我国农村金融发展与经济增长关系的实证研究

袁李品浙江工商大学金融学院杭州310018

摘要:金融发展与经济增长历来是学术研究的重要内容。本文选取农村金融发展规模、农村金融发展效率、农村金融支农程度、农村金融发展结构四个指标，运用1978—2008年间的数据序列，基于协整检验，利用Granger因果检验法和VAR 模型分析,对我国农金融发展与经济增长关系进行实证研究。研究发现二者之间存在一种长期均衡关系。且Granger因果检验表明，农村经济增长是农村金融发展规模、农村金融发展效率及农村金融发展结构的格兰杰原因，但农村金融发展不是农村经济增长增长的格兰杰原因。

关键词:农村金融发展；经济增长；Granger因果检验；VAR模型

一、引言

金融发展与经济增长的关系一直是理论研究重要内容。一国或者一个地区的金融发展水平总是与其经济增长水平一一对应。在经济不断增长的过程中，金融发展水平也显著提高；反过来，金融体系的完善以及金融服务体系的延伸都使得社会经济资源得以更充分有效地利用，从而极大地促进了经济增长和社会福利水平的提高。

很显然，这种金融发展与经济增长之间的作用机制对于城市而言无疑是成立的，相关理论研究也从数据上支撑了这一说法，但是农村经济社会环境支持这一说法吗？由于我国正处于并还将处于典型的城乡二元经济结构，与之对应，我国的金融发展水平也呈现出城乡二元状态，即金融二元结构。那么，农村金融发展水平与农村经济发展之间存在怎样的关系就成为研究的重要内容。

本文正是基于我国所处的金融二元结构现状，选取农村金融发展规模、农村金融发展效率、农村金融支农程度、农村金融发展结构四个指标，运用1978—2008年间的数据序列，基于协整检验，利用Granger因果检验法和VAR模型分析,对我国农金融发展与经济增长关系进行实证研究。

二、文献综述

金融发展与经济增长理论已被许多发达国家与发展中国家的实证分析加以证实。Goldsmith（1969）运用了35个国家1860～1963年间的相关数据进行实证检验,得出结论：经济增长与金融发展是同步进行的,经济快速增长的时期一般都伴随着金融的超常水平发展。

总结国外关于金融发展与经济增长的相关文献，可以看出：在金融发展与经济增长的关系上,主要着存在四种观点。第一种观点认为,金融发展对经济增长有“供给主导”作用,是经济增长的推进器。众多的实证研究(King and Levine,1993；Levine,1997等)都支持了该观点。第二种观点认为,金融发展对于经济增长来说处于一种“需求遵从”地位,如Robinson(1952)认为,是经济增长带动了对金融服务的需要,Lucas(1988)认为,金融在经济增长中的作用被过分夸大了。第三种观点认为,金融发展和经济增长之间的关系与经济的发展阶段有关。在不同的经济发展阶段上,金融发展和经济增长具有不同的关系。Patrick(1966)认为,供给引导型的金融发展在经济增长的初期处于主导地位,一旦经济发展进入成熟阶段、需求遵从型的金融发展将成为主流。第四种观点认为,金融发展和经济增长互为因果。Levine(1992)的研究指出,金融中介体系的组建存在较高的固定成本,导致金融发展与经济增长之间的“门坎效应”。约翰·格利和爱德华·萧认为,经济增长与金融发展存在相互制约、相互促进的关系。

国内一些学者也对我国金融发展与经济增长关系进行了分析。谈儒勇(1999)认为,银行业的发展对经济增长具有促进作用。韩廷春(2001)的实证分析认为,技术进步与制度创新是经济增长最为关键的因素,而金融发展对经济增长的作用极其有限。

总结关于金融发展与经济增长关系的研究成果，绝大多数研究主要基于国家层次或者产业层次上,而将金融发展与经济增长理论应用到我国农村金融领域的研究并不多。因此，本文选取农村金融发展规模、农村金融发展效率、农村金融支农程度、农村金融发展结构四个指标，运用1978—2008年间的数据序列，基于协整检验，利用Granger因果检验法和VAR模型分析,对我国农金融发展与经济增长关系进行实证研究。

