金融支持縣域經濟增長的實證分析

摘要：金融是現代經濟的核心，促進農村經濟發展，始終離不開金融支持的核心作用。隨著現代經濟和金融理論研究的不斷深入，越來越多的學者認為金融發展對經濟增長起著較強的促進作用。對于縣域經濟來說，其發展離不開資金的投入。金融結構的不斷優化、金融支農效率的不斷提升，是增強縣域經濟發展的不竭動力。而中國縣域金融發展存在著金融機構數量少，金融產品單一，金融機構服務質量較差，資本市場尚未建立等諸多問題。因此，如何強化對縣域經濟的金融支持，改善金融服務，對于促進縣域經濟發展具有重要的現實意義。

關鍵詞：金融；縣城經濟；實證分析

中圖分類號：F83文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2011）10-0087-02

一、金融發展與縣域經濟增長的實證分析

（一）指標的選取和數據說明

由于金融機構和金融市場的變化可以通過與之相關的金融資產的變動來反映，本文重點研究的是縣域金融發展和經濟增長問題，所以在選取變量時，主要考慮縣域金融體系中存在的并易于獲取數據的變量。

1.金融發展指標。由Raymond.W.Goldsmith提出的金融相關比率（FIR），作為衡量縣域金融發展水平的指標，即人們所稱的“金融化”指標，它是金融資產價值與經濟活動總量的比值，金融資產包括非金融部門發行的股票、債券等和金融部門發行的通貨、存貸款、保險單等金融工具。同心縣金融體系發展相對滯后，金融資產的結構相對單一，這里我們用縣域金融機構的存、貸款總額與地區生產總值來衡量金融相關比率，定義存款為SAV，貸款為LOA。

FIR=■（SAVi+LOAi）/■GDPi

2.經濟增長指標。我們采用最能充分反映縣域經濟綜合發展能力的國內生產總值（GDP）作為縣域經濟發展的主要考察指標。根據本地數據的可取得性我們用全社會固定資產投資（FAI）和居民消費（RC）作為影響GDP的指標。在本文中，由于GDP、FAI、RC序列的數值很大，為了減弱序列的波動性誤差對統計結果的影響，我們對原序列取自然對數（取自然對數不影響序列的變化趨勢），即LGDP=LOG（GDP）。

3.數據來源。本文以寧夏同心縣為主要研究對象，研究縣域金融支持與經濟增長的相關關系，采用1980—2009年《同心統計年鑒》和2007—2009年《寧夏同心經濟要情手冊》期間金融機構的存貸款、全社會固定資產投資、居民消費支出與國內生產總值的時間序列數據進行分析。

（二）統計方法和計量模型的建立

實證分析主要使用同心縣地區生產總值、社會固定資產投資總額、居民消費水平以及金融相關比率等指標研究其相關關系。從計量分析方法而言，由于上述各指標均為時間序列數據，實證研究將依次進行平穩性檢驗、回歸分析和Grange因果關系檢驗，然后在此基礎上根據同心縣金融發展和經濟增長的實際情況對實證結論進行解釋。本文應用Eviews6.0進行分析，建立計量經濟模型如下：

LGDP=C+α×FIR+β×LFAI+λ×LRC+εt （模型1）

其中：C為常數項，εt 為隨機擾動項。

（三）變量單位根平穩性檢驗

在進行具體的檢驗方程估計和相關檢驗之前，通常都需要進行單位根檢驗，以考察經濟變量是否具有時間趨勢，進而確定是否有必要采用協整分析方法。本文利用ADF（Augmented Dickey—Fuller）法檢驗變量LGDP、FIR、LFAI、LRC的平穩性，結果在對各統計變量原序列（LEVEL）進行單位根檢驗時，t統計值均大于t統計量的臨界值，表明原序列是非平穩的。但在對其一階差分ADF檢驗的t統計量值都比在1%、5%、10%顯著性水平下t統計量的臨界值小，因此可以拒絕原假設，即認為各變量的一階差分沒有單位根，也即各變量是一階差分平穩的I（1），可以對其進行回歸分析。

（四）回歸分析

用最小二乘法OLS對模型1進行回歸，結果如下：

LGDP=0.636182-0.003295×FIR+0.1590×LFAI+0.818569×LRC

（0.129898）（0.068771）（0.022934） （0.030878）

R2=0.9967，R2=0.9963D.W.值=1.979948

從回歸結果可以看出，t統計量都很顯著，并且相應的概率值Prob<1%，說明至少在99%的置信水平下，可以認為各統計變量的估計值都顯著不為零?；貧w方程可決系數R2=0.9967，R2=0.9963都很接近于1，說明回歸方程的擬合效果非常好，回歸結果是可靠的。金融相關比率FIR的系數為負數，說明在同心地區經濟增長與金融相關比率之間存在負相關關系，金融化程度滯后于轄內國內生產總值的增長，這與國內大多數同類研究結果相同。出現這種現象是由于中國貨幣政策的逆周期操作的結果，當經濟增長出現過熱時，中央銀行便減少貨幣供應量來降低經濟的波動。另外，也說明同心地區金融體系不完善，資本市場發展相對緩慢，農村金融發展呈現出被抑制的狀態，造成金融資源配置效率的低下，一定程度上阻礙了同心縣域經濟的增長。

