農村金融發展與農村經濟增長

摘要：農村金融發展對于農村經濟增長具有重要的推動作用。運用1978-2010年的相關數據和時變參數模型估計方法，就我國農村金融發展與農村經濟增長之間的動態關系進行探尋。首先，協整檢驗與誤差修正模型的估計結果顯示：無論是長期還是短期，農村金融發展規模對于農村經濟增長具有正向促進作用，而農村金融中介效率卻對農村經濟增長起到了負向抑制作用。時變參數模型的估計結果則進一步發現：農村金融發展規模對農村經濟增長的促進作用在整體上呈現弱化趨勢，當前的正向作用機制比較微弱；而農村金融中介效率對農村經濟增長的抑制作用經歷了一個先減弱后增強的“倒V”型變化過程。

關鍵詞：農村金融發展；農村經濟增長；時變參數模型；動態演化

中圖分類號：F323 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2012）10-0019-06

一、問題的提出

金融發展尤其是農村金融發展一直被認為是我國農村經濟增長的重要前提和條件，并廣泛應用于促進農村經濟增長的政策研究當中。從實際發展情況來看，當前我國農村地區，其政策性金融、商業性金融、合作性金融和其他金融組織機構分工協作的金融服務體系框架也已初步形成，為農村金融發展能夠服務于農村經濟增長創造了基礎條件。那么是否正如我們的直覺和預期，我國農村金融的發展推動了農村經濟的增長呢？如果是，這一推動作用又是否強烈，是否穩定呢？二者之間的事實關系是一個有待進一步實證檢驗和分析的問題。

在已有的研究中，Goldsmith（1969）開創了金融發展與經濟增長關系定量研究的先河，他對35個國家1860—1963年的面板數據進行了實證研究，發現地區經濟增長依賴于金融發展，兩者互為因果，尤其是在經濟的快速增長時期，一般都伴隨著金融的超常水平發展[1]。由于Goldsmith的研究成果缺乏對經濟增長的其他影響因素進行系統性的控制，所采用的金融中介規模這一指標不能夠準確度量金融系統的功能，并且對于金融發展、資本積累和生產率提高三者之間的聯系也沒有進行必要的分析。因為存在上述研究不足，King & Levine（1993）在改進和彌補Goldsmith研究不足的基礎上，系統性地分析了經濟增長的影響因素，并運用80個國家1960—1989年的面板數據重新檢驗了資本積累和經濟增長的路徑，同樣證明了二者之間存在正向關系[2]。然而，在許多針對發展中國家和轉軌經濟國家的金融發展與經濟增長關系的實證研究中，并不能證實金融部門能夠引導長期的經濟增長，例如Demeteades & Hussein（1996）、Shan & Morris（2002）、Boulila & Trabelsi（2004）等[3-5]。受上述理論的影響，伴隨著我國農村金融改革與發展，國內學者對農村金融發展與農村經濟增長關系的研究也越來越多。謝瓊、方愛國（2009）采用了協整分析、多元回歸和典型相關分析等多種研究方法研究了1978—2006年我國農村金融發展與農村經濟之間的關系，結果發現農村金融的發展非但沒有促進農村經濟增長，反而在農村產業結構優化、農民增收和農村消費等方面存在消極影響，我國農村正規金融外生于農村經濟，農村金融制度在結構和功能上與農村經濟發展目標存在偏差[6]。冉光和、溫濤（2008）在對我國農村經濟發展的金融約束效應進行制度分析的基礎上，同樣實證檢驗了1978—2006年間農村金融與農村經濟增長的關系，結果證實政府主導的農村金融成長模式對農村經濟增長具有顯著的約束效應[7]。但是安翔（2005）基于帕加諾模型的實證檢驗卻表明，我國農村地區金融業的發展與農村經濟增長是高度正相關的。季凱文、武鵬（2008）以農村全部金融資產與同期農村GDP的比值來衡量農村金融的深化程度，實證結果表明農村金融深化與農村經濟增長也是一種正相關的關系，并且農村金融深化對農村經濟增長具有較為顯著的促進作用[8]。

