山西省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系實(shí)證研究

□楊世林　王廣斌

(山西農(nóng)業(yè)大學(xué)山西晉中030801)

山西省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系實(shí)證研究

□楊世林王廣斌

(山西農(nóng)業(yè)大學(xué)山西晉中030801)

筆者搜集山西省近10年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，利用E-G兩步協(xié)整檢驗(yàn)方法、Granger因果檢驗(yàn)法數(shù)據(jù)模型分析，對山西省的金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)行了科學(xué)的分析。分析結(jié)果顯示山西省農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長雖然相互影響，從整體來說山西省農(nóng)村金融發(fā)展速度較慢對于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮的力量有限。本文通過實(shí)證研究分析二者在發(fā)展中存在的問題，提出了如何促進(jìn)二者之間協(xié)調(diào)發(fā)展的對策建議，具有實(shí)際指導(dǎo)意義。

山西農(nóng)村金融；農(nóng)村經(jīng)濟(jì)；實(shí)證研究

本文DOI：10.16675/j.cnki.cn14-1065/f.2016.08.001

國外關(guān)于農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的研究很多，萊文認(rèn)為二者的發(fā)展有著“門檻效應(yīng)”農(nóng)村金融的發(fā)展和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展需要一定的成本，只有在農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定程度的時(shí)候農(nóng)村，才能出現(xiàn)農(nóng)村金融的發(fā)展，隨著農(nóng)村金融交易次數(shù)的增加，農(nóng)村金融發(fā)展的影響開始擴(kuò)大?，F(xiàn)在山西省政府對于農(nóng)村金融的扶持力度逐年增大，對山西貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有了一定的影響，但是山西省欠發(fā)達(dá)地區(qū)的金融發(fā)展對地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長到底有多大？山西省農(nóng)村金融發(fā)展和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系具體如何？就需要進(jìn)行科學(xué)的數(shù)據(jù)分析、實(shí)證研究。本文以橫向時(shí)間為軸線，利用時(shí)間序列分析法，對二者的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。這對今后山西省的農(nóng)村金融的高速發(fā)展有著重要的參考價(jià)值。

1　指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)來源

為了更加深入的了解山西省農(nóng)村金融增長與經(jīng)濟(jì)增長之間的發(fā)展情況，本文參考了大量文獻(xiàn)，研究了相關(guān)專家的學(xué)術(shù)內(nèi)容。基于數(shù)據(jù)指標(biāo)獲得的可行性，篩選了4組指標(biāo)進(jìn)行了模型分析，這四組指標(biāo)能夠相對比較全面的代表山西省農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展關(guān)系。具有一定的科學(xué)性。

1.1指標(biāo)篩選

1.1.1第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值。第一產(chǎn)業(yè)是農(nóng)村發(fā)展的主要產(chǎn)業(yè)，在一定程度上代表了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展情況，第一產(chǎn)業(yè)對農(nóng)村的農(nóng)、林、牧、漁皆有囊括。是農(nóng)村社會總生產(chǎn)值，指標(biāo)結(jié)合農(nóng)村經(jīng)濟(jì)實(shí)際發(fā)展情況，采用第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值作為衡量農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一項(xiàng)因素。

1.1.2農(nóng)村居民家庭總收入。從農(nóng)村收入來源分析，可以分為工資、家庭經(jīng)營性、財(cái)產(chǎn)性、轉(zhuǎn)移性四個方面。本文選取農(nóng)村居民家庭總收入作為反映農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一項(xiàng)測量指標(biāo)。

1.1.3農(nóng)村投資。農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長中固定資產(chǎn)投資也是非常重要的一部分，綜合農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況以及專家學(xué)者的研究成果，農(nóng)村投資能夠較為成熟的反映農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展所處的階段，因此選取農(nóng)村投資作為衡量農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指標(biāo)。

