宿州市農(nóng)村金融對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長影響

朱雪融

（安徽大學(xué)，安徽 合肥 230601）

1 研究背景

宿州市作為安徽省的農(nóng)業(yè)大市，農(nóng)業(yè)是帶動(dòng)全市經(jīng)濟(jì)發(fā)展和保證社會(huì)穩(wěn)定的基礎(chǔ).黨和政府對(duì)“三農(nóng)”問題日益關(guān)注，采取了“減免農(nóng)業(yè)稅、增加各種補(bǔ)貼”的政策，旨在促進(jìn)農(nóng)業(yè)的發(fā)展，保障農(nóng)業(yè)安全.安徽省和宿州市也非常重視對(duì)農(nóng)業(yè)的投入，特別是在近幾年農(nóng)村政策體系不斷變革的大背景下，為了進(jìn)一步提高廣大農(nóng)民生活水平，保障農(nóng)業(yè)的發(fā)展，更需要農(nóng)村金融體系等多項(xiàng)措施的配套.在此背景下，宿州市不斷加大對(duì)農(nóng)村金融的投入力度，促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，但是這種投入相比其他行業(yè)的金融投入仍然有很大的差距.當(dāng)前農(nóng)村居民的資金需求得不到滿足，阻礙了其對(duì)農(nóng)業(yè)的投入.以往的研究主要關(guān)注國家層面和省級(jí)層面，在市級(jí)層面研究的很少了，本文意在研究宿州市農(nóng)村金融投入對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用，為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展找尋金融方面的出路.

2 指標(biāo)的選取

2.1 農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長（AGDP）

根據(jù)以往的研究資料，衡量一個(gè)地區(qū)“農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長”，一般采取“農(nóng)村國民收入”，但是各種統(tǒng)計(jì)年鑒資料中，此項(xiàng)數(shù)據(jù)缺失，因此，本文采用“第一產(chǎn)業(yè)國民生產(chǎn)總值”代替.由于各項(xiàng)指標(biāo)之間的統(tǒng)計(jì)口徑要一致，本文采用按1990年價(jià)格計(jì)算的實(shí)際產(chǎn)值，消除價(jià)格的影響.農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長率采用第一產(chǎn)業(yè)真實(shí)國民生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)形式，以使數(shù)據(jù)更加平穩(wěn)[1].

2.2 農(nóng)村金融相關(guān)率（AFIR）

農(nóng)村金融相關(guān)率是指一個(gè)給定時(shí)期所有金融資產(chǎn)價(jià)值及各種實(shí)物資產(chǎn)價(jià)值的比值.按照經(jīng)濟(jì)學(xué)家雷蒙德·戈德史密斯對(duì)金融相關(guān)比率的方法設(shè)置農(nóng)村金融相關(guān)比率[2]，他認(rèn)為金融資產(chǎn)應(yīng)該包括現(xiàn)金、儲(chǔ)蓄存款、定期存款、股票、債券、基金、保險(xiǎn)項(xiàng)目等，由于農(nóng)村居民手中持有的有價(jià)證券數(shù)量很少，本文只考慮農(nóng)戶手持現(xiàn)金、農(nóng)戶儲(chǔ)蓄.農(nóng)村金融資產(chǎn)=農(nóng)村存款余額+農(nóng)村貸款余額=農(nóng)戶儲(chǔ)蓄存款余額+農(nóng)業(yè)存款余額+鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款余額+農(nóng)業(yè)貸款余額.

2.3 農(nóng)業(yè)資本產(chǎn)值率（AOC）

資本產(chǎn)出率是產(chǎn)出與投資的比例，根據(jù)尼爾斯（2001）農(nóng)業(yè)資本產(chǎn)值率可以用農(nóng)業(yè)投資占農(nóng)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例來代替.但是在可獲得的農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)資料中，只有農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資可以獲得，其他的投資均沒有統(tǒng)計(jì)，因此本文用“農(nóng)村固定資產(chǎn)投資”來代替“農(nóng)業(yè)投資”.

2.4 實(shí)際利率（AJSRR）

實(shí)際利率的計(jì)算應(yīng)該是名義利率扣除通貨膨脹率.但是我國當(dāng)前的利率還沒有進(jìn)行市場化改革，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和借鑒其他相關(guān)作者的方法，采用官方公布的（一年期）利率，通貨膨脹率采用消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)來代替.

2.5 政策變量（P）

我國的金融體制改革發(fā)生在1994年，以國務(wù)院發(fā)布的《關(guān)于金融體制改革的決定》為標(biāo)志[3].在1994年我國的金融行業(yè)整體發(fā)生了非常大的革命性變化，成立的三大政策銀行以及四大國有銀行進(jìn)行商業(yè)化運(yùn)作.中國農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行作為促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展的政策性銀行單獨(dú)成立，標(biāo)志著農(nóng)村金融發(fā)展有了專門負(fù)責(zé)的金融機(jī)構(gòu).以此為背景，本文選用虛擬變量時(shí)，以1994年為分界點(diǎn)，在此之前虛擬變量為0，之后為1.