縱觀已有研究不難發現，由于在選用指標和分析方法上的差異，有關二者關系的結論沒有達成一致，同時還反映出一些問題，特別是針對我國的實際情況，有待進一步的研究：（1）目前絕大多數的實證研究都是局限于利用固定參數的多元線性回歸模型進行靜態分析，沒有考慮經濟變量之間的動態關系，這在我國金融政策變化較為頻繁的轉型時期顯然是不足的。（2）已有的統計數據中，有關農村金融發展的數據只有30多年，并且都是截面數據，由于樣本數據太少，這在估計多個變量時顯然會影響到模型估計的精確度。（3）農村金融發展水平的衡量指標選擇過于單一，且各有側重，導致結果不可比。本文在前人已有研究成果的基礎上，將從農村金融發展規模、農村金融中介效率兩個方面來對我國農村金融發展與農村經濟增長的關系進行實證分析。同時在分析方法上選擇了時變參數模型進行估計，從動態演化的角度來考察農村金融發展對農村經濟增長的影響，選擇的時變參數模型采用了卡爾曼濾波進行迭代估計，由于該估計方法對樣本容量的要求不高，可以顯著提升估計結果的精確度[9]。

二、模型構建與數據說明

（一）時變參數模型的構建

本文試圖借助于傳統的柯布—道格拉斯生產函數來設定本文的計量模型，通過一些替代的經濟計量分析，建立一個含有農村金融發展與農村經濟增長關系的新型生產函數模型。柯布—道格拉斯生產函數是由美國數學家柯布和美國經濟學家保羅·道格拉斯于20世紀30年代提出來的，該生產函數以其簡單的形式具備了經濟學家所關心一些性質，對于農業技術的經濟數量分析具有特殊意義。柯布—道格拉斯生產函數的一般形式為：

Q=ALαKβ（1）

（1）式中Q為生產產量（生產總值），L和K分別為用于生產的勞動和資本的投入量，α是勞動的產出彈性系數，β是資本的產出彈性系數，A為綜合技術水平。這里借鑒Greenwood & Jovanivic（1990）、Murinde（1994）、溫濤（2005）、劉旦（2007）等的研究方法，將農村金融發展也視為一項生產要素引入到柯布—道格拉斯生產函數中，其作用與資本、勞動等一樣都是生產中必備條

（二）數據說明

本文涉及的變量和數據資料包括了農村人均GDP、勞動投入、資本投入和農村金融發展水平四個方面。其中，農村GDP為1978—2010年我國的“農林牧漁業”增加值和鄉鎮企業增加值之和。勞動投入水平用1978—2010年鄉村從業人員占鄉村總人口的比重進行替代。資本投入水平則采用了1978—2010年農村固定資產投資與農村GDP的比率進行分析。在衡量農村金融發展水平的兩個指標中，涉及到的農村存款余額為1978—2010年農村儲蓄存款和農業存款之和；農業貸款為1978—2010年農業貸款與鄉鎮企業貸款之和。另外，本文所用到的數據均來源于歷年《中國統計年鑒》（1982—2011年）、《中國金融年鑒》（1986—2011年）、中經網數據庫和《新中國五十年統計資料匯編》。

三、實證結果及其經濟含義

為了避免模型出現偽回歸的現象，對于非平穩時間序列，時變參數模型要求變量之間存在協整關系。因此本文首先利用Dickey和Fuller提出的ADF單位根檢驗方法，檢驗各變量數據的平穩性，對于非平穩變量進行差分后使之成為平穩的時間序列。如果各變量具有相同的單整階數，那么據此進一步對相關變量進行Johansen協整檢驗，同時構建出相應的協整方程以反映農村金融發展與農民收入增長之間的長期關系。在各變量之間存在協整關系的前提條件下，通過誤差修正模型（ECM）還可以分析各變量的短期相互關系。最后，在此基礎上進行時變參數模型的估計，以進一步確定農村金融發展與農村經濟增長的動態關系。

（一）單位根檢驗

為了確定各變量的平穩性，本文利用Eviews6.0軟件，采用ADF檢驗方法對各變量進行單位根檢驗。單位根檢驗結果如表1所示。通過表1可以看出，LNGDP、LNLDRK、LNTZSP、LNJRGM和LNJRXL在10%的顯著性水平下均為非平穩變量，但是它們的一階差分序列ΔLNGDP、ΔLNLDRK、ΔLNTZSP、ΔLNJRGM和ΔLNJRXL卻在1%的顯著性水平下都是平穩的，這就說明LNGDP、LNLDRK、LNTZSP、LNJRGM和LNJRXL都是一階平穩序列，記為I（1），它們之間有可能存在協整關系。因此，有必要進行Johansen協整檢驗以確認它們之間是否具有長期的穩定均衡關系。

