農村金融發展與農村經濟增長的相關性研究
——基于河南的實證分析

李峰

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農村金融發展與農村經濟增長的相關性研究
——基于河南的實證分析

李峰

摘要：本文根據河南2000-2010年的數據，運用相關與回歸實證研究，并采用Pearson相關系數和Anova離散分析來揭示河南農村金融與農村經濟之間的動態關系。結果表明河南省農村金融與農村經濟增長存在長期的均衡關系，農村金融深化的數量指標金融相關率（FIR）和儲蓄率對農村經濟增長的影響不顯著。投資轉化率和資本邊際產出率對農村經濟的影響顯著，可以用回歸模型擬合。

關鍵詞：農村金融；農村經濟增長；Pearson相關系數；Anova離散分析；回歸分析

農村金融發展與農村經濟增長之間是相互關聯、相互影響的。鑒于各地區農村金融和農村經濟增長關系研究結論的差異，有必要深入到省市層面進一步研究兩者之間的關系，本文采用時間序列模型通過對河南省數據的實證研究來揭示河南省農村金融和農村經濟增長的關系，從而明確農村金融發展在促進農村經濟中的地位和作用。

一、變量選取及數據說明

為了解釋農村金融發展對農村經濟增長的作用，本文選取農村經濟增長作為因變量，將金融發展相關率作為解釋變量。采用投資轉化率、資本邊際產出率、儲蓄率來檢驗金融發展指標是否與經濟增長指標存在顯著的正相關關系。具體變量計算如下：

1.經濟增長率（g），經濟增長率按照金融學通常的做法采用第一產業GDP增長率來表示，一般以上年為基期。

2.金融相關率（FIR），人們常用金融相關率（FIR）去說明經濟貨幣化的程度，而且將FIR的計算公式表述為M2/GDP。其中M2是指廣義的貨幣，GDP是國內生產總值。本文借鑒以前的研究成果，用存款余額和貸款余額代替M2。因此FIR=（存款余額+貸款余額）/GDP。本文提出如下假設：

假設1：在其他變量不變的情況下，農村經濟增長率與金融相關率存在正向關系。

3.投資轉化率（RTH），農村投資轉化率反映農村儲蓄轉化為投資的效率，代表農村金融的整體水平和效率，本文用農村固定資產投資來代替農村投資，因此RTH=農村固定資產投資總額/農村金融機構各項存款余額。鑒于國內外的研究成果和本地區的實際情況，本文提出如下假設：

假設2：在其他變量不變的情況下，農村經濟增長率與投資轉化率存在正向關系。

4.資本邊際產出率（RA）。大家普遍認為投資的增加直接或間接引起了國民收入的成倍增加，RA=各地區國內生產總值增量*100/各地區社會固定資產總投資。資本邊際產出率代表了金融的發展效率。本文用第一產業GDP的增量與該地區農村固定資產投資的比率作為該地區資本邊際產出率。本文提出第三個假設：

假設3：在其他變量不變的情況下，農村經濟增長率與資本邊際產出率存在正向關系。

5.儲蓄率（RS），RS=存款/GDP，本文RS=農村存款余額/第一產業GDP。

假設4：在其他變量不變的情況下，農村經濟增長率與儲蓄率存在正向關系。

由以上分析構建多元線性回歸模型如下：

LOG（g）=β0+β1 FIR i +β2 RTH i +β3 RA i +β4RS i +εi

其中：β0為常數項，i=2000，2001，2002，…，2010年，誤差項εi是隨機變量

二、實證分析

表1 農村金融與農村經濟增長的原始數據

（一）Pearson相關性檢驗

在進行分析之前，為了防止發生多重共線性，本文運用SPSS統計軟件檢驗了各變量之間的相關系數以及Sig（單側）檢驗，結果如表2所示。由Pearson相關系數表可以看出，經濟增長率（g）和資本邊際產出率（RA）之間呈現高度正相關，與其他自變量存在著一定的線性相關，可以進行線性回歸擬合。解釋變量FIR與RS之間存在高度相關，為避免偽線性相關，在建立模型時，兩個變量至多選擇其中一個。

表2 相關性檢驗

表3 模型匯總

a.預測變量：（常量），儲蓄率（RS），資本邊際產出率（RA），投資轉化率（RTH），金融相關率（FIR）。

從表中可以看出R、R方、調整R方和標準估計的誤差都接近1，說明模型擬合符合要求。

從anova表可以看出，表中的“回歸平方和”=255.974反應變量的變異中的回歸模式中所包含的自變量所能解釋的部分為255.974。“殘差平方和”=3.782代表反應變量的變異中沒有被回歸模型所包含的變量解釋的部分為3.782。F檢驗統計量=84.610，其對應的Sig值小于0.05（顯著性水平臨界值為0.05），說明所建立的回歸方程具有統計學意義，即自變量和因變量之間存在線性關系。

