浙江省金融支農對農村經濟發展的影響

阮偉東

【摘要】本文以浙江省為例，運用1985～2010年的數據，分析浙江省金融支農的現狀。首先構建衡量農村經濟發展的指標體系，將得到衡量農村經濟發展的數據與農村金融支農的規模、效率進行實證研究，具體剖析了浙江省金融支農對農村經濟發展的影響。根據模型結果，發現農村金融支農的規模、效率對經濟發展存在長期的正影響。

【關鍵詞】浙江省 ?農村經濟發展水平 ?金融支農 ?實證檢驗

一、引言

在世界經濟發展中金融發展對其起了巨大推動作用。我們發現，金融發展與經濟發展之間關系的研究是國內外學術界的重點之一，許多學者運用不同的實證方法研究了這兩者之間的內在關系，并且表明金融發展和經濟發展之間存在著一定的相關關系。Saifullahi Sani Ibrahim（2013）認為強勁的經濟發展是不可能沒有金融深化的，尤其是在農村地區。研究結果表明金融體系的發展對經濟有著一定的促進作用。所以，人們越來越重視金融發展在經濟發展中的作用。

長期以來，浙江一直是中國經濟最活躍的省份之一，但從單方面分析，從1978年的城鎮居民人均收入為332元到2012年的34550元，明顯增速很快。然而農村居民人均收入從165元變到14552元，兩者之間的差距有不斷變大的趨勢，后者的增長率也有下降的趨勢。農村經濟發展較緩慢，農村金融供給不足難以滿足經濟的需要。因此，這要求我們必須根據浙江農村金融的實際狀況來研究農村金融的深化問題。

二、農村金融支農的現狀

目前，浙江已經形成了以中國農業銀行、農業發展銀行為代表的政策性金融機構，以農村信用社為主的合作性金融機構，還有其它商業金融機構三者相結合的金融體系。但是，由于目前農村的金融制度并不完善，使得這些金融機構并沒有很好的發揮各自的作用，沒有起到促進農村經濟更好的發展的作用。

首先，農村金融機構支農的力度不大，金融機構提供的資金不足，導致與農村經濟發展的速度不平衡。研究發現1985年至2010年間，農業貸款在金融機構人民幣貸款總額中的比重保持在3～6%之間，但在1985至1990年間比重保持在5～6%左右，之后比重只有3%左右。

其次，金融支持農業的結構不合理，導致農村資金的大量外流。研究發現在2008年以后農村的存貸比開始下降。在1990～2005年期間，農業貸款占農業存款的比重均值只有0.7左右，這說明了農業儲蓄存款并沒有在很大程度上用于支持農業的發展。

通過以上分析可得，雖然目前由政策性金融機構、合作性金融機構和商業性金融機構組成的農村金融體系已基本形成，但都滿足不了現今農民對金融服務的需求，并不能跟上農村經濟快速發展的腳步。

三、農村經濟發展水平評價

（一）指標體系的建立

農村的經濟發展，是一個包含經濟、社會、教育與資源等要素在內的復雜系統，單個指標不能全面、客觀地反映農村經濟的發展水平，因此將指標體系分為三個層次：第一個是目標層，是綜合各指標后的總指標。第二個是準則層，本文從農村經濟實力、農村經濟結構、農村社會發展狀況三個方面來反映農村經濟發展水平。第三個是指標層，將準則細化，用12個具體的指標從各個方面來反映三個準則的發展狀況。詳見表1。

表1 農村經濟發展水平評價指標體系

（二）數據來源

本文所用的數據以浙江省官方出版公布的統計年鑒中的數據為準，相應的指標數據主要來源于1985～2011年《浙江統計年鑒》和《浙江60年統計資料匯編》等。由于官方沒有農村GDP的數據，本文按照第一產業總產值代替農村的GDP。

（三）主成分分析

在構建綜合指標時，選用主成分分析，但由于各指標度量單位的指標不同，并且取值范圍彼此差異非常大，先考慮將數據進行標準化，因此選用相關矩陣研究消除量綱上的差異和數量級影響。

首先分析變量之間的相關性，對數據進行了KMO and Bartlett檢驗，KMO檢驗統計量是用于比較變量間簡單相關系數和偏相關系數的指標。得到KMO值為0.831，越接近于1，表示原有變量可以進行因子分析。

