河南省農村金融發展對農村經濟增長影響的實證分析

李文啟 李燕柳

[摘 要] 本文基于農村金融發展的相關文獻，建立相應的VAR模型，選取1995—2018年河南省金融與經濟相關的時間序列數據進行實證分析，研究河南省農村金融發展對農村經濟增長的影響。并從擴大農村金融發展規模、優化農村金融發展結構、加強政府政策支持等方面提出促進農村經濟增長的相關建議，以推動河南省農村經濟高質量發展。

[關鍵詞] 農村金融;農村經濟;ADF檢驗;Granger因果檢驗

[中圖分類號] F832.7;F327;F224[文獻標識碼] A [文章編號] 1674-7909（2020）24-36-4

大力發展農村經濟是統籌城鄉發展的關鍵，是國民經濟發展的重要基礎。金融作為現代經濟的核心，在助力農村經濟發展過程中發揮著不可替代的作用。近年來，隨著中共中央對“三農”問題重視度的提高，相關政策措施不斷向“三農”傾斜，使得“三農”得到了極大發展，農村地區的人居環境和科教文衛等基礎設施有了很大的改善，農村經濟效益不斷增長。2019年，河南省實現地區生產總值54 259.20億元，同比增長7.0%，高于全國平均水平0.9個百分點。其中，以農業為主的第一產業增加值為4 635.40億元，同比增長2.3%。

河南省是一個農業大省，農村金融以覆蓋面廣的優勢不斷助力現代農業發展，優先保障“三農”投入，并不斷優化涉農資金使用結構，有效推進了農村經濟高質量發展。隨著河南省農業現代化發展，金融支持農村經濟發展過程中不可避免地出現了農村金融市場不健全，金融服務有待進一步完善，農業信貸周期和農業生產周期不一致，農村金融機構存款外流偏向利率較高的商業等問題。基于農業生產周期和農業資金周轉時間對農村金融的影響，考慮河南省農業經濟發展特點、金融支持農村經濟發展過程中存在的問題，本文將通過收集相關數據進行實證分析，探討河南省農村金融與農村經濟增長之間的關系，并嘗試提出促進農村金融發展與經濟增長之間實現良性互動、共同進步的政策建議。

1 已有相關研究綜述

在國外，金融發展模型的創立者帕特里克（Patrick）研究認為，金融發展可以產生“供給引導”作用，在經濟發展初始階段，金融可以促進經濟增長;在經濟高速發展階段，伴隨大量金融服務需求，會進一步促進金融發展，從而促進經濟發展[1]。為衡量某國或某一地區的金融發展狀況，美國經濟學家雷蒙德·戈德史密斯（Raymond W. Goldsmith）提出金融相關比率（Financial Interrelation Ratio，FIR）的概念。金融相關比率指一定時期內社會金融活動總量與經濟活動總量的比值，并將經濟增長與金融相關比率結合進來分析，認為金融發展即金融結構的變化，而金融結構論認為金融變量的數量及結構可影響經濟增長[2]。因此，金融發展的有關指標以及總金融資產的結構成為分析影響經濟增長的部分因素指標。世界銀行綜合研究報告曾將農村金融目標定位在2個方面，一是通過增加農民收入來促進經濟增長，二是分析全球3個成功的農村金融機構[孟加拉鄉村銀行（GB）、泰國農業與農業合作社銀行（BAAC）、印度尼西亞人民銀行]的小額信貸部經驗，并得出金融促進經濟發展的結論。

在國內，大部分學者主張通過逐步解決農村金融發展的抑制問題來推動農村金融發展，進而促進農村經濟發展。就農村金融和農村經濟的關系而言，龍海明等在相關性分析中發現農村經濟發展與金融發展存在強相關性，認為金融發展可以有效促進農村經濟增長[3]。劉姣華等從供給推動和需求拉動2個角度，分析了金融發展與經濟增長之間存在雙向的因果關系[4]。就影響農村金融發展水平的指標而言，趙洪丹等從金融支持中的金融規模、金融市場結構和金融運行效率等方面研究得出，農村金融規模擴大、金融結構調整和金融運行效率提升均能促進農村經濟增長[5]。就促進農村金融與農村經濟協調發展的路徑而言，李卉等認為應通過加強正規金融機構的支農力度、規范非正規金融機構，來推進農村金融體系創新，促進農村經濟高質量發展[6]。

