湖北省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)村金融發(fā)展關(guān)系研究

王 瓊，張 瑩

（1.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 金融學(xué)院，武漢 430073；2.湖北工程學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖北 孝感 432000）

0 引言

1912年，Joseph Schumpeter在《經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論》一書中提出金融中介提供的服務(wù)是技術(shù)創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)增長的原動力，經(jīng)濟(jì)學(xué)家們對此展開了激烈的爭論。在這之后，國內(nèi)外就金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系問題進(jìn)行了廣泛的研究。

回顧相關(guān)文獻(xiàn)，對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系至今沒有定論，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長間存在著復(fù)雜的關(guān)系。不同國家、不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，不同的研究方法所得出結(jié)論也會有很大差別。在我國，由于各省間區(qū)域差異較大，有必要在省域范圍對這一關(guān)系進(jìn)行研究。湖北是農(nóng)業(yè)大省，在市場經(jīng)濟(jì)條件下，其農(nóng)業(yè)大而不強(qiáng)。湖北農(nóng)村金融發(fā)展同樣滯后，金融發(fā)展落后于經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因此，在此背景下，深入研究農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，對于深化農(nóng)村金融改革，實(shí)現(xiàn)湖北省由農(nóng)業(yè)大省向農(nóng)業(yè)強(qiáng)省的轉(zhuǎn)變具有生要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

1 模型設(shè)定、數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1 模型設(shè)定

帕加諾模型（Pagano,1993）是以AK內(nèi)生增長經(jīng)濟(jì)增長理論模型為基礎(chǔ)來說明金融發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的一個(gè)有代表性的理論模型。他認(rèn)為金融發(fā)展通過提高儲蓄轉(zhuǎn)化為資本的比率，改善資源配置效率和影響儲蓄率等機(jī)制影響經(jīng)濟(jì)增長。

假設(shè)在一個(gè)沒有政府的封閉經(jīng)濟(jì)中，只生產(chǎn)一種產(chǎn)品，它被用于消費(fèi)或投資，用于投資時(shí)會產(chǎn)生一定比率的折舊，人口規(guī)模不變，總產(chǎn)出是總資本存量的線性函數(shù)：

（1）式中，Yt為第t期的總產(chǎn)出，A表示資本邊際生產(chǎn)率，Kt是第t期的資本存量。在考慮折舊的情況下，總投資It可表示為：

（2）式中，δ表示每期的資本折舊率，那么，t+1時(shí)期的經(jīng)濟(jì)增長率gt+1為：

帕加諾認(rèn)為金融市場的作用主要體現(xiàn)在將儲蓄向投資轉(zhuǎn)化上，所以在加入了金融部門的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型中，由于金融中介成本的存在，儲蓄向投資的轉(zhuǎn)化過程中會產(chǎn)生資本漏出，因此封閉條件下市場均衡條件（It=St）不成立，假設(shè)θ為儲蓄向投資轉(zhuǎn)化率,則均衡條件為It=θSt,則有：

(8)式為帕加諾模型的基本形式,它表明資本邊際生產(chǎn)率(A)、儲蓄向投資轉(zhuǎn)化率(θ)、儲蓄率(s)是經(jīng)濟(jì)增長的決定因素。

1.2 變量選取及數(shù)據(jù)來源

1.2.1 農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)（g）：衡量農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)應(yīng)該采用農(nóng)村國民收入，但由于沒有統(tǒng)計(jì)資料，考慮數(shù)據(jù)的可獲得性，本文采用第一產(chǎn)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值(農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值)（RGDP）作為代表，數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。

1.2.2 農(nóng)村資本邊際產(chǎn)出率（A）：資本邊際生產(chǎn)率受農(nóng)業(yè)資本產(chǎn)值率（K/Y）的影響，本文以農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資占第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值的比重（I/RGDP）代替農(nóng)業(yè)資本產(chǎn)值率（K/Y），數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。

1.2.3 儲蓄向投資轉(zhuǎn)化率（θ）：θ代表金融發(fā)展的整體水平和效率。本文用農(nóng)村金融相關(guān)率（農(nóng)業(yè)存貸款之和/第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值，F(xiàn)IR）來衡量農(nóng)村金融發(fā)展水平，用農(nóng)村貸存比率（農(nóng)業(yè)貸款/農(nóng)業(yè)存款，F(xiàn)ER）來衡量農(nóng)村金融體系的效率,數(shù)據(jù)來源于湖北省統(tǒng)計(jì)年年鑒（1991～2011）和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。

1.2.4 儲蓄率（s）：本文以農(nóng)村存款除以各個(gè)年份農(nóng)村生產(chǎn)總值（RGDP）來作為農(nóng)村儲蓄率的指標(biāo)。

根據(jù)以上的指標(biāo)分析，結(jié)合帕加諾經(jīng)濟(jì)增長模型，本文選取湖北省1990～2010年數(shù)據(jù)作為樣本進(jìn)行時(shí)間序列分析。