1.1.4農(nóng)村貸款。農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的繁榮發(fā)展，離不開農(nóng)村金融信貸的發(fā)展。農(nóng)業(yè)貸款是農(nóng)業(yè)發(fā)展的一個重要途徑，通過農(nóng)業(yè)信貸，農(nóng)業(yè)發(fā)展資金得到充實(shí)，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)得以增長，從國內(nèi)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)研究來看，大部分學(xué)者、專家采取農(nóng)村貸款作為測算影響農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指標(biāo)。因此本文選取了農(nóng)村貸款作為衡量農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)向農(nóng)業(yè)投入資金規(guī)模以及經(jīng)濟(jì)增長速度。

1.2數(shù)據(jù)來源

筆者選取的指標(biāo)：第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值、農(nóng)村居民家庭總收入、農(nóng)村投資、農(nóng)村貸款都是從《山西省統(tǒng)計(jì)年鑒》（2004年~2014年）、山西省統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)、山西省統(tǒng)計(jì)局、篩選整理出來的。數(shù)據(jù)選取更具科學(xué)性、準(zhǔn)確性。為了更加清晰地展現(xiàn)數(shù)據(jù)結(jié)果，筆者對以上數(shù)據(jù)進(jìn)行了指數(shù)對數(shù)處理。處理結(jié)果整理如下：

表1　2005-2014年山西農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)村金融發(fā)展指標(biāo)對數(shù)值

接下來，對描述性量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，給出四個序列的描述性統(tǒng)計(jì)量：

表2　序列的描述性統(tǒng)計(jì)量

通過描述性統(tǒng)計(jì)量表可知：

農(nóng)業(yè)貸款的均值為11.87545，最大值為12.76141，最小值為11.16131，標(biāo)準(zhǔn)差為0.584584，變量農(nóng)業(yè)貸款的變異系數(shù)=0.584584/11.87545=4.92%，存在合理的波動性，因此該變量總體有效；

第一產(chǎn)業(yè)總值的均值為13.43591，最大值為14.13069，最小值為12.90241，標(biāo)準(zhǔn)差為0.414157，變量第一產(chǎn)業(yè)總值的變異系數(shù)=0.414157/13.43591= 3.08%，存在合理的波動性，因此該變量總體有效；

農(nóng)村投資的均值為14.8733，最大值為15.49553，最小值為14.28613，標(biāo)準(zhǔn)差為0.352507，變量農(nóng)村投資的變異系數(shù)=0.352507/14.8733=2.37%，存在合理的波動性，因此該變量總體有效；

農(nóng)村居民家庭收入的均值為17.59876，最大值為18.20257，最小值為17.03771，標(biāo)準(zhǔn)差為0.342288，變量農(nóng)村居民家庭收入的變異系數(shù)=0.342288/ 17.59876=1.94%，存在合理的波動性，因此該變量總體有效；

由此可見，筆者選取的這四組變量是有效、可行的。

1.3研究方法

根據(jù)2004年~2014年山西省第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值、農(nóng)村居民家庭總收入、農(nóng)村投資、農(nóng)村貸款等數(shù)據(jù)的整理。筆者運(yùn)用經(jīng)濟(jì)模型對數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析，具體的操作步驟為：首先用ADF單位根檢驗(yàn)法測算出變量數(shù)據(jù)的可行性、可靠性、準(zhǔn)確性以及單整階數(shù)。其次假設(shè)各個變量之間的同階單整不平穩(wěn)，那么可以利用用E-G兩步協(xié)整檢驗(yàn)方法來測定彼此變量的協(xié)整關(guān)系，再次用因果檢驗(yàn)法檢測變量之間是否存在因果關(guān)系，得出結(jié)論并提出對策建議。

2　實(shí)證分析

2.1平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文采用Eviews8.0軟件進(jìn)行變量之間的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。運(yùn)用ADF單位根對變量進(jìn)行檢驗(yàn)，有效的分析變量之間的關(guān)系，避免第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值、農(nóng)村居民家庭總收入、農(nóng)村投資、農(nóng)村貸款等變量不準(zhǔn)確影響對農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系鑒定，也可以避免出現(xiàn)虛假回歸這樣不準(zhǔn)確的結(jié)果。