2 數據整理及分析

2.1 數據來源及統計性描述

2.1.1 數據來源。本文主要收集了1995—2018年河南省的23組時間序列數據進行實證分析，所選數據來源于EPS數據庫，出自中國人民銀行、中國金融學會、中國銀監會、中國證監會和中國保監會等。另外，參考了2013—2018年河南省政府金融網站發布的《河南省年度金融運行情況分析》中的數據，以及國家統計局官網、河南省統計年鑒。通過對相關數據進行篩選整理后進行實證分析。

2.1.2 數據的統計性描述。表1中RE-GDP代表河南省農村經濟發展水平，Finance代表河南省農村金融發展水平，Fiscal代表河南省涉農的財政支出水平。由表1可知，河南省涉農財政支出標準差大于河南省金融發展水平標準差，說明河南省涉農財政支出水平的波動范圍較大，河南省農村金融發展水平較為平穩。

2.2 變量的選取及說明

基于農村金融發展與農村經濟發展的相關研究[7]，本文以河南省農村經濟增長水平作為被解釋變量，將農村金融發展、農業綜合開發項目財政支出作為解釋變量，進行研究分析，具體如下。

2.2.1 農村經濟增長指標。一般經濟增長用人均GDP和GDP增長率表示，對于農村經濟增長的相關描述可選用GDP或者GDP增長率。農村經濟總量應包括農村地區范圍內進行的所有產業生產的總值、農民可支配收入、農村基礎設施3個方面。由于農村經濟體量各方面的數據不易收集和整理，而且考慮農村經濟活動的現實因素，對于農村GDP方面的數據主要參考第一產業的生產總值。因此，本文選用河南省農村GDP（即第一產業生產總值）作為農村經濟發展指標，從總體上反映農村經濟發展情況，即實證分析中理論模型的被解釋變量RE-GDP。

2.2.2 農村金融發展水平。農村金融發展規模是衡量農村金融發展水平的關鍵指標，農村金融發展規模主要是指農村金融機構的存貸款情況。農村金融發展水平影響金融機構開展業務規模以及該農村金融機構內資金運行效率;可促進資金投入“三農”建設，實現農村資源最佳配置，進而推動現代農業高質量發展。本文實證分析模型構建中的指標選用了河南省農村地區銀行金融機構的存貸款之和，表示河南省農村金融發展規模，簡記為Finance。

2.2.3 涉農財政支出。涉農財政支出是除了金融機構的貸款和自籌農用資金外，有效促進農村經濟發展的因素之一。不同于其他國民生產項目，農業生產的季節性安排和一般金融機構資金使用長周期性之間會出現不匹配現象，導致金融機構更偏好于商業貸款而缺乏農業項目的貸款意向。另外，考慮農業生產的抗風險能力差等現實因素，政府的涉農財政支持顯得尤為重要。一般關于涉農生產的財政支出包括農業財政支出、林業財政支出、農田水事務財政支出、農業綜合開發項目財政支出等方面，為避免某些利農工程的使用周期等因素的影響，考慮除種植業以外的現代農業經濟發展，本文選擇農業綜合開發項目財政支出來代表涉農財政支持，簡記為Fiscal。

2.3 模型構建

本文實證分析選取了河南省農業生產總值代表河南省農業經濟發展水平，河南省金融發展規模作為河南省農村金融發展指標，河南省農業綜合開發項目財政支出作為河南省涉農財政支出，并構建了河南省農村金融發展與河南省農村經濟增長之間的時間序列模型：

LnRE-GDPt=β0+β1LnFinancet+β2LnFiscalt+μt? ? ? ?（1）

上述時間序列模型中LnRE-GDPt表示第t期的農村經濟發展水平，LnFinancet代表河南省金融發展水平，LnFiscalt代表河南省涉農財政支出。

2.4 實證分析

2.4.1 數據平穩性檢驗（ADF檢驗）。經典回歸模型建立在平穩變量的基礎上，對于非平穩變量，使用經典回歸模型，可能出現偽回歸等諸多問題，但如果所考察變量只有長期協整關系，則可避免此類問題的發生。本文利用EViews8軟件，先對各變量進行ADF平穩性檢驗，以避免出現偽回歸現象;再根據數據的變化趨勢確定ADF檢驗的基本類型（C，T，L），其中C代表常數項，T代表趨勢項，L代表滯后階數，檢驗結果如表2所示。

表2檢驗結果顯示，變量LnRE-GDP、LnFinance、LnFiscal的P值分別為0.478 9、0.971 0、0.430 2，均大于0.1，即所有變量序列均存在單位根，不平穩。因此，需繼續對數據進行處理，即一階差分后再進行單位根檢驗，變量進行一階差分后的ADF檢驗結果如表3所示。