本文中使用主成分分析法提取影響因子。按照特征根大于1的原則，提取出兩個主成分。研究發現前2個特征值的方差累計貢獻率已達到94.604%，這說明前兩個公共因子代表原來的12個指標評價農村經濟發展已經有足夠的把握。

采用主成分分析法計算得到的成分矩陣（見表2）。從表中可以看出，農業總產值（y1）、農民純收入（y2）、農業增加值（y3）等在第一主因子有較高載荷。第一產業占GDP的比重（y6）、農村普通高中在校學生數（y9）等在第二主因子上有較高載荷。所以提取兩個主因子可以基本反映全部指標的信息。

表2 成分矩陣

但這兩個主因子的表達式不能從輸出窗口中直接得到，每個載荷量表示主成分與對應變量的相關關系，而我們需要通過對成分矩陣中的系數進行處理，將各元素分別除對應的特征根，得到各變量在主成分上的得分系數。

具體主成分的線性組合如下：

（1）

（2）

利用每個主成分各自的方差貢獻率作為權數，構造一個綜合指標的函數：Y=0.899Y1+0.101Y2 （3）

將標準化后的原數據代入方程中，得到一個能夠衡量農村經濟發展的數值。

四、金融支農與農村經濟增長關系的實證檢驗

（一）指標的選取

（1）農村經濟發展的衡量指標（Y）。為了更好的反應農村經濟發展的水平，通過建立指標體系，用主成分分析得到一個綜合數據。

（2）金融支農的規模（GM）。由于農村資產的統計數據不全，因此利用金融相關比率求出金融機構的農業存貸款總和與農村GDP的比值，用該比值進行衡量。

（3）金融支農的效率（XL）。為了體現金融機構在農村建設中的效率，以資本的投入產出比來衡量。所以，本文采用農業貸款與農業存款的比值來表示。

（二）ADF檢驗

為了避免模型出現偽回歸的現象，因此要用ADF單位根檢驗方法檢驗變量的平穩性。在進行協整檢驗前，首先應確定VAR模型的結果和變量的滯后區間。根據AIC和SC信息最小化的原則，選取最優的滯后階數。

在進行單位根檢驗之前，需要對數據進行對數處理，這樣可以消除數據的異方差和序列的波動，處理后的對數分別記為LNGM，LNXL。

結果發現變量Y、LNGM、LNXL的ADF檢驗統計量在5%的顯著性水平下，大于其所對應的臨界值，說明接受了原假設，序列含有一個單位根，所以這三個變量的序列都為非平穩的時間序列。于是運用差分方法對非平穩的變量進行處理，對原序列分別進行一階差分，發現△Y、△LNGM、△LNXL的檢驗統計量的值在5%的水平下均小于與之相對應的臨界值。說明原假設不能接受，三個變量是平穩的。所以，原始變量是一階單整。

（三）協整檢驗與誤差修正

由于原始變量符合協整檢驗的條件且為一階單整，協整檢驗可以進行。這就意味著浙江省農村經濟發展和金融支農的規模、金融支農的效率可能會存在長期的穩定關系。本文采用的是Johansen的極大似然檢驗方法。由于這個方法是以VAR為基礎的一個估計模型，所以在進行檢驗的時候，需要對滯后階數進行確定本文是根據VAR模型的最適合的滯后階數來確定。為了能夠完整的反映模型的動態信息，并且根據AIC原則和SC原則，可以確定最優的滯后階數。

協整檢驗結果表明在1985～2010年的樣本區間內，在90%的置信水平下，Y和LNGM、LNXL這三個變量之間存間存在一個協整關系，它們的穩定關系如下：

Y=0.833LNGM+3.467LNXL （4）

從式（4）中發現，LNGM、LNXL對Y的影響穩定，存在長期均衡的關系。表明農村金融支農的規模、支農的效率與農村經濟發展同向變動。當金額支農的規模每提高1%，農村經濟增長0.833;而當金融支農的效率每提高1%，農村經濟增長3.467。這表明，從長期來看，浙江農村金額支農的發展水平能夠帶動農村經濟的發展，其中金融支農的效率帶動的效應較大，其規模影響較小但也起到促進作用。

為了研究農村金額支農的規模、支農的效率與農村經濟發展之間的動態關系，需建立誤差修正模型來進行分析。重新構造一階差分的各變量，并且引入長期協整模型所得到的殘差序列作為解釋變量。誤差修正模型：

