宿州市農(nóng)村金融對農(nóng)村經(jīng)濟增長影響

朱雪融

（安徽大學(xué)，安徽 合肥 230601）

1 研究背景

宿州市作為安徽省的農(nóng)業(yè)大市，農(nóng)業(yè)是帶動全市經(jīng)濟發(fā)展和保證社會穩(wěn)定的基礎(chǔ).黨和政府對“三農(nóng)”問題日益關(guān)注，采取了“減免農(nóng)業(yè)稅、增加各種補貼”的政策，旨在促進農(nóng)業(yè)的發(fā)展，保障農(nóng)業(yè)安全.安徽省和宿州市也非常重視對農(nóng)業(yè)的投入，特別是在近幾年農(nóng)村政策體系不斷變革的大背景下，為了進一步提高廣大農(nóng)民生活水平，保障農(nóng)業(yè)的發(fā)展，更需要農(nóng)村金融體系等多項措施的配套.在此背景下，宿州市不斷加大對農(nóng)村金融的投入力度，促進農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展，但是這種投入相比其他行業(yè)的金融投入仍然有很大的差距.當前農(nóng)村居民的資金需求得不到滿足，阻礙了其對農(nóng)業(yè)的投入.以往的研究主要關(guān)注國家層面和省級層面，在市級層面研究的很少了，本文意在研究宿州市農(nóng)村金融投入對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的作用，為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展找尋金融方面的出路.

2 指標的選取

2.1 農(nóng)村經(jīng)濟增長（AGDP）

根據(jù)以往的研究資料，衡量一個地區(qū)“農(nóng)村經(jīng)濟增長”，一般采取“農(nóng)村國民收入”，但是各種統(tǒng)計年鑒資料中，此項數(shù)據(jù)缺失，因此，本文采用“第一產(chǎn)業(yè)國民生產(chǎn)總值”代替.由于各項指標之間的統(tǒng)計口徑要一致，本文采用按1990年價格計算的實際產(chǎn)值，消除價格的影響.農(nóng)村經(jīng)濟增長率采用第一產(chǎn)業(yè)真實國民生產(chǎn)總值的對數(shù)形式，以使數(shù)據(jù)更加平穩(wěn)[1].

2.2 農(nóng)村金融相關(guān)率（AFIR）

農(nóng)村金融相關(guān)率是指一個給定時期所有金融資產(chǎn)價值及各種實物資產(chǎn)價值的比值.按照經(jīng)濟學(xué)家雷蒙德·戈德史密斯對金融相關(guān)比率的方法設(shè)置農(nóng)村金融相關(guān)比率[2]，他認為金融資產(chǎn)應(yīng)該包括現(xiàn)金、儲蓄存款、定期存款、股票、債券、基金、保險項目等，由于農(nóng)村居民手中持有的有價證券數(shù)量很少，本文只考慮農(nóng)戶手持現(xiàn)金、農(nóng)戶儲蓄.農(nóng)村金融資產(chǎn)=農(nóng)村存款余額+農(nóng)村貸款余額=農(nóng)戶儲蓄存款余額+農(nóng)業(yè)存款余額+鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款余額+農(nóng)業(yè)貸款余額.

2.3 農(nóng)業(yè)資本產(chǎn)值率（AOC）

資本產(chǎn)出率是產(chǎn)出與投資的比例，根據(jù)尼爾斯（2001）農(nóng)業(yè)資本產(chǎn)值率可以用農(nóng)業(yè)投資占農(nóng)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例來代替.但是在可獲得的農(nóng)業(yè)統(tǒng)計資料中，只有農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資可以獲得，其他的投資均沒有統(tǒng)計，因此本文用“農(nóng)村固定資產(chǎn)投資”來代替“農(nóng)業(yè)投資”.

2.4 實際利率（AJSRR）

實際利率的計算應(yīng)該是名義利率扣除通貨膨脹率.但是我國當前的利率還沒有進行市場化改革，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和借鑒其他相關(guān)作者的方法，采用官方公布的（一年期）利率，通貨膨脹率采用消費者物價指數(shù)來代替.

2.5 政策變量（P）

我國的金融體制改革發(fā)生在1994年，以國務(wù)院發(fā)布的《關(guān)于金融體制改革的決定》為標志[3].在1994年我國的金融行業(yè)整體發(fā)生了非常大的革命性變化，成立的三大政策銀行以及四大國有銀行進行商業(yè)化運作.中國農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行作為促進農(nóng)業(yè)發(fā)展的政策性銀行單獨成立，標志著農(nóng)村金融發(fā)展有了專門負責的金融機構(gòu).以此為背景，本文選用虛擬變量時，以1994年為分界點，在此之前虛擬變量為0，之后為1.

