农村金融对农村经济的动态影响测度基于弹性系数分析方法,本文是关于金融发展大学毕业论文范文和弹性系数和测度和农村经济类论文范文检索.
金融发展论文参考文献：
肖兰华 施泉生 杨 刚
摘 要：农村金融发展与农村经济增长关系研究是我们经济生活中的一个重要课题,本文利用1990—2013年农村金融与经济相关数据,通过运用帕加诺模型和实证检验的研究方法,得出农村金融发展与农村经济增长存在长期线性关系,农村金融发展对农村经济增长有显著影响.但现阶段我国农村金融在支持农村经济发展中存在作用弱化和功能退化,因此要完善农村金融服务“三农”的造血机制,强化农村金融对农村经济发展的输血功能.
关键词：农村金融；资本市场；农村经济增长；金融服务体系
中图分类号：F830 文献标识码：Ａ
文章编号：１００３－８５４Ｘ（２０16）01－0030－０6
本文系教育部人文社会科学研究青年基金项目“城乡金融非均衡发展研究——以浙江省为例”（项目编号：14YJC790152）的研究成果.
一、引言
农村金融发展和经济增长关系问题研究是我们经济生活中的一个重要课题.中西方学者自上世纪70年代以来,通过运用计量经济学的方法,从不同的角度和层面就农村金融发展与农村经济增长的相互关系进行了大量实证研究.Mckinnon和Shaw（1973）认为农村金融服务的开展有助于降低农村金融市场的摩擦成本,从而提高资本的使用效率,增进农村金融市场资本的流动性,最终促进农村经济发展①；Schumpter（1992）指出随着金融发展的深化,农村金融机构能够通过社会动员吸引储蓄从而实现资本的合理配置,进而促进本区域经济发展；King and Levine（1993）则应用 80 个国家的样本,就不同国家的金融发展水平与经济增长之间的关系进行了研究,其结论表明农村金融发展与经济增长之间存在着显著的正相关关系,且在金融资本的利用效率能够得到有效提高的情形下,农村金融将有力助推农村经济发展②；J. E.Stiglitz（1993）提出了经济增长的内生理论,认为通过在经济增长模型中增加内生经济增长要素以及内生金融*,并充分考虑不确定性、监督成本和信息不对称,金融发展与经济增长具有极大的相关性,同时农村金融与农村经济增长也是如此③；Burgess and Pande（2003）则应用印度银行业发展有关数据对农村金融活动改善农户收入状况和农村经济发展进行了实证分析,研究结论有力表明,印度农村金融机构的发展改变了农村生产与农民生活,使得农村资本配置效率得到了提升,农民生活得到了改善,从而助推了农村经济发展④.
国内学者如张兵和朱建华（2002）使用金融相关率（FIR）研究了中国农村金融的深化程度后,指出中国农村金融相关率与农村经济增长之间存在显著正相关关系,提高农村金融相关比率有助于推动农村经济的发展⑤；安翔（2005）运用内生增长理论的帕加诺模型,通过多元线性回归分析,结果表明在农村经济增长过程中,农村金融的发展对其具有显著推进作用⑥；熊德平（2005）在对中国金融发展与农民收入增长进行制度和结构分析的基础上,对中国整体金融发展、农村金融发展与农民收入增长的关系进行了实证研究,认为中国农村金融发展与农民收入存在长期协整关系⑦；、张懿（2006）应用ECM误差修正模型实证检验了1991—2005年安徽省农村金融发展与农业经济增长间的互动关系,结果表明两者之间存在长期均衡关系,在因果关系上农村金融发展引致农业经济增长变动,在经验上颠覆了经济决定金融的基本认识,而相应支持了金融支撑经济增长的观点⑧；李喜梅（2007）则运用线性分析的方法,通过全国各地区的分类考察来研究农村金融诸因素对农村经济增长的影响,结论是各地农村金融对农村经济发展具有重要影响,但是这种影响表现出一定的差异性,即经济发达地区是通过提高农村金融机构的效率,来促进农村金融发展与农村经济增长的；谭崇台、唐道远（2015）以农村金融需求为视角,以湖北省襄阳市的县域数据为研究对象,分析了农村金融发展和农村金融需求对农村经济增长的影响,结论为农村金融需求是农村金融发展促进农村经济增长传导路径的*变量,并具有比较重要的作用⑨；何广文（2007）则从农村金融体制改革的视角,即中国农村金融领域的机构多元化有利于推进我国农村经济体制改革和农村经济发展,指出1978年以来国内卓有成效的农村经济改革推动了农村经济的商品化和货币化,产生了投资主体多元化和融资主体多元化要求, 并由此演绎了一场以金融机构多样化为主要内容的农村金融体系变革和制度变迁,结论是农村金融与农村经济发展是相互促进的⑩.
