢驗統計量 概率lnUF不是lnAI的格蘭杰原因 10 5.16185 0.06082 lnAI不是lnUF的格蘭杰原因 2.39762 0.18616

由以上檢驗可知10%顯著性水平下，lnAI是lnUF的格蘭杰成因，但lnUF不是lnAI的格蘭杰成因，lnAI不是lnF的格蘭杰成因；lnF也不是lnAI的格蘭杰成因。

格蘭杰因果關系檢驗結果表明：我國農村經濟增長與非正規金融發展水平之間存在單向的因果關系，農村經濟增長不是非正規金融發展水平的格蘭杰原因，而非正規金融發展水平卻是農村經濟增長的格蘭杰原因。

通過格蘭杰因果關系分析、回歸分析和協整檢驗，我們可知農村經濟增長與非正規金融發展水平之間存在長期穩定的均衡關系，并且存在一定的單向因果關系。

三、政策建議

根據以上結論,農村非正規金融是具有效率的,它對于緩解農村金融供給不足、提高農村金融需求的滿足度具有十分重要的積極作用。為此,本文提出以下政策建議:

第一，賦予農村非正規金融合法地位。國家應正式承認民間借貸的合理性，讓其獲得與正規金融同樣的發展空間。從國外的經驗來看，美國等發達國家都曾通過使民間金融“合法化”的方式來規范民間金融，并取得了較好成效。當前，應引導私人錢莊、民間合會等組織走向前臺，向規范化、合法化金融轉變。

第二，建立適合農村非正規金融發展的監管機制。實際上，發展非正規金融本身的涵義當中就包含著對非正規金融的監管。金融業高風險的特點決定了任何金融業的健康發展都需要監管，不監管等于不發展。過去我國已經出現的一些民間金融之所以后來問題較多，不是因為這種經濟形式本身有問題，而是政府沒有對其進行應有的監管。因此，對非正規金融的監管應更加深入化、系統化、科學化。

第三，對不同的農村非正規金融活動要采取區別對待的方針。非正規金融市場不是一個統一的市場，不同的非正規金融活動在經濟活動中的地位和作用都會不一樣，因此采取區別對待是必要的。鼓勵和發展符合市場經濟發展要求的合理的農村非正規金融，強化對契約關系的保護，規范有息民間借貸，讓農村非正規金融登堂入室，使它們合法化，充分發揮其作用，為農村經濟發展貢獻力量。

注：

①Calomiris C W.Rajaraman,The Role of ROSCAs:Lumpy Durables or Event Insurance,1998

②郭沛：中國農村非正規金融規模估算[J]，經濟研究參考，2004，（2）

③非正規金融貸款額＝農戶借貸總額－農戶向銀行貸款額＝農戶借貸總額－農戶借貸總額×向銀行貸款比重＝農戶借貸總額×（1一向銀行貸款比重）＝農村人均年借入款×農村人口總數×（1－向銀行貸款比重） （1）

④高艷：農村非正規金融對農民收入增長支持的實證分析[J]，南京財經大學學報，2008，(2)

F832

A

1672-0547（2010）05-0032-02

2010-05-06

陳 靜（1986－），女，安徽阜陽人，安徽財經大學金融學院碩士研究生，研究方向：商業銀行經營與管理。