本文所選取的數(shù)據(jù)從1990年到2011年，數(shù)據(jù)來源為中國人民銀行、《宿州統(tǒng)計(jì)年鑒》、《安徽統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》.

3 變量的因果關(guān)系檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)宿州市農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系以及是否存在因果聯(lián)系,本文采用格蘭杰因果檢驗(yàn)的方法.在進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)之前，需要驗(yàn)證數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)，這也是繼續(xù)研究的基礎(chǔ)[4].

3.1 單位根檢驗(yàn)

表1 所有變量的單位根檢驗(yàn)

從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，4個(gè)變量在1%的顯著水平上通過了T檢驗(yàn)，數(shù)據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果體現(xiàn)了數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，適合做格蘭杰檢驗(yàn)，進(jìn)一步檢驗(yàn)數(shù)據(jù)之間的是否存在因果關(guān)系.

3.2 變量之間的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

由估計(jì)結(jié)果我們可以看出：

表2 LN（AGDP）與 LN（AFIR）的因果檢驗(yàn)

農(nóng)村金融相關(guān)率（AFIR），在5%的顯著性水平下，滯后二期的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，“農(nóng)村金融相關(guān)率（AFIR）不是第一產(chǎn)業(yè)社會(huì)總產(chǎn)值LN（AGDP）的Granger成因”的假設(shè)，拒絕它犯第一類錯(cuò)誤的概率是0.0000014，表明至少在99%的置信水平上，可以認(rèn)為農(nóng)村金融相關(guān)率（AFIR）是第一產(chǎn)業(yè)社會(huì)總產(chǎn)值LN（AGDP）的Granger成因；同樣可以說明第一產(chǎn)業(yè)社會(huì)總產(chǎn)值LN（AGDP）是農(nóng)村金融相關(guān)率（AFIR）的Granger原因.

由估計(jì)結(jié)果我們可以看出：

表3 LN（AGDP）與 LN（AFIR）的因果檢驗(yàn)

農(nóng)業(yè)資本產(chǎn)值率（AOC），在5%的顯著性水平下，滯后二期的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，“農(nóng)業(yè)資本產(chǎn)值率（AOC）不是第一產(chǎn)業(yè)社會(huì)總產(chǎn)值LN（AGDP）的Granger成因”的假設(shè)，拒絕它犯第一類錯(cuò)誤的概率是0.0233，表明至少在97%的置信水平上，可以認(rèn)為農(nóng)業(yè)資本產(chǎn)值率（AOC）是第一產(chǎn)業(yè)社會(huì)總產(chǎn)值LN（AGDP）的 Granger成因；而“第一產(chǎn)業(yè)社會(huì)總產(chǎn)值LN（AGDP）不是農(nóng)業(yè)資本產(chǎn)值率（AOC）的Granger成因”的假設(shè)，拒絕它凡第一類錯(cuò)誤的概率是0.95827，說明說明第一產(chǎn)業(yè)社會(huì)總產(chǎn)值LN（AGDP）不是農(nóng)業(yè)資本產(chǎn)值率（AOC）的Granger原因.

表4 LN（AGDP）與 LN（AFIR）的因果檢驗(yàn)

由估計(jì)結(jié)果我們可以看出：

實(shí)際利率（AJSRR），在5%的顯著性水平下，滯后二期的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，“實(shí)際利率（AJSRR）不是第一產(chǎn)業(yè)社會(huì)總產(chǎn)值LN（AGDP）的Granger成因”的假設(shè)，拒絕它犯第一類錯(cuò)誤的概率是0.0995，表明至少在90%的置信水平上，可以認(rèn)為實(shí)際利率（AJSRR）是第一產(chǎn)業(yè)社會(huì)總產(chǎn)值LN（AGDP）的Granger成因；同樣可以說明第一產(chǎn)業(yè)社會(huì)總產(chǎn)值LN（AGDP）是實(shí)際利率（AJSRR）的Granger原因.

表5 LN（AGDP）與 LN（AFIR）的因果檢驗(yàn)

由估計(jì)結(jié)果我們可以看出：

政策變量（P），在5%的顯著性水平下，滯后二期的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，“政策變量（P）不是第一產(chǎn)業(yè)社會(huì)總產(chǎn)值LN（AGDP）的Granger成因”的假設(shè)，拒絕它犯第一類錯(cuò)誤的概率是0.07372，表明至少在92%的置信水平上，可以認(rèn)為政策變量（P）是第一產(chǎn)業(yè)社會(huì)總產(chǎn)值LN（AGDP）的Granger成因；同樣可以說明第一產(chǎn)業(yè)社會(huì)總產(chǎn)值LN（AGDP）是實(shí)政策變量（P）的 Granger原因.