（二）協整檢驗

由于上述變量都是一階平穩序列，因此可以利用Johansen協整檢驗來判斷它們之間是否存在協整關系，進而利用協整方程說明這些變量之間存在的長期均衡關系。由于Johansen協整檢驗方法是一種基于VAR模型的檢驗方法，因此在檢驗之前必須首先判斷VAR模型的結構。綜合運用赤池信息（AIC）和施瓦茨（SC）的定階準則，并結合似然比（LR）檢驗，本文最終確定無約束VAR模型的最優滯后期為1，故協整檢驗模型的滯后期確定為0，表2為Johansen協整檢驗結果。

利用協整檢驗在確定了LNGDP與LNLDRK、LNTZSP、LNJRGM和LNJRXL之間的長期均衡關系的基礎上，可以利用向量誤差修正模型來估計農村經濟增長與其他變量間的短期動態關系（見表3）。根據表3的估計結果可以看出：農村人均GDP的誤差修正項的系數為-0.243 7（小于0），并在1%的顯著性水平下通過t檢驗，說明當農村經濟的增長偏離長期均衡狀態時，誤差修正項對其具有較為明顯的反向修正作用。另外，LNRKJG和LNTZSP對農村經濟增長的促進作用在短期并不明顯，而反映農村金融發展水平的JRGM和JRXL兩個指標，其在長期中分別與農村經濟增長呈正向關系和負向關系，在短期中依然成立，并且較為顯著。

圖3反映了1982—2010年農村金融發展規模產出彈性系數的變化軌跡。容易看出各年的彈性系數值都是大于0的，說明農村金融發展規模的擴大促進了農村經濟增長。但是進一步觀察會發現，農村金融發展規模產出彈性系數的變化趨勢還呈現出一定的階梯狀，即1982—1993年的平均彈性系數為0.385 3，1994—2004年平均彈性系數下降到0.283 9，而2005—2010年的平均彈性系數僅為0.083 7，反映出農村金融發展規模與農村經濟增長的正向關系在整體上具有明顯的弱化趨勢，而且當前農村金融發展規模的促進作用比較微弱。兩個階梯轉折點的出現與我國農村金融發展歷程是緊密相關的：20世紀90年代中后期，國務院先后發布了《農村信用社與中國農業銀行脫離行政隸屬關系實施方案的通知》和全國統一取締農村合作基金會的決定，這不僅在統計口徑上陡然縮減了農村金融的存貸余額數量，同時農村非正規金融的發展還受到嚴厲打擊，農村金融發展依附體的分裂與打壓使得農村金融發展規模對農村經濟增長的作用受到限制；2004年的轉折點則可能與該年逐步推行的“兩減免三補貼”惠農政策相關。為了促進農村經濟發展，保障糧食安全，從2004年開始我國政府將加大農業補貼力度、提高農業綜合生產能力和建設社會主義新農村作為工作的重中之重，政府強有力的支農、惠農政策對農村金融發展規模的增長效應產生了替代效應，致使趨勢又一次下降。

圖4反映了1982—2010年農村金融中介效率產出彈性系數的變化軌跡，其趨勢上與資本產出彈性系數的變化相似，即先增長后下降的“倒V”型，但是二者的意義截然不同。由于各個年份里產出彈性系數值小于0，反映出農村金融中介效率的提升對農村經濟增長起到的是抑制作用，因而1982—1986年的上升趨勢說明的是農村金融中介效率的抑制作用在減少，而1987年—2010年的持續性下降則說明抑制作用又重新增強。1983年農業銀行總行發出了《關于改革信用社管理體制的試點意見》，對全國農村信用合作社進行了體制改革，恢復其群眾性、民主性、靈活性和集體金融組織的性質，這在一定程度上極大地激發了農村金融事業的發展，農村存貸業務得以恢復，農村金融中介效率對農村經濟增長的作用開始走向正軌，然而到了1986年，郵電部和中國人民銀行聯合發出《關于開辦郵政儲蓄業務聯合通知》，郵政儲蓄業務被央行界定為只存不貸，而其他農村基層金融機構的逐利思想和模仿效應也都不自覺地遵循著“偏農離農”的路徑，最終使得農村資金缺乏，生產和投資處于自發狀態，農村金融的發展對農村經濟的增長缺乏效率。

