安徽省農村經濟增長與金融發展關系的實證分析

黃 濤，朱德忠

安徽財經大學金融學院，蚌埠，233000

1 相關研究與問題提出

近年來，經濟金融化逐漸成為經濟發展的必然趨勢，金融發展在經濟增長中起著越來越重要的作用。農村經濟作為我國國民經濟的一個重要組成部分，它的發展關系到我國“三農”問題的解決和社會主義現代化建設。作為我國現代農村經濟的核心，農村金融發展并沒有達到農村經濟發展的金融需求。金融因素依然是經濟發展的制約因素之一，因此研究農村金融發展與農村經濟增長的內在關系已成為解決制約農村經濟發展問題的關鍵之一。安徽省是農業大省，農村經濟的發展關系到全省經濟發展，因此，研究安徽省農村金融發展與經濟增長的關系具有很好的代表性。

國外,大多圍繞整體經濟增長與金融發展的關系展開研究。Goldsmith最早提到了金融相關比率的概念，并指出經濟增長率與金融相關比率呈同方向變化[1]；Mckinnon指出，金融發展能通過增加資本的形成來促進經濟的增長，并提倡實行金融自由化政策，反對金融抑制[2]；Berthelemy和Varoudakis認為，金融發展與經濟增長可能存在復雜的多重均衡，而不是簡單的線性關系[3]；Levine認為，金融發展不光可以通過加速資本積累，而且可以通過改進技術來促進經濟增長[4]。

國內，相關學者也對農村經濟增長與金融發展的關系進行了深入的探討。冉光和等指出，山東省農村金融發展與經濟增長保持著高度正相關關系[5]；高勇標等創新地運用狀態空間模型證明了農村金融發展對農村經濟尤其是對鄉鎮企業發展的影響極其顯著[6]；禹躍軍等通過VAR模型,分析得出農村經濟增長與金融發展存在著雙向因果關系，但是農村金融發展水平落后于農村經濟增長[7]；李泉等運用農村居民儲蓄比率和農村金融信貸比率等指標進行實證分析，發現農村金融的發展能使農民收入增長，而儲蓄則恰恰相反[8]；張麗娜等發現經濟增長與金融發展存在長期穩定的關系，同時人均收入的增長也能促進經濟發展[9]。

國內外學者大多數研究結果說明，經濟增長與金融發展之間存在正相關關系。金融發展能促進經濟增長，但促進的效應不確定。本文根據內生增長理論，選取變量構建模型來探討安徽省金融發展與經濟增長之間的關系。

2 內生經濟增長理論

經濟增長理論主要是研究影響經濟增長因素以及解釋經濟增長規律的理論。不同于古典經濟增長理論與新古典經濟增長理論，內生增長理論假設資本投入量越多，經濟增長就越快，即資本的邊際產出遞增。AK模型作為內生增長理論中最典型的模型，具有將經濟增長解釋為技術進步和知識進步等因素的作用。金融發展與經濟增長的關系，AK模型并沒有直接地表現出來，而是將金融因素蘊含在技術進步與知識進步等因素之中。金融發展對經濟增長的作用表現在促使更多的儲蓄轉化為投資，以提高資本配置效率，提高資本的邊際產出，從而促進經濟增長。AK模型相關的公式及推導(不考慮資本折舊的情況)如下：

Yt=AKt

(1)

式中，Yt表示t時刻的產出，A表示資本的邊際生產率，Kt表示t時刻的資本存量，在t+1時刻，令資本存量為Kt+1，產出為Yt+1，則經濟增長量G可以表示為：

G=Yt+1-Yt

(2)

t+1時刻的投資量為：

ΔK=Kt+1-Kt

(3)

G=AΔK

(4)

則經濟增長率：

g=G/Yt=AΔK/Yt

(5)

實體經濟中，投資增量是由儲蓄決定的，而金融部門的存在又使儲蓄不能百分之百轉化為投資，因為這其中會存在一定的成本。假設儲蓄的比例α可以轉化為投資，儲蓄率為s，則原式可轉化為：

g=AsαYt/Yt=Asα

(6)

式(6)是AK模型的基本表達式，它表示經濟增長與資本的邊際生產率、儲蓄率和儲蓄投資轉化率相關[10]。

從以上分析看出，金融因素影響經濟增長的內在機制體現在資本的邊際生產率、儲蓄率與儲蓄投資轉化率三個方面。

首先，金融體系通過資源配置功能使資本更多地流向邊際生產率較高的部門，促進經濟增長。在這個過程中，金融中介為資金需求者與資金使用者提供了一個良好的平臺，雙方獲取金融交易的信息更加便利，改善了信息不對稱問題。同時金融中介的存在也使投資的風險得到分散，投資者可以實現風險的分擔。資源配置功能隨著金融系統效率的提高而提高，因此，金融發展能加強金融市場的資源配置功能，從而提高資本的邊際生產率，促進經濟更快增長。