表3　ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)上表的單位根檢驗(yàn)結(jié)果，農(nóng)業(yè)貸款、第一產(chǎn)業(yè)總值、農(nóng)村投資、農(nóng)村居民家庭收入均不能夠在1%顯著性水平下拒絕存在單位根的零假設(shè)，因?yàn)檎J(rèn)為這四個序列均為非平穩(wěn)序列，因此需要進(jìn)行差分后，再次執(zhí)行進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

差分后的序列分別表示為D農(nóng)業(yè)貸款、D第一產(chǎn)業(yè)總值、D農(nóng)村投資、D農(nóng)村居民家庭收入，均能夠在1%顯著性水平下拒絕存在單位根的零假設(shè)，因?yàn)檎J(rèn)為這四個序列均為平穩(wěn)序列，不存在單位根。說明選取的的指標(biāo)第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值、農(nóng)村居民家庭總收入、農(nóng)村投資、農(nóng)村貸款是科學(xué)有效的，這些變量滿足協(xié)整檢驗(yàn)的條件。

2.2協(xié)整分析

在數(shù)據(jù)通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)之后，對變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，看他們是否存在協(xié)整關(guān)系。這里采用“E-G兩步法”進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

第一步，對四個變量進(jìn)行回歸估計(jì)，估計(jì)模型為：

農(nóng)業(yè)貸款=C(1)*第一產(chǎn)業(yè)總值+C(2)*農(nóng)村投資+ C(3)*農(nóng)村居民家庭收入+C(4)+u

通過EVIEWS9.0軟件，可得到回歸結(jié)果如下：

農(nóng)業(yè)貸款=1.10937*第一產(chǎn)業(yè)總值-0.900715*農(nóng)村投資-0.887703*農(nóng)村居民家庭收入+25.98913 (3.932443)(-1.852936)(-3.522479)(3.810892) R2=0.571824 Adj-R2=0.357736F=2.6709752通過該多元回歸估計(jì)方程，可以得到回歸的殘差序列，將其命名為ECM。

第二步，對ECM序列執(zhí)行單位根檢驗(yàn)，以驗(yàn)證序列的平穩(wěn)性。

表4　ECM序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果

因此，殘差序列ECM為平穩(wěn)序列。

至此，E-G兩步法檢驗(yàn)結(jié)束。最終可以認(rèn)為，這四個變量存在著顯著的協(xié)整關(guān)系。即這幾個變量之間存在著長期均衡關(guān)系，不存在“偽回歸”問題，可以對上述的回歸結(jié)果進(jìn)行分析，分析結(jié)果如下：

第一產(chǎn)業(yè)總值的t統(tǒng)計(jì)量為3.932443，對應(yīng)的概率為0.0077，可以在5%顯著水平下拒絕不顯著的原假設(shè)，認(rèn)為第一產(chǎn)業(yè)總值對農(nóng)業(yè)貸款有著很高的解釋能力，其中第一產(chǎn)業(yè)總值的估計(jì)系數(shù)為正，說明和農(nóng)業(yè)貸款有著明顯的正相關(guān)效應(yīng)；

農(nóng)村投資的t統(tǒng)計(jì)量為-1.852936，對應(yīng)的概率為0.1133，不能在5%顯著水平下拒絕不顯著的原假設(shè)，但接近于顯著性水平10%，認(rèn)為農(nóng)村投資對農(nóng)業(yè)貸款有較弱的解釋能力，考慮到農(nóng)村投資的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，即可以認(rèn)為農(nóng)村投資與農(nóng)業(yè)貸款存在較弱的負(fù)相關(guān)關(guān)系；

農(nóng)村居民家庭收入的t統(tǒng)計(jì)量為-3.522479，對應(yīng)的概率為0.0125，可以在5%顯著水平下拒絕不顯著的原假設(shè)，認(rèn)為農(nóng)村居民家庭收入對農(nóng)業(yè)貸款有著很高的解釋能力，其中農(nóng)村居民家庭收入的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，說明和農(nóng)業(yè)貸款有著明顯的負(fù)相關(guān)效應(yīng)；

