山西省農村金融發展與農村經濟增長關系實證研究

□楊世林　王廣斌

(山西農業大學山西晉中030801)

山西省農村金融發展與農村經濟增長關系實證研究

□楊世林王廣斌

(山西農業大學山西晉中030801)

筆者搜集山西省近10年的統計數據，利用E-G兩步協整檢驗方法、Granger因果檢驗法數據模型分析，對山西省的金融發展與農村經濟發展進行了科學的分析。分析結果顯示山西省農村金融與農村經濟增長雖然相互影響，從整體來說山西省農村金融發展速度較慢對于農村經濟增長發揮的力量有限。本文通過實證研究分析二者在發展中存在的問題，提出了如何促進二者之間協調發展的對策建議，具有實際指導意義。

山西農村金融；農村經濟；實證研究

本文DOI：10.16675/j.cnki.cn14-1065/f.2016.08.001

國外關于農村金融與農村經濟增長的研究很多，萊文認為二者的發展有著“門檻效應”農村金融的發展和農村經濟發展需要一定的成本，只有在農村經濟發展到一定程度的時候農村，才能出現農村金融的發展，隨著農村金融交易次數的增加，農村金融發展的影響開始擴大。現在山西省政府對于農村金融的扶持力度逐年增大，對山西貧困地區經濟的發展有了一定的影響，但是山西省欠發達地區的金融發展對地區的經濟增長到底有多大？山西省農村金融發展和農村經濟增長的關系具體如何？就需要進行科學的數據分析、實證研究。本文以橫向時間為軸線，利用時間序列分析法，對二者的關系進行了實證研究。這對今后山西省的農村金融的高速發展有著重要的參考價值。

1　指標選取和數據來源

為了更加深入的了解山西省農村金融增長與經濟增長之間的發展情況，本文參考了大量文獻，研究了相關專家的學術內容。基于數據指標獲得的可行性，篩選了4組指標進行了模型分析，這四組指標能夠相對比較全面的代表山西省農村金融與農村經濟的發展關系。具有一定的科學性。

1.1指標篩選

1.1.1第一產業總產值。第一產業是農村發展的主要產業，在一定程度上代表了農村經濟的發展情況，第一產業對農村的農、林、牧、漁皆有囊括。是農村社會總生產值，指標結合農村經濟實際發展情況，采用第一產業生產總值作為衡量農村經濟發展的一項因素。

1.1.2農村居民家庭總收入。從農村收入來源分析，可以分為工資、家庭經營性、財產性、轉移性四個方面。本文選取農村居民家庭總收入作為反映農村經濟發展的一項測量指標。

1.1.3農村投資。農村經濟增長中固定資產投資也是非常重要的一部分，綜合農村經濟發展情況以及專家學者的研究成果，農村投資能夠較為成熟的反映農村經濟發展所處的階段，因此選取農村投資作為衡量農村經濟發展的指標。

1.1.4農村貸款。農村經濟的繁榮發展，離不開農村金融信貸的發展。農業貸款是農業發展的一個重要途徑，通過農業信貸，農業發展資金得到充實，農村經濟得以增長，從國內農村經濟研究來看，大部分學者、專家采取農村貸款作為測算影響農村經濟發展的指標。因此本文選取了農村貸款作為衡量農村金融機構向農業投入資金規模以及經濟增長速度。

1.2數據來源

筆者選取的指標：第一產業總產值、農村居民家庭總收入、農村投資、農村貸款都是從《山西省統計年鑒》（2004年~2014年）、山西省統計信息網、山西省統計局、篩選整理出來的。數據選取更具科學性、準確性。為了更加清晰地展現數據結果，筆者對以上數據進行了指數對數處理。處理結果整理如下：

表1　2005-2014年山西農村經濟增長與農村金融發展指標對數值

接下來，對描述性量進行統計分析，給出四個序列的描述性統計量：

表2　序列的描述性統計量

通過描述性統計量表可知：

農業貸款的均值為11.87545，最大值為12.76141，最小值為11.16131，標準差為0.584584，變量農業貸款的變異系數=0.584584/11.87545=4.92%，存在合理的波動性，因此該變量總體有效；

第一產業總值的均值為13.43591，最大值為14.13069，最小值為12.90241，標準差為0.414157，變量第一產業總值的變異系數=0.414157/13.43591= 3.08%，存在合理的波動性，因此該變量總體有效；

農村投資的均值為14.8733，最大值為15.49553，最小值為14.28613，標準差為0.352507，變量農村投資的變異系數=0.352507/14.8733=2.37%，存在合理的波動性，因此該變量總體有效；