（五）Grange因果關系檢驗

通過對模型的回歸分析可知，金融發展與縣域經濟增長確實存在一種相關關系，但是這種相關關系是否構成因果關系，還需進一步的研究。Grange因果關系檢驗可以用來確定經濟變量之間是否存在因果關系以及其影響的方向。檢驗的原假設是：“FIR不是引起LGDP變化的Grange原因”或“LGDP不是引起FIR變化的Grange原因”。檢驗的基本過程是看FIR所估計出的系數與LGDP所估計出的系數在統計上是否整體顯著地異于零。

根據Granger檢驗原理，可以知道Granger因果關系檢驗是通過有限制條件回歸和無限制條件回歸的殘差平方和是否發生顯著變化來實現的，因此檢驗統計量為F統計量，對于第一個原假設，其F統計量=10.4086，相應的概率值Prob=0.0006，小于1%的顯著性水平，因此拒絕原假設，即可以認為“FIR是引起LGDP變化的Granger原因”。同理，“LGDP是引起FIR的Granger原因”。在Granger因果關系檢驗過程中滯后長度Lags是任意選擇的，并且Granger檢驗結果依賴于檢驗回歸模型的滯后長度，因此在進行因果關系檢驗時，通常對不同的滯后長度分別進行檢驗。

二、結論分析

上述檢驗結果表明，在二至四年的滯后期下，同心地區縣域經濟增長和金融發展是存在著雙向因果關系，即縣域經濟的增長和金融發展之間是相互促進、互為因果的關系，但另外也應看到在同心縣存在著金融抑制現象，這與同心縣域金融體系不完善，金融市場機制不健全的現實吻合。一是縣域經濟的增長是農村金融發展的基礎。農村的經濟基礎是農村金融機構存在和發展的物質載體，農村經濟的規模、結構和效率決定了農村對于金融服務的有效需求和金融市場的活躍程度。農村產業結構的調整，經營規模的擴張所需要的投資會要求農村金融機構提供更多的信貸支持，它們發展所積累的剩余資金也為金融機構動員更多的資金提供了必要保證。二是農村金融不斷發展和支持是農村經濟發展的是催化劑。涉農金融機構為農業生產和農民生活長期提供著資金支持，雖然由于制度和銀行經營體制方面的原因，使得農村資金不能得到最高效的利用，農村資金無法滿足農村經濟發展的需要，但這些金融機構的存在確確實實為農村經濟的發展在持久地作著貢獻，為農業的產業結構調整和農村鄉鎮企業的發展提供著資金支持。

三、政策建議

1.轉變經濟發展方式、調整經濟結構，為金融支持營造良好的外部環境加大工業化進程，努力實現工業經濟在國民經濟中的主導地位，大力發展以服務業為主的第三產業，優化產業結構；改變農村生產經營方式，提高縣域居民收入，改善農戶信用狀況，增強農村金融自身能力的內在動力。依托特色農牧產業和龍頭企業，以規?；瘞犹厣a業的市場化；發展新型能源產業，同心地區具有豐富的風能資源和太陽能資源，這應當成為發展新能源的基礎。

2.完善農村金融體系，為農村經濟發展提供全面的金融服務。在縣域農村建立一個以農村信用社、村鎮銀行等為主的農村合作性金融、以農業發展銀行為主的農村政策性金融和以農業銀行為主的商業性金融，構建一個分工明確、層次分明、相互補充的農村金融服務體系，滿足農村不同需求主體的金融服務需求；各涉農銀行業金融機構根據“權責一致、防范風險”的原則，賦予縣域分支機構更多的自主權限，如貸款審批權限、金融產品創新權限等，使其更好的服務縣域經濟發展。緊緊圍繞農業結構調整，進一步加大信貸支農力度，重點支持優質特色農業的規?；洜I，支持農業龍頭企業和農產品精深加工，積極介入農業基礎項目建設和縣域基礎設施建設，改善農村發展環境；鼓勵民間資本參與新型合作金融組織如村鎮銀行、小額貸款公司、擔保公司等的組建，形成良好的農村金融競爭格局，完善農村金融服務體系。

3.加快涉農金融產品創新，提升農村金融服務水平。各金融機構要積極深入研究農村金融市場特征，積極開展金融創新，重視開發符合農村市場需求的業務品種，努力滿足當前農村發展中差異化、多元化的金融需求。鼓勵金融機構錯位競爭，避免同質產品過多造成的資源浪費。積極開展中間業務、理財業務等金融服務，滿足縣域居民更高層次的金融需求。改善農村支付結算環境，加大農村自助銀行的設立，大力發展農村銀行卡業務，方便農民隨時隨地的金融需求。

4.不斷完善農業保險制度和農村擔保制度。建立農業生產保險制度十分必要，使農民在遇到風險時，仍然能夠安然度日，并使生產得以迅速恢復。適時的組建政策性擔保公司，并鼓勵民間資本參與組建商業化擔保公司。發展壯大農村互助擔保組織，積極拓展符合農村特點的擔保業務，緩解農民貸款擔保難的問題。