中外学者的研究表明农村金融改革与深化,以及金融变量的变化对农村经济增长具有显著促进作用,尤其是“农村金融管制论、农村金融市场论和农村金融不完全竞争论”的理论及政策主张对发展中国家农村金融发展和农村经济增长都产生了重要影响.但是我们必须看到,对农村金融发展促进农村经济增长的作用机理,作用的路径,农村金融市场信息的有效性,以及影响农村金融发展的因素等系统性研究,至今也没有为有效制定农村金融发展政策和促进农村经济增长提供理论支持,特别是农村金融相关率对农村经济增长的实践机理,农村金融服务农村经济发展的市场效率问题,农村金融的定价模型和机制,互联网时代农村金融发展模式与农村经济增长关系如何演进等等,这些都是农村金融发展与农村经济增长相互关系中亟待的难题.
二、实证模型的建立
帕加诺模型是将金融因素加入内生经济增长理论模型后的一个*——经济模型即金融经济模型,假设在一个封闭经济状态下,仅生产一种产品,且可以用于消费或投资,总人口不变,社会总产出是总资本的线性函数,则总产出（Yt）函数为：
Yt 等于 Akt （1）
其中,A为资本的边际产出率,K 为总资本存量.又假定产出的产品被用作于投资,同时每期按一定比率折旧,并设资本折旧率δ为一常数,则有：
Kt+1-（1-δ）Kt等于It （2）
设经济实际增长率为g,则有：
g等于△Yt-1/Yt等于（Akt+1-Akt）/Yt （3）
经整理变换,并取对数则帕加诺模型可变换为：
Ln（g）等于αln(A）+βln（S）+δln（μ）＋ε（4）
模型中储蓄率（S等于St / Yt）、资本边际生产率（A)和储蓄向投资转化率（μ)是经济增长的主要影响因素,当然金融发展还可以通过对资本边际生产率、储蓄率和储蓄投资转化率的影响进而对经济增长产生影响.同时ε是随机扰动项,可忽略.鉴于该模型是一个成熟的金融与经济关系模型,就此我们将变量稍作调整后作为本文实证分析模型.
同时,我们将用状态空间模型（State-space model）和卡尔曼滤波（Kalman filter）解法来进行农村金融与农村经济增长关系的实证研究.状态空间模型是基于时间序列预测的状态空间结构模型,但卡尔曼滤波是求解算法的核心,卡尔曼滤波法是通过预测误差分解来计算似然函数,并对模型中所有未知参数进行估计,同时一旦得到新观测值,就能连续修正状态向量估计值,形成连续的动态分析.通过这种方法能够充分发挥其变参数模型的优势,且定量分析农村金融各变量对农村经济发展的影响,找出一些妨碍农村金融发展促进农村经济增长的病灶症结.