DY=0.172DLNGM+0.285DLNXL-0.214ECt-1 （5）

從式（5）中發現，從短期動態關系來看，浙江省之間農村金額支農的規模、支農的效率與農村經濟發展存在著密切的聯系。雖然支農的效率比規模對農村經濟的增長具有更強的促進作用，但是效率的系數估計值不顯著，說明短期內并不能對農村經濟增長起到作用。而規模的系數估計值顯著，說明規模每提高1%，農村經濟增長0.171。而誤差修正項的系數為0.214，表示短期波動偏離長期均衡的時候，誤差修正項將以0.214的力度做反向調整，將非均衡狀態回復到均衡狀態。

（四）格蘭杰因果檢驗

在確認變量之間存在長期穩定的關系之后，運用格蘭杰檢驗，對變量進行具體的分析，觀察農村金融支農的規模、金融支農的效率和農村經濟發展之間的因果關系。因為模型滯后階數的不同會影響格蘭杰因果檢驗的結果，所以本文采用的是根據AIC和SC最小準則，確定的滯后階數，具體結果見下表。

表3 格蘭杰因果檢驗的結果

表3可以看出，在10%的顯著性水平下，金融支農的效率是農村經濟發展的格蘭杰原因，而農村經濟發展不是金融支農效率的格蘭杰原因。金融支農的規模不是農村的經濟發展的格蘭杰原因，而農村經濟發展是金融支農規模的格蘭杰原因。說明金融支農的效率能顯著的影響農村經濟的發展，而金融支農的規模的變化對農村經濟的發展影響不明顯，這進一步加強了協整檢驗的結論。

五、結論分析

首先，通過協整檢驗得出，浙江省農村金融支農規模、效率與農村經濟發展之間存在著長期相關關系。從長期來看，浙江省農村金融支農的效率能帶動農村經濟的發展，并且這種帶動的效應比較大。但是，另一方面浙江省農村金融支農的規模也會帶動農村經濟的發展，可是它帶動經濟發展的效應比較小。

其次，通過格蘭杰因果檢驗的結果發現，浙江省農村金融支農的效率是農村經濟發展的單向原因，農村金融金融支農效率越高就越能帶動農村的經濟發展。但是，浙江省農村金融支農規模不是農村經濟發展的原因，而農村經濟發展是金融支農規模的原因，說明農村經濟的發展可以帶動金融支農規模的發展。

雖然浙江農村金融支農規模的大小對農村經濟增長有正面的影響，但是影響不顯著。因此，需要進一步擴大浙江省金融支農規模，逐漸優化浙江省現有的金融結構體系，建立起以農業銀行為保障的政策性金融，以農信社為主的合作性金融、并以商業性金融為輔助的、多方位的農村金融體系。

但是，浙江省的農村金融支農的效率對農村經濟發展的推動作用是十分明顯的，起到了“供給主導”的作用。這就說明地方金融體系將農業貸款轉化為農業存款方面效率是高的，它能有效的促進農村經濟的自主發展。但是，目前金融支農的效率卻呈現下降的局面。這主要是由于缺乏農業的長期貸款，從而導致了農村金融機構的農業貸款與存款之間起不到一個良好的平衡，不能相互促進。所以，如果能夠有效地提高農業貸款的質量、優化支農的結構，為農民的生產和生活提供必要的資金支持，就能切實拉動農村經濟的發展，以此改善農民的生活水平。這就需要我們加快金融體系制度的改革，提高農村金融體系的發展水平。

參考文獻

[1]陸旭輝.金融支農對農村經濟增長影響的實證研究[D].安徽，安徽農業大學，2011，1-57.

[2]馬晨.農村金融發展與農村經濟增長關系實證研究——基于荊州縣域數據[D].湖北，長江大學，2012：1-52.

[3]徐馮璐.農村金融對農村消費影響的實證分析——基于浙江省農村信用社1980-2010年數據[J].湖南農業大學學報（社會科學版），2013，14（3）：21-28.

[4]張月飛，張倫.縣域金融支農效率的實證研究——基于浙江省部分縣域2005-2009年數據[J].貨幣銀行，2011：53-56.

[5]Saifullahi Sani Ibrahim.Does Rural Financial Development Spur Economic Growth？——Evidence from Nigeria.Katsina State，Managements & Social Sciences Federal University Dutsin-ma.