2.3因果分析

為了更好的分析這四個因素之間的具體關(guān)系，采用格蘭杰因果關(guān)系進(jìn)行以變量之間的因果檢驗(yàn)，格蘭杰因果關(guān)系結(jié)果如下所示：

表5　格蘭杰因果關(guān)系分析結(jié)果

此處可以得到結(jié)論為：

對于原假設(shè)“第一產(chǎn)業(yè)總值不是農(nóng)業(yè)貸款的granger原因”，格蘭杰因果檢驗(yàn)對應(yīng)的p值小于0.1，因此可以拒絕該假設(shè)，即認(rèn)為第一產(chǎn)業(yè)總值是農(nóng)業(yè)貸款的格蘭杰原因，第一產(chǎn)業(yè)總值能夠引導(dǎo)、促進(jìn)農(nóng)業(yè)貸款發(fā)生變化，是農(nóng)業(yè)貸款的前區(qū)信號；

對于原假設(shè)“農(nóng)業(yè)貸款不是第一產(chǎn)業(yè)總值的granger”，格蘭杰因果檢驗(yàn)對應(yīng)的p值小于0.1，因此可以拒絕該假設(shè)，即認(rèn)為農(nóng)業(yè)貸款是第一產(chǎn)業(yè)總值的格蘭杰原因，農(nóng)業(yè)貸款能夠引導(dǎo)、促進(jìn)第一產(chǎn)業(yè)總值發(fā)生變化，是第一產(chǎn)業(yè)總值的前區(qū)信號；

總的來看，第一產(chǎn)業(yè)總值和農(nóng)業(yè)貸款互為因果，互相影響。

對于原假設(shè)“農(nóng)村投資不是農(nóng)業(yè)貸款的granger原因”，格蘭杰因果檢驗(yàn)對應(yīng)的p值大于0.1，因此無法拒絕該假設(shè)，即認(rèn)為農(nóng)村投資的確不是農(nóng)業(yè)貸款的格蘭杰原因，農(nóng)村投資不能夠引導(dǎo)農(nóng)業(yè)貸款發(fā)生變化；

對于原假設(shè)“農(nóng)業(yè)貸款不是農(nóng)村投資的granger原因”，格蘭杰因果檢驗(yàn)對應(yīng)的p值大于0.1，因此無法拒絕該假設(shè)，總得來看，農(nóng)村投資和農(nóng)業(yè)貸款沒有明顯的因果關(guān)系，即兩個變量的變動沒有明顯的關(guān)系。對于原假設(shè)“農(nóng)村居民家庭收入不是農(nóng)業(yè)貸款的granger原因”，即認(rèn)為農(nóng)村居民家庭收入的確不是農(nóng)業(yè)貸款的格蘭杰原因，農(nóng)村居民家庭收入不能夠引導(dǎo)農(nóng)業(yè)貸款發(fā)生變化；對于原假設(shè)“農(nóng)業(yè)貸款不是農(nóng)村居民家庭收入的granger原因”，格蘭杰因果檢驗(yàn)對應(yīng)的p值小于0.1，因此可以拒絕該假設(shè).

3　結(jié)論及建議

筆者認(rèn)為農(nóng)業(yè)貸款能夠引導(dǎo)、促進(jìn)農(nóng)村居民家庭收入發(fā)生變化，是農(nóng)村居民家庭收入的前區(qū)信號?？偟膩砜?，農(nóng)業(yè)貸款要先于農(nóng)村居民家庭收入發(fā)生變化，對于農(nóng)村居民家庭收入有一定的引導(dǎo)能力。農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長兩者之間是一個相互發(fā)展、相互進(jìn)步的一個過程。與此同時(shí)也從中發(fā)現(xiàn)了農(nóng)村金融農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長具有一定的局限性，表現(xiàn)在農(nóng)村的金融體制不健全，農(nóng)村金融環(huán)境不發(fā)達(dá)，在金融信貸方面也存在很大的問題，對農(nóng)村地區(qū)的貸款發(fā)放力度跟其他產(chǎn)業(yè)相比遠(yuǎn)遠(yuǎn)不足等。如何使農(nóng)村經(jīng)濟(jì)與農(nóng)村金融得到更好更快的發(fā)展，促進(jìn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)的升級改造，對于農(nóng)村的長遠(yuǎn)發(fā)展具有重要意義?；谝陨蠁栴}，提出以下對策建議：