其次，在儲蓄投資轉化率方面，與以上分析類似，金融機構將儲蓄的一定比例轉化為投資，其余的部分成為金融機構收集信息和促進交易的信息成本與交易成本，這部分無法轉化為投資，所以金融的發展能使儲蓄更多地轉化為投資，促進經濟增長。

最后，在儲蓄率方面，內生增長理論認為金融發展對儲蓄率的影響不確定。一方面，金融發展可以完善金融市場工具，健全金融市場法律法規，滿足人們多元化的金融需求，能使金融儲蓄率上升；另一方面，金融發展促進了金融工具風險的控制與風險管理，一般在眾多金融工具的風險不確定時，風險規避的投資者會傾向于將大部分資金投向銀行等金融機構賺取穩定的利息收益；如果金融風險能得到很好的管理與分散，理性的投資人傾向于高收益的金融工具，使得儲蓄率下降。在這兩種機制的作用下，金融發展對儲蓄率的作用是不確定的，但是，無論儲蓄率是上升還是下降，金融發展都可以通過作用于儲蓄率來影響經濟增長。

3 實證分析

3.1 變量的選取及數據的來源

基于經濟的內生增長理論，從以下幾個方面進行變量的選取與模型的構建。

3.1.1 農村經濟增長指標

農村經濟增長通常用農村生產總值來表示，指的是一定時間內農村地區生產的物品與服務價值的增長量。本文選取安徽省第一產業的生產總值來代表安徽省農村經濟增長指標，數據來源為《安徽統計年鑒》，下同。

3.1.2 儲蓄投資轉化率指標

根據戈德史密斯提出的金融相關比率的概念，儲蓄投資轉化率可以用金融相關率FIR來表示，金融相關率是指一個地區所有金融資產與實物資產的比值。本文所使用的農村金融相關率是用農村金融資產除以農村GDP所得，農村金融資產主要包括農村居民儲蓄存款、農業存款和農村居民所持有的現金等，農村居民持有現金可以用農村居民人口乘以農村居民人均支出來近似代表。此方法參考了向金珠和`黎東升[10]的研究。

3.1.3 資本的邊際生產率指標

農村的資本邊際生產率衡量的是一單位的農村投資能帶來的經濟增長，這里用農業固定資產投資代表安徽農村投資量，資本的邊際生產率用農村GDP除以農業固定資產投資量進行衡量。

3.1.4 儲蓄率指標

儲蓄率指的是儲蓄額占個人可支配收入的百分比。根據凱恩斯的消費理論與新古典學派理論，儲蓄率主要受到居民收入和存款利率的影響。因此，本文選取農村居民人均可支配收入與存款利率來衡量農村居民儲蓄水平。存款利率由中國人民銀行公布的一年期定期存款利率按執行時間進行加權平均得到，利率數據來源為中國人民銀行網站。

3.2 模型的構建與實證分析

通過對以上模型變量的選取，構建如下對數線性模型：

lnGt=e+alnYt+blnRt+clnFIRt+dlnAt+Ut

(7)

式中，Gt、Yt、Rt、FIRt、At分別表示t時刻的安徽省農村人均GDP、人均可支配收入、存款利率、金融相關率、資本的邊際生產率，Ut表示模型的隨機誤差項，其中農村人均GDP為安徽省農村GDP除以安徽省農村總人口得出，a、b、c、d分別表示各解釋變量的系數，e表示模型的常數項，以上變量數據選擇的時間跨度為2005年到2015年。采用對數線性模型是因為這樣不僅可以反映變量之間的相對變化情況，而且可以有效地消除模型的自相關與多重共線性，提高模型結果估計的準確性。相關數據經整理后如表1所示。

表1 實證檢驗變量相關數據

注：利率數據來源于中國人民銀行網站(http://www.pbc.gov.cn/)，其余數據來源于《安徽統計年鑒2005—2015》。

3.2.1 數據的平穩性檢驗

本文選取的5個變量數據均為時間序列數據，實際上時間序列數據通常不平穩，如果對其直接回歸可能會出現偽回歸的現象，所以在進行實證回歸之前，選用ADF法分別對lnG、lnY、lnR、lnA、lnFIR以及它們的一階差分項作單位根檢驗。如果檢驗結果顯示數據本身不平穩而它們的一階差分項平穩，則表示變量之間同階單整，變量在長期可能存在穩定關系，對變量的ADF檢驗結果如表2所示。