三、实证分析
1. 相关指标选取和数据来源
结合我国农村经济发展实际情况,本文设定：RI为农村投资比率,即农村投资比率等于农村固定资产投资/第一产业增加值,反映农村储蓄转化为投资比率；RS为农村储蓄率,即农村储蓄率等于农村存款/第一产业增加值,反映农村储蓄水平；RL为农村贷存比,即农村贷存比等于农村贷款/农村存款,这里农村贷款等于农业贷款+农村中小企业贷款,反映农村储蓄转化为投资的水平；RR为农村金融相关率指标,反映农村经济货币化程度,即农村金融相关率等于农村全部金融资产/同期农业GDP,农村全部金融资产等于农村存款+农村贷款,农村存款等于农户储蓄存款+农业存款；RGDP（Rural Gross Domestic Product）为衡量农村经济增长指标,反映的是第一产业实际增加值,即农村实际增加值等于第一产业增加值/全国商品零售指数（以1978 年为基期）.
本文样本数据主要来自《Wind资讯》、《中国统计年鉴》和《中国金融年鉴》,我们选取1990—2013年间的农村金融与农村经济发展相关数据,同时在此期间国家调整了数据统计口径,就此我们对获取的相关数据作了必要的平滑处理和调整,尤其是为消除异方差的影响,各实证变量用取对数的方法来处理,实证分析软件为Eviews 6.0.
2. 单位根检验（ADF检验）
因数据是按时间序列选取,故需要检验数据的平稳性,就此我们采用ADF检验方法对选取样本数据进行检验,原假设H0：序列是不平稳的.若用样本计算的ADF值>临界值,则序列是不平稳的,故原假设不能被拒绝,则得到原序列非平稳的结论；若ADF值<临界值,则H被拒绝,可得到原序列平稳的结论.本文所有检验结果是运用计量软件Eviews6.0得出,单位根检验结果见表2.
由表2可知lnRGDP、lnRI、lnRS、lnRL、lnRR等序列在1%显著性水平的临界值是非平稳的,不能通过ADF单位根检验；但ΔlnRGDP、ΔlnRI、ΔlnRS、ΔlnRL、ΔlnRR等在一阶差分是平稳时间序列,能通过ADF单位根检验,则表明变量为一阶单整序列,因此我们选择的农村经济与金融数据具有一定的经济意义,可以进行协整检验.
3. 协整检验
当两个时间序列为不平稳时,用这两个变量进行的回归分析可能会引致伪回归现象.但仅在一个回归中涉及两个序列,且它们是“一起漂移”,或者说是“同步”,则这两个时间序列应是同阶单整, 就存在协整关系,因此可有效避免伪回归问题.所以,在ADF单位根检验通过的情形下,我们可采用Johansen来检验判断变量间的协整关系是否存在,同时对经济变量进行协整检验是为了揭示时间序列变量之间的长期稳定关系,用Johansen协整检验的具体结果见表3所示.
从表3可看出,在5%显著性水平下存在4个协整方程,即迹统计量（Trace Statistic）和相应的概率统计值（P）,结果表明所选取的变量之间存在至少4个长期稳定的相关关系,也就是存在4个协整向量使得变量能够进行线性回归分析.重要的是协整分析结果显示,长期中农村经济增长与农村金融发展存在线性相关关系,即农村金融发展对农村经济发展有重要影响,显然可构建相关模型来深入分析验证两者的关系.
4. 检验模型构建及相关分析
为进一步研究农村金融发展对农村经济增长的助推作用,在选取的样本数据通过平稳性检验和协整检验基础上,我们用OLS法来确定模型初值,并构建状态空间数学模型：
ln（RGDPt）等于Q0+RFE1×ln（At）+RFE2×ln（St）+RFE3×ln（μ1t）+RFE4×ln（μ2t）＋Uti
RFE1等于RFE1（-1）＋εt1,RFE2等于RFE2（-1）＋εt2,RFE3等于
RFE3（-1）＋εt3,RFE4等于RFE4（-1）＋εt4
其中,RGDPt为第t年（ｔ＝1.2.3……）农业增加值,将OLS法的常量作为模型初值Q0等于3.256,At为第t年投资边际产出,RSｔ为第t年农村储蓄率,RL1t为第t年农村贷存比率,RR2t为第t年金融相关率,RFEi（i等于1,2,3,4）为可变参数即为农村金融变量对农村经济影响的程度.Ｕｔｉ和εｔｉ分别为第ｔ年的扰动项和残差,Ｕｔｉ与εｔｉ相互独立,并服从N（0,σ2）、协方差矩阵为Ｑ且cov（Ｕｔｉ,εｔｉ）＝ξ的正态分布.