由變量序列進行一階差分后的ADF檢驗結果可知，dLnRE-GDP、dLnFinance、dLnFiscal的P值分別為0.001 0、0.001 7、0.000 4，均小于0.1，即dLnRE-GDP序列、dLnFinance序列、dLnFiscal序列拒絕原假設，變量有單位根，從而接受dLnRE-GDP序列、dLnFinance序列、dLnFiscal序列是平穩序列的結論。檢驗結果顯示，所有變量的一階差分序列在給出的顯著水平下均平穩，因此，可以確定各序列均是一階單整序列。

2.4.2 協整分析。對殘差項進行單位根檢驗，即對方程生成的殘差進行ADF檢驗，如果殘差序列平穩，則可認為河南省金融發展水平、河南省涉農財政支出與河南省經濟增長之間存在協整關系，檢驗結果如表4所示。

由殘差項e的ADF檢驗結果可知，P值為0.002 3，小于0.1，即可以拒絕序列存在單位根的原假設，回歸方程的殘差序列在顯著水平下均平穩。因此，河南省金融發展水平、河南省涉農財政支出與河南省經濟增長之間存在協整關系。

為進一步探討河南省金融發水平、河南省涉農財政支出與河南省經濟增長之間的關系，可對以上變量進行OLS回歸分析，回歸結果如下所示：

LnRE-GDP

=1.079 678+0.526 866LnFiance+0.150 999LnFiscal? （1.497 786）? （9.799 635）? ? （1.563 300）

R2=0.970 994? ? ?F=351.490 7? ? ?D.W.=1.884 241

由OLS回歸結果和回歸方程可知，河南省農村金融發展水平、河南省涉農財政支出2個變量變化能長期影響河南省農村經濟增長水平，彈性系數分別為0.526 866、0.150 999，進一步說明河南省農村金融發展水平、河南省涉農財政支出是河南省農村經濟增長的重要影響因素。

2.4.3 格蘭杰因果檢驗。格蘭杰因果關系檢驗是用來判定經濟變量之間是否互相存在因果關系，考察序列X是否是影響序列Y的成因，即需要驗證是否能根據X預測Y。如果X的變化會引起Y的變化，Y的變化滯后于X的變化，則稱X與Y之間存在Granger因果關系，X是Y的格蘭杰成因。為方便書寫，本檢驗中Y=RE-GDP，X1=Finance，X2=Fiscal，本文變量檢驗結果如表5所示。

根據格蘭杰因果檢驗結果可知，“河南省農村金融發展水平不是河南省農村經濟增長的格蘭杰原因”的概率是0.045 6，即可以拒絕原假設，因此在90%的置信水平下，可以認為河南省農村金融發展水平是河南省農村經濟增長的格蘭杰原因;“河南省農村經濟增長不是河南省涉農財政支出的格蘭杰原因”的概率是0.064 9，即可以拒絕原假設，因此在90%的置信水平下，可以認為河南省農村經濟增長是河南省涉農財政支出的格蘭杰原因;“河南省涉農財政支出不是河南省農村經濟增長的格蘭杰原因”的概率是0.050 5，即可以拒絕原假設，所以在90%的置信水平下，可以認為河南省涉農財政支出是河南省農村經濟增長的格蘭杰原因。

2.4.4 實證結果分析。本文結合相關的經濟理論，選擇了河南省農村經濟發展水平和農村金融發展水平、河南省涉農財政支出作為變量，并收集相關指標數據（1995—2018年）為樣本，首先借助EViews8.0軟件進行ADF單位根檢驗;其次對非平穩時間序列做一階差分處理后得到相關變量的平穩序列;最后通過協整檢驗得出變量間的協整關系，以及格蘭杰因果檢驗驗證變量間關系，并得出以下3方面結論。①通過ADF平穩性檢驗可知，各變量序列均是在一階差分后顯示平穩，表明他們均是一階單整序列;協整檢驗顯示各變量之間均存在一階差分的協整關系，即河南省農村金融發展水平、涉農財政支出和農村經濟增長這兩個解釋變量之間存在長期協整關系。②河南省農村金融發展水平與農村經濟增長之間存在正向相關關系。究其原因，可能是由于金融發展水平的提高為農村經濟增長提供金融資源的同時，加速了貨幣的流轉;提高農村地區消費能力的同時有效刺激了農村地區的內需，為經濟發展注入了活力[8]。③河南省涉農財政支出與農村經濟增長之間存在正向相關關系，表明涉農財政支出的增加對經濟發展有積極的影響作用。在政府政策及涉農財政支出分配過程中，對于鄉鎮企業項目和現代農業發展項目的財政支持可有效促進農業產業結構調整，促進現代農業高質量發展，同時可帶動農民就業創業，增加個人收入，活躍農村經濟[9]。

