農村金融發展對農村經濟增長影響的評價指標體系構建

張俊友

（蘭山區方城鎮財經服務中心，山東 臨沂 273406）

農業是維持國民經濟平穩運行的根本性產業，促進農村發展、建設現代化農業、提高農民生活水平是中國農業工作的重點。農村金融一般指農村地區的一切與信用相關的經濟活動或貨幣資金的融通，主要是在農村地區由金融機構提供的包括存款、貸款、保險、證券、匯兌、期貨等金融服務［1］。農村金融為農業發展提供了必要的資金支持，促進了農業經濟增長所需的資源合理高效配置和農業經濟發展，是農業現代化發展的主要驅動力。但中國農村地區的金融服務水平較為落后，金融產品單一，金融機構較少，服務效率低，結構不完善，缺乏健全的監管體制［2］。農村金融體系與農村經濟增長之間的矛盾日益凸顯，涉農金融機構在農業市場上所獲收益不高，正在逐步撤離市場，農業發展的融資需求得不到保障，形成惡性循環。加快完善農村金融體系建設，使其與農村經濟發展相適應，促進二者協調健康發展，形成良性互動關系，促進現代化農村建設，是當前迫切需要解決的問題。

1 農村金融發展與農村經濟增長的相關研究

農村金融發展理論具體分為3個部分：①農業信貸補貼理論強調政府在農村金融市場上的干預作用，認為應由非盈利機構分配外部投注的政策性資金，降低農業生產的融資成本，但這種模式限制了金融機構的活力和金融市場的發展；②不完全競爭市場理論強調市場機制為主、政府干預為輔，首先需要建立健全的農村金融制度體系，并通過政府的適當干預避免市場失靈；③農村金融市場理論強調農村金融發展中市場的作用，反對政府的過度干預，通過市場化利率水平增加農戶儲蓄量，轉化為農業生產所需資金，但這種發展模式的功效有限［3］。

隨著建設社會主義新農村戰略的逐步實現，國內開始出現大量關于農村金融發展與農村經濟增長的相關實證分析研究。唐志祥［4］對安徽省農民收入與農村金融發展、農民收入與農村戶籍人口之間的關系進行了研究，證明農民收入與農村金融發展規模之間的關系通過了協整檢驗，通過格蘭杰因果檢驗發現就業結構與農民收入之間不存在因果關系，農村金融發展結構與農村人均收入互為因果。溫紅梅等［5］對黑龍江省農村金融市場發展與農業經濟增長之間的關系進行了分析研究，認為改善農村金融服務質量，提高農村金融市場水平是促進農業經濟發展的最重要因素。曹雪等［6］對農村金融發展和農村居民收入關系進行了實證分析，引入多元線性回歸模型和VAR模型，實證結果顯示，農業投資力度和農村金融發展規模對農村居民的收入增長發揮正向促進作用，農村金融發展能夠有效提高農村居民收入水平。陳徑天等［7］對農村金融發展與農業技術進步之間的關系進行了實證分析，采用隨機前沿分析法對農村金融發展在農業產出增長型和成本節約型技術進步中發揮的作用進行了測度評價，實證結果表明，農村金融能夠通過規模擴張促進農業技術進步，減少農業金融發展中的外生風險，促進農村經濟增長。趙洪丹等［8］對農村經濟發達地區和落后地區的金融發展影響因素進行了對比研究，通過實證分析發現變量在不同經濟發展水平的區域存在著顯著地區差異，在農村經濟發達地區，政府支出、農民收入、農村市場化以及匯率是影響農村人均貸款和資金外流的危險因素，在農村經濟較落后的地區，政府支出和匯率因素對農村人均貸款的影響最為顯著，貿易開放度、政府支出以及農民收入等因素對農村資金外流的影響最為顯著。溫鳳榮等［9］對農村經濟發展系統與農村金融發展系統的耦合度進行研究，首先構建了農村經濟和農村金融的綜合評價指標體系，基于1995—2015年的面板數據模型，引入耦合協調分析方法，對2個系統的協調度進行實證分析，發現2個系統之間的耦和協調度逐年緩慢增強，由無序狀態轉變為有序狀態，但一直沒有達到同步協調發展狀態。