四、結論與政策啟示

以上的實證分析結果表明：1978—2010年我國農村金融發展與農村經濟增長之間的關系不能一概而論。Johansen協整檢驗表明，從長期來看，農村金融發展規模與農村經濟增長呈現正向關系，而以“貸存比”衡量的農村金融中介效率卻對農村經濟的增長起到了抑制作用。誤差修正模型的估計結果顯示，即使在短期，農村金融發展規模和農村金融中介效率對農村經濟增長依然具有較為顯著的正向影響和負向影響。時變參數模型進一步探尋了農村金融發展規模、農村金融中介效率與農村經濟增長關系的動態演化軌跡，結果發現：農村金融發展規模產出彈性系數的變化趨勢呈現階梯狀，反映出農村金融發展規模與農村經濟增長的正向關系在整體上具有弱化趨勢，而且當前農村金融發展規模的促進作用比較微弱；農村金融中介效率產出彈性系數呈現出先增長后下降的變化趨勢，說明農村金融中介效率對農村經濟增長的抑制作用經歷一個先減弱而后增加的變化過程。

整體來看，我國農村金融發展對農村經濟增長的影響與政策制定者的初衷并不和諧，甚至農村經濟的發展還受到了農村金融中介效率的制約。但是我們并不能因此得出農村金融發展對農村經濟增長并無正向作用的結論，其所揭示的只是由于現行農村金融制度與經濟發展戰略導致的我國農村金融發展在結構、功能和效率上與農村經濟發展實際需求間不相協調的事實。隨著農村金融體系的進一步完善和農村金融改革的進一步深化，將農村經濟增長作為農村金融發展的主要目標已經成為不爭的事實。因此，為了確保這一目標的實現，需要對現行農村金融的功能和結構進行改進，逐步實現農村金融服務體系的多元化，在完善和健全農村正規金融發展的前提下，幫助和引導農村民間（非正規）金融事業的平穩發展，多角度地解決農村居民融資難的問題，進而促進農村金融體系適應農村經濟的發展。不僅如此，同時還需重塑農村金融市場的主體地位，促進農村金融市場正常發展，轉變由于農村金融體系效率低下而導致的農村資金大量流失和配置低效率，保證農村經濟發展具有充足的資金支持，農村金融發展對農村經濟增長的貢獻度有力提升。

注釋：

①協整方程中小括號中的數字表示協整方程中估計系數的標準差，中括號中的數字表示系數的t值。

參考文獻：

[1]雷蒙德·戈德史密斯.金融結構與金融發展[M].上海：上海三聯書店，1994.

[2]King & Levine.Financial and growth： Schumpeter might be right [J].Quarterly journal of economics，1993，（108）：717-738.

[3]Demetriades & Hussein.Does financial development cause economic growth？[J].Journal of development economics，1996，（51）：387-411.

[4]Shan & Morris.Does financial development lead economic growth？[J].International review of applied economics，2002，（16）：153-168.

[5]Boulila & Trabelsi.The causality issue in the finance and growth nexus[J].Review of middle east economics and finance，2004，（4）：123-138.

[6]謝瓊，方愛國.農村金融發展促進農村經濟增長了嗎？[J].經濟評論，2009，（3）：61-68.

[7]冉光和，溫濤.中國農村經濟發展的金融約束效應研究[J]中國軟科學，2008，（7）：27-37.

[8]季凱文，武鵬.中國金融發展與農民收入增長[J].經濟評論，2008，（4）：21-28.

[9]陳沖.政府公共支出對居民消費需求的動態演化[J].統計研究，2010，（5）：13-20.

[10]姚耀軍.中國農村金融發展與經濟增長關系的實證分析[J].經濟科學，2004，（5）：24-31.

[11]賈立，王紅明.西北地區農村金融發展與農民收入增長關系的實證分析[J].農業技術經濟，2010，（10）：40-49.

[12]李茜，谷洪波.中國農村非正規金融組織的績效分析與政策規范[J].經濟與管理，2010，（1）：68.

責任編輯、校對：關 華