2 實(shí)證分析

2.1 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對時(shí)間序列進(jìn)行分析時(shí)，為避免出現(xiàn)偽回歸問題，我們要求時(shí)間序列是平穩(wěn)的。因此，為了使回歸有意義，我們通常需要對變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，只有變量在同階平穩(wěn)的條件下，才能進(jìn)行協(xié)整分析。本文采用ADF單位根檢驗(yàn)方法對LNRGDP、LN(I/RGDP)、LNFIR、LNFER、LNS的時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。在給定的ADF臨界值顯著水平下，ADF統(tǒng)計(jì)量的絕對值大于臨界值的絕對值，則序列不存在單位根即平穩(wěn)，結(jié)束檢驗(yàn)，否則序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列。檢驗(yàn)結(jié)果如表1至表3所示。

表1 各變量原始序列ADF檢驗(yàn)結(jié)果

表2 各變量一階差分后ADF檢驗(yàn)結(jié)果

表3 各變量二階差分后的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由表1、2、3可知，所有變量的原始數(shù)據(jù)在1%水平下都是非平穩(wěn)的，且它們經(jīng)過一階差分后在1%的水平下也是非平穩(wěn)的，但它們經(jīng)過二階差分后在1%的水平下都是平穩(wěn)的。由此可知，ADF檢驗(yàn)表明，所有變量均為二階單整的。

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

恩格爾和格蘭杰（Engle and Granger）提出的協(xié)整概念使我們能研究兩個(gè)或多個(gè)變量之間的均衡關(guān)系：對于每個(gè)單獨(dú)的序列而言可能是非平穩(wěn)的，但是這些時(shí)間序列的線性組合卻可能是平穩(wěn)的。因此，非零階單整變量的回歸分析也變得有意義。

由于上述指標(biāo)是二階單整的，因此，變量間可能存在協(xié)整關(guān)系，即可能存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。Johansen是進(jìn)行多變量協(xié)整檢驗(yàn)較普遍的方法。因此，本文擬采用Johansen檢驗(yàn)判斷變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

采用有二次趨勢，在在截距項(xiàng)和線性趨勢的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛯κ剑?）進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果如下（見表4）。

表4 農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)村金融發(fā)展協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

可以看出，跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)都表明，在5%的顯著水平上，我們所研究的變量存在2個(gè)協(xié)整方程?？梢越?jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整系數(shù)提取一個(gè)協(xié)整方程。正規(guī)化后的長期協(xié)整關(guān)系式為：

上述的協(xié)整分析結(jié)果表明，從長期看，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)村資本邊際產(chǎn)出率、農(nóng)村金融相關(guān)率負(fù)相關(guān)，與農(nóng)村貸存比和農(nóng)村儲蓄率正相關(guān)。

2.3 誤差修正模型估計(jì)（短期動態(tài)關(guān)系分析）

根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，RGDP、A、FIR、FER 、S這五個(gè)變量間存在長期均衡關(guān)系，我們需進(jìn)一步用誤差修正模型來反映變量間的短期動態(tài)關(guān)系。因此可以建立誤差修正模型將變量的短期瞬時(shí)反應(yīng)和長期關(guān)系結(jié)合起來。結(jié)果如下：

結(jié)果顯示，誤差修正系數(shù)為負(fù)，說明在短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長具向長期均衡水平調(diào)整的動態(tài)調(diào)整機(jī)制（向量誤差修正機(jī)制），系數(shù)的絕對值比較小說明調(diào)整速度比較慢。

2.4 格蘭杰因果檢驗(yàn)

由于協(xié)整方程僅表示變量間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，而誤差修正模型也只表明變量之間的短期作用。為說明變量之間在時(shí)間上是否存在著先導(dǎo)－滯后關(guān)系，本文采用格蘭杰因果檢驗(yàn)分析方法。

表6 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

檢驗(yàn)結(jié)果表明：（1）在5%的顯著水平下，農(nóng)村資本邊際產(chǎn)出水平、農(nóng)村金融相關(guān)率和農(nóng)村存貸比都不是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，這表明農(nóng)村金融規(guī)模的擴(kuò)大和農(nóng)村金融效率的提高并不是促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的顯著性因素。（2）在5%的顯著水平下，農(nóng)村儲蓄率是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因。（3）農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長是農(nóng)村資本邊際產(chǎn)出水平和農(nóng)村金融相關(guān)率即農(nóng)村金融發(fā)展水平的格蘭杰原因。（4）農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長不是農(nóng)村金融效率提高的格蘭杰原因，也不是農(nóng)村儲蓄率的格蘭杰原因，這表明農(nóng)村存款是外生于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的。

2.5 脈沖響應(yīng)和方差分解

格蘭杰因果檢驗(yàn)證實(shí)了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)村金融發(fā)展間的格蘭杰因果關(guān)系，我們利用脈沖響應(yīng)函數(shù)來為變量間的動態(tài)特征提供更多的信息，即各變量變化對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長變化的影響是正向的還是負(fù)向的，以及產(chǎn)生多長時(shí)間的影響。為了避免VAR模型因變量順序變化給沖擊反應(yīng)函數(shù)帶來的敏感性，本文采取檢驗(yàn)兩個(gè)變量間關(guān)系的一般沖擊反應(yīng)作為回避正交化反應(yīng)變量順序依賴性的方法，分別建立LNRGDP與LNA、LNRGDP與LNFIR的VAR模型進(jìn)行分析。