農村居民家庭收入的均值為17.59876，最大值為18.20257，最小值為17.03771，標準差為0.342288，變量農村居民家庭收入的變異系數=0.342288/ 17.59876=1.94%，存在合理的波動性，因此該變量總體有效；

由此可見，筆者選取的這四組變量是有效、可行的。

1.3研究方法

根據2004年~2014年山西省第一產業總產值、農村居民家庭總收入、農村投資、農村貸款等數據的整理。筆者運用經濟模型對數據進行了分析，具體的操作步驟為：首先用ADF單位根檢驗法測算出變量數據的可行性、可靠性、準確性以及單整階數。其次假設各個變量之間的同階單整不平穩，那么可以利用用E-G兩步協整檢驗方法來測定彼此變量的協整關系，再次用因果檢驗法檢測變量之間是否存在因果關系，得出結論并提出對策建議。

2　實證分析

2.1平穩性檢驗

本文采用Eviews8.0軟件進行變量之間的平穩性檢驗。運用ADF單位根對變量進行檢驗，有效的分析變量之間的關系，避免第一產業總產值、農村居民家庭總收入、農村投資、農村貸款等變量不準確影響對農村金融發展對農村經濟增長的關系鑒定，也可以避免出現虛假回歸這樣不準確的結果。

表3　ADF單位根檢驗結果

根據上表的單位根檢驗結果，農業貸款、第一產業總值、農村投資、農村居民家庭收入均不能夠在1%顯著性水平下拒絕存在單位根的零假設，因為認為這四個序列均為非平穩序列，因此需要進行差分后，再次執行進行單位根檢驗。

差分后的序列分別表示為D農業貸款、D第一產業總值、D農村投資、D農村居民家庭收入，均能夠在1%顯著性水平下拒絕存在單位根的零假設，因為認為這四個序列均為平穩序列，不存在單位根。說明選取的的指標第一產業總產值、農村居民家庭總收入、農村投資、農村貸款是科學有效的，這些變量滿足協整檢驗的條件。

2.2協整分析

在數據通過平穩性檢驗之后，對變量進行協整檢驗，看他們是否存在協整關系。這里采用“E-G兩步法”進行協整檢驗。

第一步，對四個變量進行回歸估計，估計模型為：

農業貸款=C(1)*第一產業總值+C(2)*農村投資+ C(3)*農村居民家庭收入+C(4)+u

通過EVIEWS9.0軟件，可得到回歸結果如下：

農業貸款=1.10937*第一產業總值-0.900715*農村投資-0.887703*農村居民家庭收入+25.98913 (3.932443)(-1.852936)(-3.522479)(3.810892) R2=0.571824 Adj-R2=0.357736F=2.6709752通過該多元回歸估計方程，可以得到回歸的殘差序列，將其命名為ECM。

第二步，對ECM序列執行單位根檢驗，以驗證序列的平穩性。

表4　ECM序列單位根檢驗結果

因此，殘差序列ECM為平穩序列。

至此，E-G兩步法檢驗結束。最終可以認為，這四個變量存在著顯著的協整關系。即這幾個變量之間存在著長期均衡關系，不存在“偽回歸”問題，可以對上述的回歸結果進行分析，分析結果如下：

第一產業總值的t統計量為3.932443，對應的概率為0.0077，可以在5%顯著水平下拒絕不顯著的原假設，認為第一產業總值對農業貸款有著很高的解釋能力，其中第一產業總值的估計系數為正，說明和農業貸款有著明顯的正相關效應；

農村投資的t統計量為-1.852936，對應的概率為0.1133，不能在5%顯著水平下拒絕不顯著的原假設，但接近于顯著性水平10%，認為農村投資對農業貸款有較弱的解釋能力，考慮到農村投資的估計系數為負，即可以認為農村投資與農業貸款存在較弱的負相關關系；

農村居民家庭收入的t統計量為-3.522479，對應的概率為0.0125，可以在5%顯著水平下拒絕不顯著的原假設，認為農村居民家庭收入對農業貸款有著很高的解釋能力，其中農村居民家庭收入的估計系數為負，說明和農業貸款有著明顯的負相關效應；

2.3因果分析

為了更好的分析這四個因素之間的具體關系，采用格蘭杰因果關系進行以變量之間的因果檢驗，格蘭杰因果關系結果如下所示：

表5　格蘭杰因果關系分析結果

此處可以得到結論為：

對于原假設“第一產業總值不是農業貸款的granger原因”，格蘭杰因果檢驗對應的p值小于0.1，因此可以拒絕該假設，即認為第一產業總值是農業貸款的格蘭杰原因，第一產業總值能夠引導、促進農業貸款發生變化，是農業貸款的前區信號；