表2 變量ADF檢驗結果

注：D表示變量一階差分，c表示截距項，t表示趨勢項，k表示滯后階數。

從以上檢驗中可以看出，原變量lnG、lnY、lnR、lnA和lnFIR的ADF統計量均大于1%、5%和10%的臨界值，表示不能拒絕原假設，變量存在單位根，即原變量不平穩。一階差分后的變量DlnG的ADF統計值小于10%臨界值，其余一階差分變量ADF統計值均小于5%臨界值，表示可以拒絕原假設，一階差分之后變量不存單位根，即變量一階差分后平穩。

3.2.2 協整檢驗

由以上變量的ADF檢驗可知，變量同為非平穩的一階單整序列，表明它們之間長期可能存在一種穩定的線性組合，這種組合反映了各變量之間變化的關系。因此，本文選用E-G兩步檢驗法對變量之間是否存在協整關系進行檢驗。E-G兩步檢驗法是由恩格爾與格蘭杰于1987年提出的，用于檢驗同階單整的變量是否存在協整關系的方法。主要分為兩步：第一步，對模型的同階單整變量數據進行最小二乘回歸，得出回歸方程，輸出殘差序列。第二步，對回歸方程的殘差序列進行平穩性檢驗，如果殘差序列是平穩的，則表示變量在長期存在協整的關系；反之，如果殘差序列非平穩，則表示變量之間不存在長期穩定的協整關系。由于最小二乘回歸的殘差應以0為中心，所以在對殘差進行平穩性檢驗時，與一般的ADF檢驗步驟有所不同，應當不包含常數項與趨勢項。在進行多變量的E-G檢驗時，先選取一個變量為解釋變量，其他變量為被解釋變量，然后按以上步驟進行檢驗，如果殘差檢驗不平穩，則需要更換被解釋變量再進行檢驗。本文選取lnGt為被解釋變量，對變量數據進行最小二乘回歸，得到如下結果：

lnGt=0.68+0.91lnYt-0.03lnRt+0.08lnAt

(20.60) (-0.56) (1.85)

-0.40lnFIRt

(-4.91)

R2=99.64%，D-W=1.70，F=416.35

(8)

輸出殘差序列，對殘差序列進行ADF檢驗，輸出結果如表3所示。

從表3得出，殘差序列的ADF檢驗值為-3.653 4小于1%臨界值-2.847 3，表示可以拒絕原假設；殘差序列不存在單位根，模型各變量之間存在協整關系，方程表示了變量在長期的穩定均衡關系，模型的擬合度為99.64%，F統計量為416.35，表示模型的擬合度良好。從協整方程看出，在長期，安徽省人均GDP與安徽省金融相關率呈顯著的負向變動關系，表示金融的發展不僅沒能促進經濟增長，還在一定程度上阻礙了經濟的發展。金融相關率每增加1%，人均GDP減少0.4%；人均GDP與人均可支配收入則是顯著的正向關系，人均收入每增加1%，人均GDP增加0.91%；而人均GDP與存款利率和資本的邊際生產率的變動關系均不顯著，變動的彈性分別為-0.03與0.08。

表3 殘差ADF檢驗結果

注：c表示截距項，t表示趨勢項，k表示滯后階數。

3.2.3 建立誤差修正模型(ECM)

模型變量之間長期均衡關系并不能反映變量在短期之間的動態波動機制，因此需要建立誤差修正模型(ECM)來反映短期的波動對長期均衡的修正，誤差修正模型的基本形式為：

Δyt=a1Δxt-λECMt-1+ut

(9)

式中，Δyt和Δxt分別表示被解釋變量和解釋變量的差分形式，λECMt-1表示誤差修正項，λ表示誤差修正系數，代表誤差修正項對短期波動的調整，ECMt-1表示為t-1期的誤差。從模型中可以看出，短期被解釋變量的變動主要是由穩定的長期趨勢和短期波動決定的，在長期，變量之間的協整關系使變量之間的非均衡狀態逐步變為均衡狀態。根據以上的基本模型，建立如下的誤差修正模型：

ΔlnGt=0.97ΔlnYt-0.09ΔlnRt+0.14ΔlnAt

(11.07) (-1.71) (2.93)

-0.48ΔlnFIRt-1.40ECMt-1

(-4.28) (-2.26)

R2=88.16%，D-W=2.2

(10)