本研究對農村金融發展與農村經濟增長進行研究，結合學術界先進的研究成果，探尋二者之間的內在聯系，建立關于H省農村金融發展對農村經濟增長影響的評價指標體系，采用VAR模型建立H省農村金融發展與農村經濟增長的相關關系模型，通過平穩性檢驗、協整檢驗等分析方法驗證二者之間的影響作用機制。

2 農村金融發展影響農村經濟增長的路徑

帕加諾將金融部門加入到內生經濟增長模型中，構建出描述金融發展對經濟增長產生影響的方式模型，即帕加諾模型：

在該模型中，由于加入了金融部門，可以將儲蓄轉化為投資，作為部門與部門之間的中介，會產生一定的交易成本，因此原模型中的假定均衡條件總投資等于總儲蓄（I=S）不再成立，此時的均衡條件應為θS=I，S為儲蓄率，θ為儲蓄-投資轉化率，且0＜θ＜1，g為地區經濟實際增長率，A為資本的邊際產出率，t為時間，δ為資本折舊率。此外，各因素通過影響儲蓄率、資本邊際生產率以及儲蓄-投資轉化率這幾個變量，對經濟增長產生不同作用，其中，儲蓄率變量和儲蓄-投資轉化率變量受到金融的影響。

農村金融的發展主要從金融規模擴大、效率提高以及結構改善3個途徑改變農村儲蓄率和儲蓄-投資轉化率：①農村金融發展規模擴大，農村金融機構數量增加，豐富市場金融工具、產品和服務，提高農民儲蓄意愿，提供充足農業資金供應，緩解農村地區資金供需矛盾，促進總投資的增長和儲蓄率的提高，帶動農村經濟增長；②農村金融發展效率提高，集中農村地區的閑散資金運用到農業投資中，促進資金的合理配置，實現收益最大化，增加人們的剩余資金用于存入金融機構，促進儲蓄-投資轉化率提高，促進金融系統發展，形成更為透明化、信息化的金融市場，增加融資渠道降低交易成本，促進農村經濟增長；③農村金融發展結構優化，促進農業資金供需在不同部門金融機構中的合理分配流轉，促進金融市場交易方式的優化，降低農民進行金融交易的門檻，提高儲蓄率；同時優化金融結構有助于金融體系專業度提升，促進農業儲蓄資金轉化為投資的效率，資金方獲取資金速度提升，促進農業投資活動開展和農村經濟增長。

3 農村金融發展與農村經濟增長的相關模型構建

3.1 指標體系

本研究數據來源于H省統計年鑒以及1990—2017年《中國理念金融統計年鑒》。根據帕加諾模型進行農村金融發展對農村經濟增長的作用機制分析，以及對二者內涵的辨析，構建出農村金融發展與農村經濟增長的評價指標體系。具體從農村金融發展的規模、效率以及結構3個層次，采用影響金融市場儲蓄率和儲蓄-投資轉化率的因素分析H省農村經濟增長狀況。被解釋變量選擇農村人均GDP指標反映H省的農村經濟增長狀況，解釋變量選擇農村存貸款余額占生產總值的比例指標反映農村金融發展規模；選擇儲蓄-投資轉化率指標反映農村金融發展效率；選擇鄉鎮企業貸款與農村貸款的比值指標反映農村金融發展結構，并加入農村資本邊際生產率作為控制變量。為了避免異方差問題，所有變量都采用對數形式表示，具體評價指標體系如表1所示，變量選取數據的描述性統計結果如表2所示。