再者,运用Kalman滤波解法（optimal recursive data processing algorithm,即最优化自回归数据处理法）,对模型估计得到的RFEi的估计值进行实证结果分析,分析结果见下表4.
在表4中：RFE1——农村投资比率变动对农村经济增长影响的弹性系数；RFE2——农村储蓄率对农村经济增长影响的弹性系数；RFE3——农村贷存比（RL）对农村经济增长影响的弹性系数；RFE4
——农村金融相关率的弹性系数.
我们根据表4有关数据编制农村金融对农村经济增长弹性系数RFEi的动态变化图（如图1）,我们的想法是通过图型来直观描述农村金融发展对农村经济增长的影响.
根据前面实证分析和检验结果,我们就农村投资比率、农村储蓄率、农村存贷比及农村金融相关率对农村经济增长的影响进行分析：
第一,农村投资比率（RI）变化对农村经济增长的影响.从表４和图1可观察到,农村投资比率变动对农村经济增长影响的弹性系数（RFE1）曲线大致以1992年为界分成两个阶段,1990年至1992年RFE1曲线在1992年达到最高点即1.9597,意味着农村投资比率每上升1%,能带动农业实际增加值增长2%左右,说明当时固定资产投资效果非常显著；第二阶段开始于1993年,曲线从低点0.3147开始缓慢向上,而后趋于较平缓走势,到2013年为0.7950.总的来看我国农村投资比率变动对经济增长影响为正向但效果较小,两个阶段的动态变化反映了我国农村固定资产投资对经济拉动作用的一个特点：短期效果较显著但不稳定,长期效果缓慢改善.这种情况反映了我国农村固定资产投资的效率不高,这是我国农村金融与经济发展中要活血化瘀的症点之一.
第二,农村储蓄率（RS）变化对农村经济增长的影响.从表4与图1可看到,农村储蓄率对农村经济增长影响的弹性系数（RFE2）曲线,以1993年为界大致分为两个阶段,1990年至1993年为第一阶段,RFE2曲线在低位振荡；1993年RFE2曲线拉升到3.2512,然后在高位平缓小幅波动,总体上在2.5—3.3%间,即农村存贷比每上升1%,能推动农村经济增长2.5—3.3%,这显示增加农村信贷规模能有效地推动农村经济增长,这也说明宏观经济理论中“高储蓄率将带来更高水平经济增长稳态”的结论也适用于我国农村金融经济的实际情况.
第三,农村存贷比（RL）对农村经济增长的影响.从表4与图1可见,农村贷存比（RL）对农村经济增长影响的弹性系数（RFE3）曲线在1991年为-2.017,是因为1991年我国遭受了严重的自然灾害,1992年农村经济开始回归正常,RFE3弹性系数为0.5116左右,以后年份基本在0.75至1间小幅波动,即农村存贷比提升1%,将提升农村经济增长0.75—1%,显然农村存贷结构的配比合理将有助于推进农村经济发展.但我们注意到,RFE3曲线从1993年达到最高点之后,截止2013年RFE3曲线都是平缓下降,也就是农村的存贷比在逐年降低,说明金融机构向“三农”的贷款没有随着农村储蓄存款的增加而增长,农村金融机构的资金在追逐高利,流向城市和高利的非农行业,农村金融在失血,“三农”发展处在贫血状态,农村金融支持农村经济发展的作用在弱化,这也严重制约了农村经济发展.