本文所選取的數(shù)據(jù)從1990年到2011年，數(shù)據(jù)來源為中國人民銀行、《宿州統(tǒng)計年鑒》、《安徽統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》.

3 變量的因果關(guān)系檢驗

為了檢驗宿州市農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)濟增長之間的關(guān)系以及是否存在因果聯(lián)系,本文采用格蘭杰因果檢驗的方法.在進行格蘭杰檢驗之前，需要驗證數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)，這也是繼續(xù)研究的基礎(chǔ)[4].

3.1 單位根檢驗

表1 所有變量的單位根檢驗

從檢驗結(jié)果可以看出，4個變量在1%的顯著水平上通過了T檢驗，數(shù)據(jù)檢驗結(jié)果體現(xiàn)了數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，適合做格蘭杰檢驗，進一步檢驗數(shù)據(jù)之間的是否存在因果關(guān)系.

3.2 變量之間的格蘭杰因果關(guān)系檢驗

由估計結(jié)果我們可以看出：

表2 LN（AGDP）與 LN（AFIR）的因果檢驗

農(nóng)村金融相關(guān)率（AFIR），在5%的顯著性水平下，滯后二期的Granger因果關(guān)系檢驗表明，“農(nóng)村金融相關(guān)率（AFIR）不是第一產(chǎn)業(yè)社會總產(chǎn)值LN（AGDP）的Granger成因”的假設(shè)，拒絕它犯第一類錯誤的概率是0.0000014，表明至少在99%的置信水平上，可以認為農(nóng)村金融相關(guān)率（AFIR）是第一產(chǎn)業(yè)社會總產(chǎn)值LN（AGDP）的Granger成因；同樣可以說明第一產(chǎn)業(yè)社會總產(chǎn)值LN（AGDP）是農(nóng)村金融相關(guān)率（AFIR）的Granger原因.

由估計結(jié)果我們可以看出：

表3 LN（AGDP）與 LN（AFIR）的因果檢驗

農(nóng)業(yè)資本產(chǎn)值率（AOC），在5%的顯著性水平下，滯后二期的Granger因果關(guān)系檢驗表明，“農(nóng)業(yè)資本產(chǎn)值率（AOC）不是第一產(chǎn)業(yè)社會總產(chǎn)值LN（AGDP）的Granger成因”的假設(shè)，拒絕它犯第一類錯誤的概率是0.0233，表明至少在97%的置信水平上，可以認為農(nóng)業(yè)資本產(chǎn)值率（AOC）是第一產(chǎn)業(yè)社會總產(chǎn)值LN（AGDP）的 Granger成因；而“第一產(chǎn)業(yè)社會總產(chǎn)值LN（AGDP）不是農(nóng)業(yè)資本產(chǎn)值率（AOC）的Granger成因”的假設(shè)，拒絕它凡第一類錯誤的概率是0.95827，說明說明第一產(chǎn)業(yè)社會總產(chǎn)值LN（AGDP）不是農(nóng)業(yè)資本產(chǎn)值率（AOC）的Granger原因.

表4 LN（AGDP）與 LN（AFIR）的因果檢驗

由估計結(jié)果我們可以看出：

實際利率（AJSRR），在5%的顯著性水平下，滯后二期的Granger因果關(guān)系檢驗表明，“實際利率（AJSRR）不是第一產(chǎn)業(yè)社會總產(chǎn)值LN（AGDP）的Granger成因”的假設(shè)，拒絕它犯第一類錯誤的概率是0.0995，表明至少在90%的置信水平上，可以認為實際利率（AJSRR）是第一產(chǎn)業(yè)社會總產(chǎn)值LN（AGDP）的Granger成因；同樣可以說明第一產(chǎn)業(yè)社會總產(chǎn)值LN（AGDP）是實際利率（AJSRR）的Granger原因.

表5 LN（AGDP）與 LN（AFIR）的因果檢驗

由估計結(jié)果我們可以看出：

政策變量（P），在5%的顯著性水平下，滯后二期的Granger因果關(guān)系檢驗表明，“政策變量（P）不是第一產(chǎn)業(yè)社會總產(chǎn)值LN（AGDP）的Granger成因”的假設(shè)，拒絕它犯第一類錯誤的概率是0.07372，表明至少在92%的置信水平上，可以認為政策變量（P）是第一產(chǎn)業(yè)社會總產(chǎn)值LN（AGDP）的Granger成因；同樣可以說明第一產(chǎn)業(yè)社會總產(chǎn)值LN（AGDP）是實政策變量（P）的 Granger原因.

