中國農(nóng)村金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長良性互動的實(shí)證研究

董曉紅，王 沫，王春宇

(哈爾濱商業(yè)大學(xué)金融學(xué)院，哈爾濱150028)

農(nóng)村金融既是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個核心部分，又是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展必不可少的重要支撐，所以農(nóng)村金融發(fā)展的作用不可忽視。對于中國來說，農(nóng)業(yè)資源豐富的比較優(yōu)勢沒有形成全面的經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢，農(nóng)村金融支持力度相對不足是主要因素之一。鑒于此，本文選擇中國農(nóng)村金融發(fā)展和中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行研究，探索中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長與中國農(nóng)村金融發(fā)展的內(nèi)在關(guān)聯(lián)，得出中國農(nóng)村金融的發(fā)展和中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長之間是誰推動誰的發(fā)展，還是兩者互為促進(jìn)，良性互動，這對于中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長和中國農(nóng)村金融的發(fā)展，有重要的理論意義和現(xiàn)實(shí)意義。

一、國內(nèi)外研究現(xiàn)狀及發(fā)展趨勢

Kuznets(1955)認(rèn)為，金融是在經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定規(guī)模的時候才開始出現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展到成熟階段才開始增長，Gurleyand Shaw(1960)、Goldsmith(1969)［1］、Mckinnon(1973)［2］等人分別從金融中介、金融結(jié)構(gòu)、金融抑制與金融自由化等角度論述了金融因素在經(jīng)濟(jì)增長中的作用，Levine和King(1993)從1960—1989年的時間里，分析了80個國家的數(shù)據(jù)，研究生產(chǎn)率提高和資本積累途徑，找到了測度金融發(fā)展的相應(yīng)指標(biāo)，得出了金融發(fā)展對長期經(jīng)濟(jì)增長、生產(chǎn)率提高和資本積累具有積極的作用，Greenwood(1997)建立的形式化模型表明了金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長間具有雙向因果關(guān)系。

國內(nèi)的一些學(xué)者分析了我國經(jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展關(guān)系，如:徐笑波、鄧英(1994)研究了我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)村金融深化的關(guān)系，通過定性描述得出二者之間的關(guān)系，用到的統(tǒng)計學(xué)的方法也基本停留在簡單的描述性統(tǒng)計。張兵(2002)全面的研究了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長和金融資產(chǎn)相關(guān)率FIR的關(guān)系，從“農(nóng)村金融資產(chǎn)”的數(shù)據(jù)中，修正了指標(biāo)，其中農(nóng)村國民收入指標(biāo)代替農(nóng)業(yè)GDP指標(biāo)，通過橫向與縱向的比較研究，研究出我國農(nóng)村金融取得了很大的成果。丕禪與姚耀軍(2004)基于向量自回歸模型和協(xié)整分析，利用格蘭杰結(jié)因果關(guān)系檢驗方法從1978—2002年的時間里，對中國經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)村金融發(fā)展之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。研究表明，農(nóng)村金融發(fā)展是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，而農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長并不是農(nóng)村金融發(fā)展的格蘭杰原因。冉光和、溫濤、熊德(2005)對農(nóng)民收入增長和農(nóng)村金融發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行了相應(yīng)的實(shí)證分析，指出了中國農(nóng)村金融發(fā)展和中國金融發(fā)展都對農(nóng)民收入增長具有明顯的負(fù)面效應(yīng)，用經(jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展之間的正向作用關(guān)系直接替換金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長之間的關(guān)系，與我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際情況并不相符合。張穎慧(2007)選取中國農(nóng)村人均生產(chǎn)總值、農(nóng)村金融發(fā)展指標(biāo)、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)對外開放程度的指標(biāo)和農(nóng)村投資，構(gòu)建向量自回歸計量模型進(jìn)行相應(yīng)的分析，得出中國農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長具有明顯的積極的影響，意思是說農(nóng)村金融的發(fā)展對中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長是有正面影響的。姜春(2008)認(rèn)為，農(nóng)村金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長兩者關(guān)系中存在明顯的“門檻效應(yīng)”和“時滯效應(yīng)”，初步判斷經(jīng)濟(jì)發(fā)展中資金緊缺可能只是供需結(jié)構(gòu)上的失衡，而不全是資金總量上的不足。