表1 農村金融發展與農村經濟增長的評價指標體系

表2 變量的描述性統計結果

3.2 模型構建

向量自回歸（VAR）模型是一種常用的再測量模型，VAR模型由多個隱性時間序列組成，作為向量的表示形式。VAR模型是對每個變量的滯后變量進行回歸分析，以便單個變量在向量自回歸模型中自動回歸，采用滯后值表示所有內生變量的動態關系的模型，即采用關聯時間序列模型解釋各種經濟沖擊對經濟變量形成的影響。VAR模型的基本表達式如下：

式中，Yt是N×1階時間序列的列向量，既是VAR模型的變化率，也是所有經濟因素的原始序列和滯后期；c是N×1階常數項的列向量，∏1Yt-1,…,∏kYt-k各項都是N×N階的參數矩陣；ut是N×1階的隨機誤差列向量，ut可與同期相關，但不能與自己的滯后值以及等式右邊的變量相關。

在建立VAR模型之前，首先需要檢驗數據的平穩性，避免數據不平穩導致的偽回歸現象。當數據處于不平穩狀態時，需采用EG兩步法或者Johanson協整檢驗確定變量之間的協整關系，然后進一步采用格蘭杰因果檢驗測量變量之間的因果關系。本研究中采用ADF單位根檢驗判斷數據時間序列的平穩性，檢驗形式如下：

式中，c為截距項，φt為時間趨勢項。當β=0時，表示時間序列處于不平穩狀態，需要進行差分直至平穩；當β＜0時，則表示時間序列處于平穩狀態。

本研究采用Johanson協整檢驗描述變量之間的協整關系，這種方式不需要對內生變量和外生變量進行區分，而且與EG兩步法檢驗相比穩定性更強，協整檢驗步驟如下。

首先將VAR模型描述為以下形式：

對其進行差分可得：

式中，γ表示協整向量矩陣，∏=αγ是一個n×n矩陣，模型中的協整向量個數與這個矩陣的秩相同，均為r，且0≤r≤n。

了解了變量之間的協整關系之后，需要對其相互影響關系進行探究，這里采用格蘭杰因果檢驗對某一變量的滯后值是否能夠引入其他變量方程進行檢測，分析變量之間是否互為因果，首先假設2個變量分別為xt和yt：

以此構造出的檢驗統計量F則為：

式中，RSS0表示不含有xt時的殘差平方和，也就是說表 示 含 有xt時 的 殘 差 平 方和，則如果統計量F小于臨界值，表明xt不是yt的格蘭杰原因。

4 實證分析

為了避免回歸分析中出現偽回歸現象，首先需要對所有時間序列進行單位根檢驗，采取ADF檢驗（Augmented dicky-fuller test）方式對本研究中所選取的變量及其一階差分形式進行單位根檢驗，檢驗結果如表3所示。由表3可知，本研究選取的對數形式的變量在1%顯著性水平下均沒有通過檢驗，是不平穩序列。因此為了構建平穩的時間序列，將各變量進行一階差分后再次進行ADF單位根檢驗，結果顯示，一階差分后的各變量均通過了1%顯著性水平下的平穩性檢驗，一階差分后的變量是平穩的，表示為I(1)。

表3 ADF單位根檢驗結果

然后運用Pearson相關系數檢驗對變量之間的線性關系進行檢測。由于Pearson相關系數的絕對值在［0，1］范圍內，相關系數絕對值越接近0，代表變量之間的關聯度越弱；反之則代表關聯度越強。對本研究中選取的變量進行Pearson相關系數檢測結果如表4所示，由表4可知，各變量間的相關系數取值在0～0.5，因此可以分析變量間的相關性較弱，不存在復雜的多重共線性問題。

表4 各變量之間的Pearson相關系數檢驗結果

為分析農村金融發展對農村經濟增長的影響，采用一階差分后的變量構建線性回歸模型如下：

根據模型（9）進行線性回歸分析，結果如表5所示。只有儲蓄-投資轉化率指標的一階差分序列dlnRDL和農村資本邊際生產率指標的一階差分序列dlnMRPC通過了10%水平下的顯著性檢驗。儲蓄-投資轉化率以及農村資本邊際生產率對農村經濟增長具有顯著的正向影響。由表5可知，每增加1個單位的儲蓄-投資轉化率，農村人均GDP就增加0.256個單位；農村資本邊際生產率每提高1個單位，農村人均GDP也會隨之增加0.170個單位。根據線性回歸結果可知，對農村經濟增長影響最為顯著的因素是農村金融發展效率變量。