第四,农村金融相关率（RR）对农村经济增长的影响.为进一步分析农村存贷款总额对农村经济的影响,我们引入了农村金融相关率作为另一个重要变量,从经济货币化程度大小的角度来考察农村金融的影响力,一般来说,农村经济货币化程度越高,对农村经济增长助推器作用将更强.我们可从图1看到,农村金融相关率的弹性系数（RFE4）曲线从1990年的高点快速下降到1993年的低点-3.3541,然后RFE4曲线经爬升后一直处在-2.6上下小幅波动.我们知道农村金融相关率是农村全部金融资产价值与农村经济活动总量的比值,负的金融相关率警示我们农村金融资产总量没有随农村经济总量的增加而相应增长,也说明了农村的储蓄存款没有有效转化为农村信贷资金,有“漏斗效应”流失了.这与我国农村金融在支持农村经济发展中的作用弱化与功能退化,农村金融成为城市金融“抽血机”的现实相符.
四、结论与政策建议
本文通过构建状态空间模型,运用1990—2013年我国农村金融与经济数据,对我国农村金融发展与农村经济的动态影响进行了实证分析,研究结果表明我国农村金融发展对农村经济增长的作用非常明显,整体来看是正向效应要大于负向效应,但因我国农村金融的发展受到约束,金融发展的张力有待提高,所以农村金融对农村经济发展的作用力要奋力提升.
作者认为要舒解农村经济发展的“金融瓶颈”,增强农村金融对农村经济增长的输血功能：一是要显著提高农村金融的造血功能,强化金融对农村经济发展的信贷支持力度,提高农村投资比率,以有效增加对“三农”投资的金融供给；二是疏通农村金融的脉络,完善农村金融服务于农村经济的“资金回流”机制,医治农村经济发展中的“金融贫血症”,切实提高农村存贷比率；三是切实解决农村“金融抑制”问题,大力发展服务“三农”的金融机构,如村镇银行、农民信贷合作社、互助保险等,创新发展服务农村的金融业务模式,加快发展面向“三农”的互联网金融,着力扩大金融覆盖面,提升农村金融相关率,完善金融支农机制,以推进农村经济持续健康发展.
注释：
① E. S. Shaw, Financial Deepening in Economic Development, New York, Oxford University Press, 1973, pp.94-135.
② R. King and R. Levin, Finance, Entrepreneurship and Growth: Theory and Evidence, Journal of Monetary Economics, 1993, 3, pp.523-542.
③ J. E. Stiglitz, New and Old Keynesians, Joumal of Eeonomie PersPeetives, 1993, 7(1), pp.23-44.
④ R. Burgess, R. Pande, Do Rural Banks Matter? Evidence from the Indian Social Banking Experiment, London: Centre for Economic Policy Research Working Paper, 2002.
⑤ 张兵、朱建华、贾红刚：《我国农村金融深化的实证检验与比较研究》,《南京农业大学学报》2002年第2期.
⑥ 安翔：《我国农村金融发展与农村经济增长的相关分析：基于帕加诺模型的实证检验》,《经济问题》2005年第10期.
⑦ 熊德平：《中国金融发展与农民收入增长》,《经济研究》2005年第9期.
⑧ 、张懿：《农村金融发展与农业经济增长——基于安徽省的实证研究》,《金融研究》2006年第11期.
⑨ 谭崇台、唐道远：《农村金融发展、农村金融需求对农村经济增长影响的实证》,《统计与决策》2015年第10 期.
⑩ 何广文：《中国农村金融机构应走多元化之路》,《农村工作通讯》2007年第2期.
作者简介：肖兰华,男,1964年生,湖北武汉人,上海电力学院经济与管理学院副教授,上海,201300；施泉生,男,1961年生,上海人,上海电力学院经济与管理学院教授,上海,201300；杨刚,男,1974年生,湖北仙桃人,上海财经大学,上海,200433.
（责任编辑 陈孝兵）
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