3.1加大宏觀調(diào)控力度，優(yōu)化農(nóng)村經(jīng)濟(jì)環(huán)境

農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展在很大程度上取決于政府的宏觀把控。研究表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展好的地方會吸引更多的投資，而對于那些發(fā)展落后的農(nóng)村地區(qū)則得不到金融機(jī)構(gòu)的傾斜，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展每況愈下，所以政府應(yīng)對落后地區(qū)的發(fā)展給予一定經(jīng)濟(jì)支持，優(yōu)化落后地區(qū)金融環(huán)境，鼓勵金融機(jī)構(gòu)參與到農(nóng)村經(jīng)濟(jì)市場中去，積極引導(dǎo)資金流向涉農(nóng)產(chǎn)業(yè)。

3.2大力發(fā)展農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)，增持信貸力度

農(nóng)業(yè)貸款雖然對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展起到了一定的促進(jìn)作用，但是從數(shù)量、力度等方面來說影響不大，農(nóng)業(yè)貸款增加了，農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟(jì)也相應(yīng)得到了發(fā)展，但是農(nóng)民的負(fù)擔(dān)會進(jìn)一步加重，同時(shí)農(nóng)民貸款難的問題大量存在，這些因素直接導(dǎo)致了農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展停滯不前，這就要求在農(nóng)村應(yīng)大力發(fā)展金融機(jī)構(gòu)，深化農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)改革，拓寬農(nóng)村貸款渠道，應(yīng)著手發(fā)展緊跟地區(qū)的村鎮(zhèn)銀行、貸款公司等金融機(jī)構(gòu)。同時(shí)適當(dāng)降低農(nóng)民貸款的門檻，增大對農(nóng)民的信貸支持力度，逐步放寬最低貸款準(zhǔn)額的限制，鼓勵農(nóng)民進(jìn)行信貸融資，進(jìn)一步完善農(nóng)村地區(qū)的金融服務(wù)體系，解決好農(nóng)村地區(qū)貸款難的問題，對于農(nóng)村產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

3.3增加農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的資金注入

通過實(shí)證研究表明，在山西省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過程中農(nóng)業(yè)投資和農(nóng)業(yè)貸款雖然起到了一定的作用，但是促進(jìn)效果不明顯，還有待提高。第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是發(fā)展第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的基礎(chǔ)，它與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長有著密切的聯(lián)系。它關(guān)乎著社會穩(wěn)定，在一定程度上決定了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展速度。所以政府要加大政策傾斜力度，提高農(nóng)村貸款以及農(nóng)業(yè)投資，使農(nóng)業(yè)向高效、安全、高質(zhì)量、高效益的方向邁進(jìn)。通過金融政策的扶持減少在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中資金鏈的短缺，加快農(nóng)村金融健康有序的發(fā)展，爭取實(shí)現(xiàn)山西省農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展。

[1]安翔.我國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)分析[J].經(jīng)濟(jì)問題,2005(10):49-51.

[2]安翔.我國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)分析[J].經(jīng)濟(jì)問題,2005,(10):49-52.

[3]張文俊.農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)理研究[D].中南大學(xué),2011:1-148.

1004-7026（2016）08-0001-03 中國圖書分類號：F323;F832.7

A

楊世林，單位：山西農(nóng)業(yè)大學(xué)，專業(yè)：農(nóng)村與區(qū)域發(fā)展。王廣斌，單位：山西農(nóng)業(yè)大學(xué)，專業(yè)：經(jīng)濟(jì)學(xué)，職稱：教授。