江蘇農村金融發(fā)展對農村經濟增長的影響分析

摘 要：文章主要選取1998～2014年江蘇省農村金融發(fā)展與農村經濟增長的相關數據，農村金融發(fā)展對農村經濟增長的影響進行了實證分析。結果顯示：江蘇省農村金融發(fā)展、農村固定資產投資與農村經濟增長之間存在著長期穩(wěn)定的協整關系，江蘇省農村金融發(fā)展規(guī)模、農村固定資產投資均是農村經濟增長的格蘭杰原因，且呈正相關關系，農村固定資產投資對農村經濟影響更大。最后從加大農村固定資產投資與擴大農村金融規(guī)模兩方面提出了對策和建議。

關鍵詞：農村金融；農村經濟增長；實證分析

中圖分類號：F320.2 文獻標識碼：A 文章編號：1008-4428（2016）05-06 -02

一、引言

近年來中央和地方各級政府極其關注“三農”問題，中央一號文件都以“三農”問題作為主題，強調了其作為社會主義現代化階段極其重要的地位。黨的十八屆三中全會把“農村金融”第一次正式寫入黨的決議，2015年兩會上，李克強指出：要推進金融改革，大力發(fā)展農村金融，這都為我國農村金融的發(fā)展以及農村金融發(fā)展對經濟的促進研究指明了方向。

二、指標設計與數據整合

（一）指標設計

通過參閱冉光和、張金鑫（2008）及王俊芹（2009）等有關研究文獻，本文選擇了以下變量作為研究江蘇省農村金融發(fā)展與農村經濟增長的指標：

1. 本文的經濟增長指標采用的是江蘇省農村GDP，即RGDP；

2. 本文的農村金融發(fā)展水平指標分為兩個部分，第一個部分是農村金融效率指 標，采用農村信用社貸款余額（RL）和存款余額（RS）的比值，即LTS來表示；第二個部分是農村金融規(guī)模指標，用FIR表示，是農村信用社存、貸款余額之和與RGDP的比值；

3. 非金融指標采用的是農村固定資產投資，記為 RGT，因為固定資產投資在經濟增長中具有重要作用，也對本文提出最終的實質性建議起到了很好的參照作用。

本文對所采用的數據進行了對數處理，原因是對數形式的數據可以在保證變量之間協整關系的前提下，使變量之間趨勢線性化，也方便了實證分析中的平穩(wěn)性檢驗，能夠有效地避免多次差分。

（二）數據的收集及處理

本文研究的是江蘇省農村1998～2014年的相關數據，通過對數據的整理歸納，可得表1：

三、江蘇省農村金融發(fā)展與農村經濟增長的實證分析

（一）模型構建

本文通過建立江蘇省農村經濟增長與金融發(fā)展的線性回歸方程，研究二者之間的關系。參照黃燕君，鐘璐（2009）的方法，筆者構建的模型方程如下所示：

LnRGDP=Ti+UiXi+X

其中，T和U是需估量的參數，X是隨機誤差，Xi表示的是經過一系列檢驗之后，與RGDP構建回歸的變量，下文會對此進行具體解釋。

（二）實證結果分析

由于單方程OLS本身無法克服變量自相關問題 ，并且只有當變量平穩(wěn)的時候 ，才不會出現“偽回歸”的情況。所以，本文先對各變量進行平穩(wěn)性檢驗，在確保平穩(wěn)后，再采用協整檢驗和格蘭杰因果檢驗進行分析。

1.數據的平穩(wěn)性檢驗

本文通過 Eviews 5.0系統，利用ADF檢驗法對數據進行平穩(wěn)性檢驗。

由表2的檢驗結果可知，所有變量在二階差分后都是平穩(wěn)的，所以可以進行協整檢驗，檢驗各變量之間是否存在長期的均衡關系。

2.協整檢驗

協整檢驗結果顯示：LnLTS與LnRGDP、LnFIR與LnRGDP及LnRGT與LnRGDP的協整檢驗中，殘差序列在各自的顯著性水平下均接受不存在單位根的結論。因此，LnLTS、LnFIR、LnRGT與LnRGDP之間都存在長期穩(wěn)定的“均衡”關系。

3.格蘭杰因果關系檢驗

由表3可得，在5%的置信水平上，LnFIR與LnRGT的概率P值都小于0.05，因此兩者都是農村GDP的格蘭杰原因，而LnLTS的概率P為0.34467，大于0.05，不是農村GDP的格蘭杰原因。