3 推動農村金融發展、促進農村經濟增長的對策

第一，促進現代農業發展，保障農民增產增收，擴大農村金融發展規模。農村經濟發展離不開農村金融的支持，農村金融的資金保障要依靠實業發展效益實現資金積累。通過延伸河南省現代農業產業鏈、提升價值鏈、打造供應鏈，可實現省內農業產業三鏈協同，從而帶動農村產業結構調整，提高農業發展效益，促進農民增產增收，提高儲蓄率，擴大農村金融發展規模，為進一步加大農村發展各方面的投資份額奠定基礎，從而繁榮活躍農村經濟。

第二，創新農村金融產品和農村金融的服務模式，提高農村金融發展效率。應對河南省縣域內不同地區不同產業實行“因地制宜，因事施策”的金融供給，減輕農村經濟發展的金融抑制問題，促進農村經濟發展。以農村經濟活動中的主體為創新出發點，針對省內不同地區、產業基礎、產品需求方，金融機構可創新推出一系列有針對性的創新金融產品，同時不斷創新農村金融服務模式，以推動農業產業融合發展。

第三，減少縣域金融機構資金外流，優化金融發展結構。以河南省農村產業結構優化為契機，優化金融發展結構，加快建立河南省農村金融的資金反哺回流機制，最大限度地使農業資金“取之于民，用之于民”，以充足的資金投入農田水利等基礎設施建設和現代農業發展相關的大數據等建設中，以促進河南省現代農業高質量發展。一方面，要商討并制定農業金融機構用于保障發展投資農業的資金最低比例，避免大部分農村存款資金流入支持城鎮建設等非農領域，造成農村資金對農村經濟的作用難以發揮;另一方面，要最大限度地發揮金融市場的自我調節機制，優化金融發展結構，避免省內縣域金融機構資金外流，實現河南省農村金融發展和農村經濟增長良性循環[10]。

第四，發揮政府引導作用，在合理增加涉農財政支出的同時制定有效的惠民稅收政策，為農業生產創造良好的政策環境。首先，在“三農”工作方向的引導下，政府可通過完善農業發展、農田使用、農村基礎建設等方面的法律法規，以規范相關主體的涉農經濟行為。其次，地方政府應積極響應中央號召，提高農林水務等涉農財政支出的額度。同時，中央政府應制定合理的稅收政策，通過合理減免現代農業生產的相關稅收讓農業經營主體共享經濟發展紅利，以此激勵引導金融機構將更多的信貸資源配置到農村企業和“三農”領域，以支持農村經濟高質量發展。

參考文獻

[1]Hugh T Patrick. Financial Development and Economic Growth in Underdeveloped Countries[J].Economic Development and Cultural Change，1966（14）：174-189.

[2]Goldsmith R W. Financial Structure and Development[M].New Haven：Yale University Press，1969.

[3]龍海明，柳沙玲.多重均衡條件下農村正規金融發展與經濟增長的關系：基于中國省際數據的實證分析[J].金融研究，2008（6）：158-168.

[4]劉姣華，李長健.湖北省農村金融支持與農村經濟增長的實證研究[J].農業經濟，2011（9）：50-52.

[5]趙洪丹，趙宣凱，丁志國.農村金融創新與農村經濟發展：基于2000—2015年吉林省縣級面板數據的分析[J].中國農業大學學報，2019（12）：215-228.

[6]李卉，李之鳳.甘肅省農村金融發展與農村經濟的相關性分析[J].生產力研究，2019（11）：38-42.

[7]楊婷.農村金融發展與農村經濟增長的實證分析：基于VAR模型[J].濰坊學院學報，2019（5）：24-27.

[8]胡修林.中部地區農村金融發展對農民收入增長的影響：基于1993—2017年湖北省數據的實證分析[J].農村金融研究，2019（10）：17-23.

[9]武融超.河南省農村金融發展與農村經濟增長關系實證分析[D].太原：山西財經大學，2019.

[10]王克強，蔣濤，劉紅梅，等.中國農村金融機構效率研究：基于上市農商行與村鎮銀行對比視角[J].農業技術經濟，2018（9）：20-29.