（1）農(nóng)村資本邊際產(chǎn)出率的正向沖擊對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長有負(fù)向效應(yīng)，在第3期達(dá)到最大，在第8期時(shí)沖擊水平接近0，這說明當(dāng)前階段農(nóng)村資本邊際產(chǎn)出水平對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的作用不明顯。

（2）農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的正向沖擊對農(nóng)村資本邊際產(chǎn)出短期有負(fù)向效應(yīng)，滯后3期變?yōu)檎蛐?yīng)，這種正向效應(yīng)在滯后5期達(dá)到頂點(diǎn)，這說明當(dāng)前階段農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長對資本邊際產(chǎn)出有明顯的影響。

（3）農(nóng)村金融相關(guān)率即農(nóng)村金融發(fā)展水平的正向沖擊對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長有正向效應(yīng)，滯后5期這種正向效應(yīng)達(dá)到頂點(diǎn)，這說明農(nóng)村金融發(fā)展水平對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長有明顯的影響。

（4）農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的正向沖擊對農(nóng)村金融發(fā)展水平短期有負(fù)向效應(yīng)，在滯后2期達(dá)到頂點(diǎn)，在滯后4期后變?yōu)檎嫘?yīng)，在第10期時(shí)沖擊水平接近0。這說明當(dāng)前階段農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長對農(nóng)村金融發(fā)展水平作用不明顯。

方差分解的結(jié)果表明：農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的波動主要受自身沖擊的影響，資本邊際產(chǎn)出水平解釋11.13385%的波動，農(nóng)村儲蓄率解釋了20.63943%的波動，而農(nóng)村金融發(fā)展水平解釋了0.638987%的波動。

2.6 實(shí)證分析結(jié)果

（1）從協(xié)整關(guān)系來看，1990～2010年間，湖北農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)村金融發(fā)展存在著長期均衡關(guān)系：湖北農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)村資本產(chǎn)出率和農(nóng)村金融發(fā)展水平負(fù)相關(guān)，與農(nóng)村金融發(fā)展效率和農(nóng)村儲蓄水平正相關(guān)。從回歸系數(shù)可以看出，農(nóng)村資本產(chǎn)出率每增加一個(gè)百分點(diǎn)，將引起農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長下降0.177個(gè)百分點(diǎn)；農(nóng)村金融發(fā)展水平每增加1%，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長水平下降8.904%；農(nóng)村金融效率提高一個(gè)百分點(diǎn)，將促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長5.867個(gè)百分點(diǎn)；農(nóng)村儲蓄水平每增加一個(gè)百分點(diǎn)，將帶動農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長8.366個(gè)百分點(diǎn)。就總體來看，湖北農(nóng)村金融發(fā)展有利于湖北農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長。

（2）從因果關(guān)系來看，農(nóng)村金融規(guī)模的擴(kuò)大和農(nóng)村金融效率的提高并不是促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的顯著性因素，這說明湖北農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)在向農(nóng)村配置資金方面缺乏效率。農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長是農(nóng)村資本邊際產(chǎn)出水平和農(nóng)村金融發(fā)展水平的格蘭杰原因，這說明通過各種途徑加快湖北農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長，能夠提高湖北農(nóng)村金融發(fā)展水平和農(nóng)村資本邊際產(chǎn)出水平。農(nóng)村儲蓄率是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，但是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長不是農(nóng)村儲蓄率的格蘭杰原因，這說明農(nóng)村存款是外生于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的，這與湖北作為勞務(wù)輸出大省的情況是相符的。

（3）從脈沖響應(yīng)和方差分解的結(jié)果來看，農(nóng)村金融發(fā)展水平對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的影響十分有限，資本邊際產(chǎn)出水平對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長作用明顯，同時(shí)，農(nóng)村儲蓄對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的作用十分明顯。短期內(nèi)湖北農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長對農(nóng)村資本邊際產(chǎn)出率和農(nóng)村金融發(fā)展水平具有負(fù)向影響。這說明現(xiàn)階段湖北省農(nóng)村金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響還待提高，農(nóng)村金融發(fā)展還不能完全適應(yīng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的需要，農(nóng)村金融發(fā)展滯后。

3 結(jié)論

綜上所述，湖北省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)村金融發(fā)展之間從長期來看存在正向關(guān)系。農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長對農(nóng)村金融發(fā)展作用更為明顯，農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的作用還有待提高。這說明現(xiàn)階段湖北省的農(nóng)村金融發(fā)展還只是對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的一種被動反應(yīng)，湖北省的農(nóng)村金融發(fā)展滯后，還不能完全適應(yīng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的需要，農(nóng)村金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長間還沒有建立起協(xié)調(diào)發(fā)展的良性互動關(guān)系。此外，農(nóng)村儲蓄的增加對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長具有重要的促進(jìn)作用。

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