4 實(shí)證檢驗(yàn)

本論文使用Eviews5.0統(tǒng)計(jì)軟件，對(duì)1990-2011年的數(shù)據(jù)做多元線性回歸分析，回歸分析中所用的相關(guān)數(shù)據(jù).

回歸分析的結(jié)果如下：

注：括號(hào)中的數(shù)據(jù)分別為T檢驗(yàn)值.

首先，從回歸分析的結(jié)果可以看出，模型總體擬合效果很好.擬合優(yōu)度檢驗(yàn)值為88.13，說明此回歸方程較高程度地反映了安徽農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性.

農(nóng)村金融相關(guān)率（AFIR）對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響顯著.農(nóng)業(yè)存貸款占第一產(chǎn)業(yè)GDP的比重所表示的農(nóng)村金融相關(guān)率，對(duì)安徽第一產(chǎn)業(yè)社會(huì)總產(chǎn)值增長的彈性為0.64，即存貸款每增加1%，第一產(chǎn)業(yè)社會(huì)總產(chǎn)值增加0.64%，說明金融機(jī)構(gòu)吸收存款和發(fā)放貸款規(guī)模的加大，有利于增加農(nóng)村金融的規(guī)模，從而使第一產(chǎn)業(yè)社會(huì)總產(chǎn)值增加.

農(nóng)業(yè)資本產(chǎn)值率（AOC）即農(nóng)業(yè)投資產(chǎn)出比，其對(duì)安徽第一產(chǎn)業(yè)社會(huì)總產(chǎn)值增長的彈性為-0.50，即耗費(fèi)在每一單位產(chǎn)出上的投資每增加1%，則第一產(chǎn)業(yè)社會(huì)總產(chǎn)值增長率下降0.5%，反應(yīng)了反映了投資效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響.

實(shí)際利率（AJSRR）之后一期對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長率也有正向的促進(jìn)作用.滯后一期的實(shí)際利率每上升一個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長率上升0.03個(gè)百分點(diǎn).這一結(jié)論體現(xiàn)的趨勢和其他作者對(duì)全國和各個(gè)省的研究得出的結(jié)論類似[5]，即發(fā)展中國家提高實(shí)際利率，可以提高居民的儲(chǔ)蓄率，抑制農(nóng)村金融低效率的投資行為，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)有序健康發(fā)展.但是同時(shí)也看到0.03%的促進(jìn)作用非常有限，主要的原因的一個(gè)解釋是我國的利率市場非市場化，阻礙了“看不見的手”發(fā)揮作用.

政策變量（P）體現(xiàn)了進(jìn)行金融體系改革前后，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展確實(shí)產(chǎn)生了變化.系數(shù)為1.95，促進(jìn)作用很大，是幾個(gè)變量系數(shù)中最大的.說明在宿州市農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長中，金融政策改革尤其是中國農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行的設(shè)立，對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長具有顯著的促進(jìn)作用，影響顯著.

5 結(jié)論

第一，宿州市農(nóng)村金融發(fā)展水平不足，不能很好的滿足農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要.比較宿州市農(nóng)村金融相關(guān)比率和整個(gè)安徽省的平均農(nóng)村金融相關(guān)比率以后，發(fā)現(xiàn)宿州市與安徽省同期水平基本相當(dāng).但是考慮到宿州市農(nóng)業(yè)產(chǎn)值在安徽省農(nóng)業(yè)中的比例，宿州市農(nóng)村金融市場建設(shè)稍顯落后，因此對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的作用雖然為正向的，但是仍讓作用很小.

第二，農(nóng)村金融發(fā)展水平在宿州市農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長中發(fā)揮著重要作用.實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)對(duì)宿州農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的解釋程度最強(qiáng)的指標(biāo)是農(nóng)業(yè)的金融相關(guān)率，說明農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長離不開農(nóng)村金融的支持.只有農(nóng)村金融市場有序健康發(fā)展，才能進(jìn)一步促進(jìn)宿州農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的有序健康發(fā)展，保障產(chǎn)業(yè)安全，增加農(nóng)民收入.

〔1〕張旭梅.農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長作用機(jī)制的實(shí)證分析—以山東省為例[J].生產(chǎn)力研究,2009(8)：44-49.

〔2〕范菲菲.中國城鄉(xiāng)居民收入差距和消費(fèi)差距之間的回歸分析和格蘭杰因果分析[J].經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊,2012(27)：4-5.

〔3〕余新平,熊皛白,熊德平.中國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì),2010(06)：77-96.

〔4〕賈立,王紅明.西部地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長關(guān)系的實(shí)證分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì),2010(10):40-49.

〔5〕熊學(xué)萍,何勁,陶建平.農(nóng)村金融生態(tài)環(huán)境評(píng)價(jià)與影響因素分析[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2013(02):100-103.