表5 線性回歸結果

線性回歸只能對變量的單方面影響進行描述，不適用于變量的內生性關系研究，無法準確反映各變量之間的相互作用關系，因此需要采用VAR模型進行分析，首先需要對變量進行協整檢驗。雖然在之前的平穩性檢驗中，各變量的對數形式是非平穩的時間序列，但他們之間可能存在協整關系，因此采用Johanson檢驗法對各變量進行協整檢驗，結果如表6所示。由表6可知，當顯著水平是5%時，協整關系數量為0以及數量≤1的情況都拒絕了原假設，表明至少存在2個協整關系，以此類推，直到接受原假設。檢驗結果表明，本研究中選取的農村金融發展規模、效率、結構、農村人均GDP以及農村資本邊際生產率之間的關系是長期穩定的，因此可以推斷，H省農村金融發展與農村經濟增長之間的協整關系是長期穩定均衡的。

表6 協整關系檢驗結果

得到標準化的各變量協整向量系數，如表7所示，將表7中結果轉化為協整方程的表示形式如下：

由表7知，農村存貸款余額占生產總值的比例指標每增加1個單位，農村人均GDP就增加1.52個單位；農村儲蓄-投資轉化率指標每提高1個單位，農村人均GDP就會隨之增加0.08個單位；鄉鎮企業貸款與農村貸款的比值指標每提高1個單位，該地區的農村人均GDP就會隨之提高0.72個單位。這種相互影響的變動關系，說明對農村經濟增長的影響最為顯著的是農村金融發展規模因素，農村金融發展結構因素對其影響力度較弱，農村金融發展效率因素的影響力度最弱。

表7 標準化協整系數

在得到協整檢驗結果后，需要進一步對各內生變量之間的影響作用機制進行分析，這里采用格蘭杰因果檢驗分析農村金融發展與農村經濟增長之間的關系，結果如表8所示。由表8可知，在5%的顯著性水平下，農村經濟增長是農村金融發展規模、效率和結構的格蘭杰原因；而農村金融發展規模、效率以及結構在5%的顯著性水平下均不是農村經濟增長的格蘭杰原因，于是將顯著水平進一步放寬，發現農村金融發展規模和效率因素在10%的顯著性水平下是農村經濟增長的格蘭杰原因。由此可知，H省的農村金融發展對農村經濟增長影響較為微弱，但反過來，農村經濟增長則對農村金融發展具有顯著影響，說明H省農村地區的金融體系與經濟發展水平不相適應，H省的農村金融發展滯后于農村經濟增長水平。

表8 格蘭杰因果檢驗結果

脈沖響應函數分析圖可以反映一個變量對另一變量的影響經過，因此本研究在平穩的VAR模型構建基礎上，采用脈沖響應函數分析H省農村金融發展與農村經濟增長的動態沖擊效應，結果如圖1所示。由圖1可見，H省農村金融發展規模、效率以及結構對農村經濟增長的正向沖擊基本都表現為首先出現正向反應，其后正向反應下降直至出現負向反應，之后反應開始趨于0，直至穩定。在脈沖反應試驗的初始狀態，農村資本邊際生產率變量對農村經濟增長的沖擊主要表現為負向反應，之后負向反應快速減弱，轉為正向，其后逐漸衰減趨0。其中金融發展結構對農村經濟增長的沖擊中負向反應較大，說明金融發展結構對農村經濟增長的影響程度較弱。總體來說，H省的農村金融發展規模、效率、結構以及農村資本邊際生產率的沖擊都會對農村經濟增長帶來正向的推動作用，其中農村金融發展結構的正向沖擊力最弱，但這種沖擊效應最終會趨于0。說明農村金融發展結構仍存在一定問題，H省農村金融機構主要將農村貸款用于城市項目，對鄉鎮企業的支持程度較低，鄉鎮企業在農村金融機構中獲得的服務體驗較差，資金需求得不到滿足，致使農村金融發展中的儲蓄-投資轉化率和儲蓄率降低，農村金融發展結構對農村經濟增長的促進作用減弱。