4 實證檢驗

本論文使用Eviews5.0統(tǒng)計軟件，對1990-2011年的數(shù)據(jù)做多元線性回歸分析，回歸分析中所用的相關(guān)數(shù)據(jù).

回歸分析的結(jié)果如下：

注：括號中的數(shù)據(jù)分別為T檢驗值.

首先，從回歸分析的結(jié)果可以看出，模型總體擬合效果很好.擬合優(yōu)度檢驗值為88.13，說明此回歸方程較高程度地反映了安徽農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)濟增長的相關(guān)性.

農(nóng)村金融相關(guān)率（AFIR）對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著.農(nóng)業(yè)存貸款占第一產(chǎn)業(yè)GDP的比重所表示的農(nóng)村金融相關(guān)率，對安徽第一產(chǎn)業(yè)社會總產(chǎn)值增長的彈性為0.64，即存貸款每增加1%，第一產(chǎn)業(yè)社會總產(chǎn)值增加0.64%，說明金融機構(gòu)吸收存款和發(fā)放貸款規(guī)模的加大，有利于增加農(nóng)村金融的規(guī)模，從而使第一產(chǎn)業(yè)社會總產(chǎn)值增加.

農(nóng)業(yè)資本產(chǎn)值率（AOC）即農(nóng)業(yè)投資產(chǎn)出比，其對安徽第一產(chǎn)業(yè)社會總產(chǎn)值增長的彈性為-0.50，即耗費在每一單位產(chǎn)出上的投資每增加1%，則第一產(chǎn)業(yè)社會總產(chǎn)值增長率下降0.5%，反應(yīng)了反映了投資效率對經(jīng)濟增長的影響.

實際利率（AJSRR）之后一期對農(nóng)村經(jīng)濟增長率也有正向的促進作用.滯后一期的實際利率每上升一個百分點，農(nóng)村經(jīng)濟增長率上升0.03個百分點.這一結(jié)論體現(xiàn)的趨勢和其他作者對全國和各個省的研究得出的結(jié)論類似[5]，即發(fā)展中國家提高實際利率，可以提高居民的儲蓄率，抑制農(nóng)村金融低效率的投資行為，促進經(jīng)濟有序健康發(fā)展.但是同時也看到0.03%的促進作用非常有限，主要的原因的一個解釋是我國的利率市場非市場化，阻礙了“看不見的手”發(fā)揮作用.

政策變量（P）體現(xiàn)了進行金融體系改革前后，農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展確實產(chǎn)生了變化.系數(shù)為1.95，促進作用很大，是幾個變量系數(shù)中最大的.說明在宿州市農(nóng)村經(jīng)濟增長中，金融政策改革尤其是中國農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行的設(shè)立，對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長具有顯著的促進作用，影響顯著.

5 結(jié)論

第一，宿州市農(nóng)村金融發(fā)展水平不足，不能很好的滿足農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的需要.比較宿州市農(nóng)村金融相關(guān)比率和整個安徽省的平均農(nóng)村金融相關(guān)比率以后，發(fā)現(xiàn)宿州市與安徽省同期水平基本相當.但是考慮到宿州市農(nóng)業(yè)產(chǎn)值在安徽省農(nóng)業(yè)中的比例，宿州市農(nóng)村金融市場建設(shè)稍顯落后，因此對農(nóng)業(yè)發(fā)展的作用雖然為正向的，但是仍讓作用很小.

第二，農(nóng)村金融發(fā)展水平在宿州市農(nóng)村經(jīng)濟增長中發(fā)揮著重要作用.實證分析發(fā)現(xiàn)對宿州農(nóng)村經(jīng)濟增長的解釋程度最強的指標是農(nóng)業(yè)的金融相關(guān)率，說明農(nóng)村經(jīng)濟增長離不開農(nóng)村金融的支持.只有農(nóng)村金融市場有序健康發(fā)展，才能進一步促進宿州農(nóng)村經(jīng)濟的有序健康發(fā)展，保障產(chǎn)業(yè)安全，增加農(nóng)民收入.

〔1〕張旭梅.農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟增長作用機制的實證分析—以山東省為例[J].生產(chǎn)力研究,2009(8)：44-49.

〔2〕范菲菲.中國城鄉(xiāng)居民收入差距和消費差距之間的回歸分析和格蘭杰因果分析[J].經(jīng)濟研究導(dǎo)刊,2012(27)：4-5.

〔3〕余新平,熊皛白,熊德平.中國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟,2010(06)：77-96.

〔4〕賈立,王紅明.西部地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長關(guān)系的實證分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟,2010(10):40-49.

〔5〕熊學(xué)萍,何勁,陶建平.農(nóng)村金融生態(tài)環(huán)境評價與影響因素分析[J].統(tǒng)計與決策,2013(02):100-103.