表4 Anova

a.因變量：經濟增長率（g）

b.預測變量：（常量），儲蓄率（RS），資本邊際產出率（RA），投資轉化率（RTH），金融相關率（FIR）。

（二）回歸分析

表5 系數a

a.因變量：經濟增長率（g）

從上表可以看出，金融相關率與儲蓄率的Sig值分別為0.404和0.470，大于0.05，說明模型中金融相關率與儲蓄率與因變量間的線性關系不顯著，將這兩個變量剔除，得到新的回歸方程如下6：

LOG（g）=β0+β2 RTH i +β3 RA i +εi

其中：β0為常數項，i=2000，2001，2002，…，2010年，誤差項εi是隨機變量

新模型的回歸系數計算如下表6：

從表6可以看出投資轉化率和資本邊際產出率的Sig值都小于0.05，由此建立回歸方程為y=-15.602+30.937 RTH +40.248 RA，回歸方程表明投資轉化率每增加1%，則因變量會增加30.938%。資本邊際產出率每增加1%，因變量會增加40.248%。

表7R方值（擬合度）為0.978，表示自變量對因變量的解釋程度為97.8%，說明模型的擬合效果非常好。原模型中表中R方值（擬合度）為0.985，去掉自變量FIR 和RS以后，R方值的變動幅度僅為0.7%，說明去掉兩個變量之后，自變量對因變量的解釋程度并沒有因此大幅度改變。

a.因變量：經濟增長率（g）

a.預測變量：（常量），資本邊際產出率（RA），投資轉化率（RTH）。

a.因變量：經濟增長率（g）

b.預測變量：（常量），資本邊際產出率（RA），投資轉化率（RTH）。

從anova表可以看出，表中Sig值（顯著性檢驗水平）為0.000，小于0.05臨界值，說明新模型中自變量與因變量之間線性相關性較強。

三、研究結論及建議

（一）實證結果

1.農村金融發展與農村經濟增長成正相關關系，并且農村金融發展推動了農村經濟增長。說明河南農村經濟是金融供給驅動型的經濟增長。由此看來，制定并實施長期的金融發展戰略對未來河南農村經濟發展具有重大意義。

2.農村金融深化的數量指標金融相關率（FIR）對農村經濟增長的影響不顯著，說明用M2/GDP指標來衡量農村金融的發展水平并不適合。或者說明農村金融的深化程度還不足以使貨幣流通速度達到最低點。這和陳志剛早在2003年認為中國M2/GDP的迅速上升并不能說明中國的金融深化水平高是一致的。

3.儲蓄率對農村經濟增長的影響不顯著，分析決定儲蓄率的主要因素是各地政策選擇時無法回避的，只有弄清導致高儲蓄率的因素及權重，才能找到有效的調整工具。自2009年以來，我國儲蓄率排名世界第一，人均儲蓄超過一萬元。高儲蓄率阻礙中國經濟的發展，是導致國內消費動力不足的原因之一。當前的當務之急是逐步降低當前過高的儲蓄率，優化消費金融環境，努力提高農村居民生活保障，讓他們敢于消費、主動消費，從而加速農村經濟走出低谷，推動經濟轉型。

4.投資轉化率和資本邊際產出率對農村經濟的影響顯著，并且投資轉化率每增加1%，則因變量會增加30.938%。資本邊際產出率每增加1%，因變量會增加40.248%。

（二）建議

1.發展農村金融，促進農村經濟可持續發展。農村金融是現代農業發展的重要支撐，農村金融作用發揮得好不好，直接影響農民的生產生活、收入提高和農村經濟發展。在我國市場經濟不斷完善情況下，農村金融在提供產品和服務上應成為農村經濟健康發展的重要支持。只有不斷創新農村金融體制，充分利用金融手段調配農村資源，才能很好的促進農村經濟的全面可持續發展。

2.提高投資轉化率和資本邊際產出率，推動農村經濟發展。金融最基本的功能是把分散在社會上的各種資金匯集起來，投入到社會急需的產業和事業中去，推動經濟社會的發展。阻礙我省儲蓄向投資轉化的因素很多。金融機構交易成本較高是其中一個原因，金融機構運行的高成本已經對投資形成阻滯，降低了投資的實現水平。另外銀行體系結構單一，非國有銀行和中小銀行欠發達，也限制了銀行服務的覆蓋面，使儲蓄向投資的轉化受到抑制。總之，金融體系當前的低效率阻礙著儲蓄投資轉化率和資本邊際產出率。因此，在創新農村金融體制的同時，提高金融體系的效率也是金融發展過程中需要解決的問題。

參考文獻：

［1］游德升.湖北省農村金融支持與農村經濟增長的實證研究［J］.當代經濟，2012，299（11）：86-87.

［2］喬雅君.河南省金融發展與經濟增長關系的實證分析——基于動態VAR模型的解釋［J］.金融理論與實踐，2010，369（4）：49-52.

［3］河南統計局.河南統計年鑒［M］.北京：中國統計出版社，2012：71-73.

（作者單位：河南工業職業技術學院）