對于原假設“農業貸款不是第一產業總值的granger”，格蘭杰因果檢驗對應的p值小于0.1，因此可以拒絕該假設，即認為農業貸款是第一產業總值的格蘭杰原因，農業貸款能夠引導、促進第一產業總值發生變化，是第一產業總值的前區信號；

總的來看，第一產業總值和農業貸款互為因果，互相影響。

對于原假設“農村投資不是農業貸款的granger原因”，格蘭杰因果檢驗對應的p值大于0.1，因此無法拒絕該假設，即認為農村投資的確不是農業貸款的格蘭杰原因，農村投資不能夠引導農業貸款發生變化；

對于原假設“農業貸款不是農村投資的granger原因”，格蘭杰因果檢驗對應的p值大于0.1，因此無法拒絕該假設，總得來看，農村投資和農業貸款沒有明顯的因果關系，即兩個變量的變動沒有明顯的關系。對于原假設“農村居民家庭收入不是農業貸款的granger原因”，即認為農村居民家庭收入的確不是農業貸款的格蘭杰原因，農村居民家庭收入不能夠引導農業貸款發生變化；對于原假設“農業貸款不是農村居民家庭收入的granger原因”，格蘭杰因果檢驗對應的p值小于0.1，因此可以拒絕該假設.

3　結論及建議

筆者認為農業貸款能夠引導、促進農村居民家庭收入發生變化，是農村居民家庭收入的前區信號。總的來看，農業貸款要先于農村居民家庭收入發生變化，對于農村居民家庭收入有一定的引導能力。農村金融發展與農村經濟增長兩者之間是一個相互發展、相互進步的一個過程。與此同時也從中發現了農村金融農村經濟增長具有一定的局限性，表現在農村的金融體制不健全，農村金融環境不發達，在金融信貸方面也存在很大的問題，對農村地區的貸款發放力度跟其他產業相比遠遠不足等。如何使農村經濟與農村金融得到更好更快的發展，促進農村產業的升級改造，對于農村的長遠發展具有重要意義。基于以上問題，提出以下對策建議：

3.1加大宏觀調控力度，優化農村經濟環境

農村經濟的發展在很大程度上取決于政府的宏觀把控。研究表明經濟發展好的地方會吸引更多的投資，而對于那些發展落后的農村地區則得不到金融機構的傾斜，經濟的發展每況愈下，所以政府應對落后地區的發展給予一定經濟支持，優化落后地區金融環境，鼓勵金融機構參與到農村經濟市場中去，積極引導資金流向涉農產業。

3.2大力發展農村金融機構，增持信貸力度

農業貸款雖然對于農業經濟的發展起到了一定的促進作用，但是從數量、力度等方面來說影響不大，農業貸款增加了，農村地區的經濟也相應得到了發展，但是農民的負擔會進一步加重，同時農民貸款難的問題大量存在，這些因素直接導致了農村產業發展停滯不前，這就要求在農村應大力發展金融機構，深化農村金融機構改革，拓寬農村貸款渠道，應著手發展緊跟地區的村鎮銀行、貸款公司等金融機構。同時適當降低農民貸款的門檻，增大對農民的信貸支持力度，逐步放寬最低貸款準額的限制，鼓勵農民進行信貸融資，進一步完善農村地區的金融服務體系，解決好農村地區貸款難的問題，對于農村產業的發展具有重要的現實意義。

3.3增加農業經濟發展的資金注入

通過實證研究表明，在山西省農業經濟發展的過程中農業投資和農業貸款雖然起到了一定的作用，但是促進效果不明顯，還有待提高。第一產業的發展是發展第二產業和第三產業的基礎，它與農村經濟的增長有著密切的聯系。它關乎著社會穩定，在一定程度上決定了經濟的發展速度。所以政府要加大政策傾斜力度，提高農村貸款以及農業投資，使農業向高效、安全、高質量、高效益的方向邁進。通過金融政策的扶持減少在農業生產過程中資金鏈的短缺，加快農村金融健康有序的發展，爭取實現山西省農村金融與農村經濟協調發展。

[1]安翔.我國農村金融發展與農村經濟增長的相關分析[J].經濟問題,2005(10):49-51.

[2]安翔.我國農村金融發展與農村經濟增長的相關分析[J].經濟問題,2005,(10):49-52.

[3]張文俊.農村金融發展對農村經濟增長的作用機理研究[D].中南大學,2011:1-148.

1004-7026（2016）08-0001-03 中國圖書分類號：F323;F832.7

A

楊世林，單位：山西農業大學，專業：農村與區域發展。王廣斌，單位：山西農業大學，專業：經濟學，職稱：教授。