本文借鑒上面所述國內(nèi)外研究現(xiàn)狀，選取農(nóng)村金融和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的相關(guān)指標(biāo)，以中國1990-2009年間大量的相關(guān)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采取協(xié)整分析、格蘭杰因果關(guān)系檢驗、對中國經(jīng)濟(jì)增長和中國農(nóng)村金融發(fā)展之間的關(guān)系問題進(jìn)行實(shí)證研究。由于數(shù)據(jù)容量大更適合向量自回歸模型的條件，得出與上面所述的文獻(xiàn)不一致的結(jié)論。

二、實(shí)證模型與檢驗結(jié)果

(一)計量模型的建立

基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)可建立向量自回歸模型，同時向量自回歸模型通過系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中全部內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)建模型，所以向量自回歸模型比單變量自回歸模型具有更高的穩(wěn)定性。本文所研究的指標(biāo)變量通常是水平變量，具有非平穩(wěn)性，防止出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象，首先使用Dickey和Fuller(1981)提出的ADF單位根檢驗方法，檢驗變量是否具有平穩(wěn)性。如果變量檢驗是單整的，本文將采用Engle和Granger(1987)提出的協(xié)整檢驗方法，分析中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)村金融發(fā)展之間的長期相互關(guān)系。然后，進(jìn)一步用格欄結(jié)因果檢驗法來檢驗中國經(jīng)濟(jì)增長與中國農(nóng)村金融發(fā)展的因果關(guān)系。格欄結(jié)因果檢驗中最關(guān)鍵的是最優(yōu)滯后期數(shù)的確定，最優(yōu)滯后期數(shù)的確定按照舒而茨評價標(biāo)準(zhǔn)。

(二)指標(biāo)選取

本文選取從1990—2009年間中國農(nóng)村金融發(fā)展指標(biāo)和中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)適合的指標(biāo)，構(gòu)建向量自回歸模型。由于農(nóng)村生產(chǎn)總值的增長率是衡量農(nóng)村經(jīng)濟(jì)是否穩(wěn)定、健康向前發(fā)展的核心，所以本文選擇農(nóng)村GDP的增長率作為度量中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的一個變量，并用RGDP來表示。同時農(nóng)村投資額是影響農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的一個非常重要的因素，由此，本文選擇其中的一個指標(biāo)為農(nóng)村投資，用農(nóng)村固定資產(chǎn)投資總額的數(shù)據(jù)來表示，記為RTZ。選擇農(nóng)村金融發(fā)展的指標(biāo)，用農(nóng)村貸款余額和農(nóng)村存款余額的比率來表示，記為RJR，RJR描述的是農(nóng)村儲蓄轉(zhuǎn)化為農(nóng)村貸款的轉(zhuǎn)化效率，其中，農(nóng)村貸款=農(nóng)業(yè)貸款余額+鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款余額，農(nóng)村存款余額=農(nóng)戶儲蓄存款余額+農(nóng)業(yè)存款余額。同時，中國自加入WTO后，中國經(jīng)濟(jì)的開放程度有明顯的加強(qiáng)，所以，中國的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)在對外開放中也占據(jù)一定的地位，農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易的發(fā)展也是提高農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的一個因素，由此，本文選擇農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易余額作為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的開放程度，記為RCP。

(三)選取數(shù)據(jù)和處理數(shù)據(jù)說明

原始數(shù)據(jù)來自于《中國經(jīng)濟(jì)年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》各個時期，因為有一些統(tǒng)計年鑒的統(tǒng)計口徑不是統(tǒng)一的，有些數(shù)據(jù)是經(jīng)過整理和相應(yīng)計算得出的。為了消除異方差存在，同時為了削除數(shù)據(jù)劇烈的波動而帶來的影響，對個別數(shù)據(jù)采取自然對數(shù)(LN)的變化，采用Eviews6.0軟件分析數(shù)據(jù)。

表1 ADF單位根檢驗結(jié)果

(四)實(shí)證檢驗結(jié)果與分析

1.變量的平穩(wěn)性檢驗

從表1可以得出，LNRGDP～I(xiàn)(1)，LNRTZ～I(xiàn)(1)，LNRJR～I(xiàn)(1)，LNRCP～I(xiàn)(1)，我們可以得出，LNRGDP、LNRTZ、LNRJR 和 LNRCP滿足構(gòu)造向量自回歸模型的前提。