4.總結分析

農村金融規(guī)模、金融效率和固定資產投資與農村經濟之間都存在長期穩(wěn)定的“均衡”關系。江蘇省農村金融規(guī)模與農村固定資產投資均是農村經濟的格蘭杰原因。可以得出：江蘇省農村經濟增長與農村金融規(guī)模和農村固定投資有很大的影響關系。

為了進一步研究哪一個指標對農村經濟增長的影響更大，我們將其帶入上文所建的模型當中，即LnRGDP=Ti+UiXi+X。其中，Ti和Ui是需估量的參數，i=1，2，分別表示LnFIR與LnRGT的參數，X1與X2分別表示的是變量LnFIR與LnRGT。

由于LnFIR、LnRGT是LnRGDP的格蘭杰原因，且三個變量均為水平平穩(wěn)，符合單方程OLS的前提條件，通過Eviews5.0輸入數據，得出結果如下所示：

從表4、表5可以看出，兩個回歸方程回歸系數顯著性非常強，并且擬合優(yōu)度R2都接近于1 ，說明了方程的擬合情況非常好，因此可以看出江蘇省農村經濟增長與農村金融規(guī)模和農村固定資產投資都存在著明顯的線性相關關系，且關系為正相關。

相比較而言，方程二的擬合程度比方程一高，擬合優(yōu)度R2達到了0.950984，具有較強的解釋力。另一方面，農村金融規(guī)模也是促進農村經濟增長的重要因素，雖然擬合程度相對低一些，但它的自變量的系數也達到了0.715651，充分顯示出金融規(guī)模對促進農村GDP增長的重要作用。其中T檢驗值的絕對值都遠大于2，且P值都為0，小于0.05，可以得出，它們的顯著性水平都很高。

四、結論與政策建議

（一）結論

江蘇省農村金融發(fā)展、農村固定資產投資與農村經濟增長之間存在著長期穩(wěn)定的協整關系，江蘇省農村金融發(fā)展規(guī)模、農村固定資產投資均是農村經濟增長的格蘭杰原因，且呈正相關關系，農村固定資產投資對農村經濟影響更大。

（二）政策建議

針對當前江蘇省農村金融與農村經濟發(fā)展的現狀，本文認為應大力發(fā)展江蘇省農村金融規(guī)模，增加對農村的固定資產投入來推動江蘇省農村經濟的發(fā)展。在此提出以下三點建議：

第一，不斷擴大江蘇省農村金融發(fā)展規(guī)模 ，使新農村建設日益多元化的金融需求得到滿足。目前，江蘇省農村金融規(guī)模發(fā)展緩慢，導致農村經濟發(fā)展受到影響，因此，積極開辦農村金融機構，不斷擴大農村金融規(guī)模將是提高江蘇農村金融發(fā)展的一大重要途徑。

第二，政府應當加大對農村金融的資金投入。由于農村經濟先天所存在的弱勢，致使其在金融資源的市場配置中不具有競爭力優(yōu)勢，資金流入量有限。因此，政府可以通過積極有效地創(chuàng)新農村金融體制，引導更多的資金流向農村，帶動經濟發(fā)展。

第三，加快農村的產業(yè)結構調整， 改變農村經濟增長模式，完成農村經濟增長與金融協調發(fā)展的目標。有效地優(yōu)化農村產業(yè)結構，可以促成農村金融效率的進步，從而實現農村金融發(fā)展與農村經濟增長之間的良性互動。

參考文獻：

[1]徐小換，楊榮蓉，王宇.農村金融發(fā)展與農村經濟增長關系實證分析—基于江蘇省1997年～2013年的相關數據[J].經濟觀察，2009，（05）：69-77.

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[3]冉光和，張金鑫.農村金融發(fā)展與農村經濟增長的實證研究—以山東為例[J].農業(yè)經濟問題（月刊），2008，（29）：47-51，111.

[4]王俊芹，宗義湘，趙幫宏.農村信用合作社的金融發(fā)展水平與農村經濟增長的實證分析—以河北省為例[J].農業(yè)技術經濟，2009，（02）：31-37.

[5]趙洪丹.中國農村金融發(fā)展與經濟發(fā)展與農村經濟發(fā)展的關系——基于1978～2009年數據的實證研究[J].經濟學家，2011，（11）：58-62.

作者簡介：

王國敏，女，江蘇南京人，三江學院學生；

李佳，女，江蘇南京人，三江學院講師，研究方向：公司金融。