圖1 農村經濟增長的脈沖響應函數分析

5 結論

本研究對H省的農村金融發展與農村經濟增長之間的關系進行研究，引入向量自回歸模型對農村金融發展影響農村經濟增長的作用進行定量分析。結合帕加諾模型分析農村金融發展與農村經濟增長的內在影響機制，從提高儲蓄率和儲蓄-資本轉化率出發建立H省農村金融發展和農村經濟增長的評價指標體系，解釋各指標變量對農村人均GDP的影響。經過協整關系檢驗，證明農村金融發展與農村經濟增長存在著長期穩定的均衡關系，其中農村金融發展規模對農村經濟增長的影響最大；格蘭杰因果關系檢驗結果表明H省的農村經濟發展水平領先于農村金融發展水平；通過脈沖響應分析發現，H省的農村金融發展中各變量的沖擊都會給農村經濟增長帶來正向的推動作用，其中農村金融發展結構的正向沖擊力最弱，因此需要采取措施重點優化改革農村金融發展結構，推動農村金融發展中的儲蓄率以及儲蓄-資本轉化率的提高，促進農村經濟增長。

6 對策建議

結合以上結論，本研究提出以下對策建議，以期推動H省形成農村金融發展與農村經濟增長的良性循環體系。

1）擴大農村金融發展規模，滿足農村資金需求。豐富農村金融產品和工具，建立多元化的農村金融體系。積極開發普及農村地區的網絡、電話業務，推動金融機構推出便農支付業務，推出更多創新產品以更新農產品的結算方式，開發農產品產銷一體化的金融供應鏈信用產品。發揮農業保險在農業信貸中的作用，擴大農業相關保險政策的覆蓋范圍，推廣基于交通工具、戶籍登記等形式的新型抵押擔保模式。拓展農村惠普金融服務網絡，加快建設新農村金融機構，促進村級國有商業銀行的布局網絡建設，引進不同形式的資本進入農村地區，增加融資方式，加快信貸信息獲取速度。培育發展農村合作金融組織，民主管理農民供銷社，加快農村地區的土地流轉和農業規模經營。

2）提高農村金融發展效率。由政府引導金融機構在農村地區設立自助服務終端，提供便民服務。建立政策性農業融資擔保機構中的資金補償機制，推進“三農”貸款的審批權限下放以及單獨考核制度，設立專項農業產業科技投資基金，推動農業科學技術研發，帶動農業企業生產效率提高。建立健全農村信用信息系統，加強對農民、金融組織、鄉鎮企業的實體信息采集，建立信息共享平臺，加大對農村金融服務中失信行為的懲罰力度，推出相關法律條例，改善農村金融借貸信用環境，打擊金融債務規避，規范農村借貸行為。

3）優化農村金融發展結構。從農村信用管理體制出發進行優化改革，立足于農民的實際需求，促進農村信用社的便民化建設，改進農村信用社的服務手段和質量，廣泛吸收各類經濟組織入股，推動城鄉信用社整合重組為農村商業銀行模式。支持涉農銀行機構的深化改革，提高農村金融產品服務的細化分類，提高其在農村基礎建設、農業業務等不同金融服務中的針對性。引導農戶與地方龍頭企業合作，向農民宣傳期貨知識，通過農產品期貨市場帶動農村地區農產品資源和金融資金的合理優化配置。提高農村金融服務機構相關人員的專業素質和服務能力，優化考核制度，進行差異化人員管理，提高工作人員積極性。