2.協(xié)整檢驗

Johansen檢驗是一種基于向量自回歸模型的檢驗方法，向量自回歸模型中的一個重要問題就是確定滯后階數(shù)，在Johansen檢驗之前首先需要確定向量自回歸模型的滯后階數(shù)。根據(jù)SC準(zhǔn)則與AIC準(zhǔn)則來確定滯后階數(shù):當(dāng)滯后階數(shù)為2時，AIC的值是最小的，為-10.07976，此時SC值也最小，為-8.315308。同時，使用JB檢驗和懷特檢驗，進(jìn)一步來檢驗滯后期數(shù)是2的向量自回歸模型，發(fā)現(xiàn)此模型的擬和優(yōu)度是0.992567，殘差序列是平穩(wěn)的，因此為最優(yōu)模型。在這個基礎(chǔ)上，可以得Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果如表2:

表2 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

由表2可知，在1990—2009年的樣本區(qū)間內(nèi)，LNRGDP、LNRTZ、LNRJR 和 LNRCP這四個變量之間至多存在一個協(xié)整關(guān)系，說明這4個變量之間存在著一種長期均衡的關(guān)系。根據(jù)向量誤差修正模型的均衡向量，如:

則這4個變量之間的一個協(xié)整方程為:

從上式可見，農(nóng)村金融發(fā)展、農(nóng)村投資以及農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易都與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在一種正相關(guān)關(guān)系，從這3個變量的系數(shù)上來看，農(nóng)村金融發(fā)展(0.964869)對中國的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長影響相對來說是最大的，這3個變量的系數(shù)都為正，說明中國的農(nóng)村投資、農(nóng)村金融發(fā)展以及農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的開放都有利于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長，中國農(nóng)村金融發(fā)展對中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的拉動是最大的。

3.格蘭杰因果檢驗

通過上述分析可知，農(nóng)村金融發(fā)展、農(nóng)村投資、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的開放程度都和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長存在長期的一種均衡關(guān)系，為了進(jìn)一步分析農(nóng)村金融發(fā)展、中國農(nóng)村投資、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的開放程度對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，我們采用格蘭杰因果分析，來檢驗分析中國農(nóng)村投資和農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的因果關(guān)系。格蘭杰因果檢驗中最關(guān)鍵的是滯后期數(shù)的確定，本文中最優(yōu)滯后期數(shù)的確定是按Schwarz的評價標(biāo)準(zhǔn)來確定的。

檢驗結(jié)果見表3。由表3可知農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長與中國農(nóng)村投資互為因果關(guān)系，農(nóng)村金融發(fā)展和中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長互為因果關(guān)系，同時，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)開放程度不是中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的格欄結(jié)原因，而中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長卻是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)開放程度增大的格欄結(jié)原因。由以上分析可以看出，中國農(nóng)村投資、農(nóng)村金融的發(fā)展有利于中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長，這與前面的協(xié)整檢驗的結(jié)果是一致的，而中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)開放程度卻不是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的格欄結(jié)原因，這說明要不斷增強(qiáng)農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易發(fā)展能力。中國農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易發(fā)展還存在不少困難，尤其是作為發(fā)展中國家和農(nóng)業(yè)大國，與西方發(fā)達(dá)國家相比，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和管理的基礎(chǔ)還比較薄弱，還需要經(jīng)過長期不懈的艱苦努力。

表3 中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長與相關(guān)變量的Granger檢驗結(jié)果

三、結(jié)論

本文利用向量自回歸模型、協(xié)整檢驗、格欄結(jié)因果關(guān)系檢驗進(jìn)行實(shí)證，結(jié)果表明:

1990—2009年間中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)村金融發(fā)展之間存在一種長期均衡關(guān)系。中國農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長有顯著的正面促進(jìn)的作用，這說明中國農(nóng)村金融發(fā)展是有利于中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的，同時，中國的農(nóng)村金融發(fā)展?fàn)顩r會隨著中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長而發(fā)生相應(yīng)的變化，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長也有利于農(nóng)村金融的發(fā)展。當(dāng)農(nóng)村金融發(fā)展緩慢時，中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展也很緩慢，使二者相匹配;當(dāng)農(nóng)村金融發(fā)展相對快速時，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長相對來說也較快。這與一些學(xué)者研究所得結(jié)論不一致，主要原因也與指標(biāo)的選取有直接的關(guān)系，所以下一階段的研究方向，可以選取與之有關(guān)的其它指標(biāo)，來研究二者之間的關(guān)系。

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