從回歸方程可以看出，模型擬合度為88.16%，模型擬合較好，誤差修正系數為-1.40，符合反向修復機制，短期不均衡的修正幅度為1.40，而誤差修正系數小于-1，表示短期的不均衡得到了過度的修正。從模型中可以看出，在短期，人均GDP與人均收入和資本邊際生產率呈正向變動，與金融相關率和存款利率呈反向變動，且人均GDP與人均可支配收入、金融相關率在短期變動關系顯著，與存款利率、資本邊際生產率變動關系不顯著，這與長期的實證結果基本一致。

4 結論與建議

4.1 結 論

實證結果表明，2005—2015年安徽省農村經濟增長與金融發展存在負相關關系，安徽省金融發展并沒有對經濟增長起到推動的作用。這與周二敏等人有關安徽省的研究結論基本一致[11-12]。安徽省存在較為嚴重的金融抑制現象，金融抑制現象通常是指政府過多地干預金融活動與金融體系的發展，使得金融體系的發展阻礙了經濟的發展。安徽省之所以在長期及短期出現嚴重的金融抑制現象是安徽省金融體系發展的不健全所導致的。雖然安徽省的金融發展規模日益龐大，農村金融機構儲蓄存款日益增多，但是由于資本的逐利性，安徽省農村金融機構大多把增加的資金投向城市地區以增加資金的收益，用來支持農業發展的資金卻很少。也就是說，雖然安徽省農村居民儲蓄不斷增長，但是用于農村地區的投資卻越來越少，這種行為直接造成了安徽省金融的發展對農村地區的資本投入遠遠達不到經濟發展需要的金融支持額度。這并不是資本的投入沒有促進安徽省經濟增長，而是金融發展對安徽省經濟的促進作用還遠遠沒有發揮出來。安徽省農村居民收入的增長能有效帶動農村經濟的增長，同時，國家一年期定期存款利率對經濟影響也不大，說明安徽省農村經濟發展真正需要的是降低農村金融機構借貸資金的門檻，而不是通過改變利率吸引居民儲蓄。

4.2 建 議

首先，安徽省應當積極推進農村金融體制改革，完善金融機構的支農功能[13]。由實證分析可知，安徽省農村金融體系尚不完善，農村金融發展并沒有適應農村經濟發展的需求，因此，需要發揮農村商業銀行和農村信用合作社等農村金融機構在農村經濟發展中的重要作用。加快村鎮級金融機構網點的建設，使金融服務能全面覆蓋村鎮；同時，加大農村金融機構對農村基礎設施建設與農村產業發展的資金支持，探索優化“三農”金融服務模式，做到物盡其用，使農村金融機構能真正服務于農業發展。此外，政府也應當出臺政策鼓勵農村金融機構降低農村資金借貸的門檻，積極引導金融機構資金流向農村，提高金融機構為“三農”提供服務的積極性。

其次，應當積極拓寬農村金融服務的領域。由實證研究可以看出，利率并沒有對農村經濟增長起到實質性作用。安徽省農村金融服務單一，農村居民多樣化的金融需求沒有得到滿足，利率的增長更多的是導致居民的被動儲蓄，除了金融機構對居民提供的存貸業務之外，居民缺乏更多的投資渠道，造成資本對經濟的促進作用沒有得到充分發揮。因此，在傳統的存貸服務之外，安徽省應當構建完善的農村金融債券市場和金融衍生品市場，包括股票市場與期貨市場等，豐富居民的投資渠道；同時，加快專業化金融服務人員的培養，定期組織金融服務人員下鄉活動，普及金融投資工具的專業知識，引導居民利用科學的方法測算金融工具的風險，合理進行金融投資，讓多元化的金融投資理念深入人心。

最后，應當合理利用民間金融，發揮其在經濟增長中的補充作用[14]。民間金融是指未納入國家金融管理體系的非正規金融形式。作為一種獨立于農村正規金融機構外的金融形式，民間金融一直以來是農村資金的重要來源。由于民間金融的特殊性，在引導民間金融發展時，應當加強對民間金融的監管，包括對其交易方式、資金來源進行合規性審查。在實證研究中，利率對經濟發展有微弱的負向作用，所以農村民間金融監管的重點應當是遏制高利貸行為及地下錢莊。大力宣傳高利貸與地下錢莊的危害，規范民間金融的交易。例如，可以嘗試建立民間金融交易市場，保持民間金融信息優勢、成本優勢、交易速度的優勢，引導居民通過正當的渠道獲取資金，防范民間金融違規行為的發生。此外，政府也應當完善民間金融法律法規，努力將民間金融納入金融監管體系。引導民間金融促進農村產業的發展，發揮其在經濟增長中的積極作用，構建以正規金融機構為主、民間金融為輔的安徽省農村金融體系。