三、实证分析（一）指标选取和数据来源

1、农村金融发展水平指标的选取。

（1）农村金融发展规模。本文利用农村存款和贷款之和与农村GDP的比值来表示农村金融发展规模的衡量指标。其中，RFIR表示农村金融发展规模,RL表示农村货款余额，RD表示农村存款余额。（2）农村金融发展效率指标。用农村存款余额与农村贷款余额的比值表示，记为RDL。（3）农村金融支农程度指标。用农村贷款余额与农村GDP之比，记为RLG，其中RLG表示农村金融支农程度，RGDP表示农村GDP。（4）农村金融发展结构指标。其值为乡镇企业贷款余额与农村贷款余额之比，记为RLTL。

2、农村经济增长指标的选取。本文选取1978—2008年全国农村生产总值（RGDP）作为代表农村经济增长的指标。

本文中所有数据除特别说明外，都来自历年《中国金融年鉴》、历年《中国统计年鉴》、历年《中国农村经济绿皮书》。

（二）平稳性检验

鉴于时间序列的变量的平稳性未知，在对时间序列变量进行具体的经验方程估计和相关检验之前,需要对相关变量进行单位根检验,以考察经济变量是否具有时间趋势,进而确定是否可以采用协整分析方法，避免遭遇“伪回归”问题。本文运用Eviews6.0软件,利用Dickey和Fuller(1974)提出的ADF检验法对农村生产总值的自然对数lnRGDP、农村金融发展规模RFIR、农村金融发展效率RDL、农村金融支农程度RLG、农村金融发展结构RLTL进行单位根检验,其中滞后阶数的选取根据AIC和SC准则确定。

在单位根检验过程中,ADF对模型设定有三种方式,本文对变量自身以及一阶差分的单位根检验结果见下表：

表1单位根检验结果

变量名称检验类型ADF值5%临界值

RGDP △RGDP* RFIR △RFIR* RDL △RDL* RLG (c,t,0)

(c,t,0)

(c,t,1)

(0,0,1)

(0,0,0)

(c,t,0)

(c,t,1)

2.347120

-4.425676

-2.862658

-3.567951

1.657241

-6.671797

-2.172663

-3.568379

-3.574244

-3.574244

-1.953381

-1.952473

-3.574244

-3.574244△RLG* RLTL △RLTL*

(c,,1)

(c,0,1)

(c,t,1)

-3.417474

-1.778652

-7.481952

-2.971853

-2.967767

-3.580623

注：（c,t,k)中的c表示截距项，t表示趋势项，k表示滞后期；*表示数据是平稳的。

由表1中的ADF检验可以看出,所有变量的检验结果均存在单位根,即四个指标均是非平稳时间序列。对上述变量进行一阶差分之后，再进行ADF检验，结果表明,所有变量的一阶差分在5%的显著性水平下均已不存在单位根,说明这些差分变量都已平稳的，且都是一阶单整的。

（三）协整检验

上述变量都已单整,利用Johansen协整检验可以判断它们是否存在协整关系,并可进一步确定变量之间的符号关系。协整检验仅对已知非平稳的序列有效，由单位根检验我们可以知道,RGDP时间序列含截距项和趋势项,RFIR时间序列含截距项和趋势项，RDL不含截距项和趋势项，RLG含截距项和趋势项，RLTL含截距项，则协整方程应包含截距项和趋势项。在Johansen协整检验之前，须先确定VAR 模型的结构。根据SC准则可以确定RGDP与RFIR的VAR模型、RGDP与RDL的VAR模型、RGDP与RLG的VAR模型的最优滞后期数都为1，RGDP与RLTL的VAR模型的最优滞后期数为2。

表2变量的协整检验

关系变量协整向量个数特征根值迹统计量概率

RGDP、RFIR

没有*0.728114.133260.0001至多一个0.155262 5.0618570.5875

RGDP、RDL

没有*0.70579147.395140.0000至多一个0.29978810.691160.0991

RGDP、RLG

没有*0.68884939.545180.0006至多一个0.1392 4.5209230.6660

RGDP、RLTL

没有*0.511531.279980.0096至多一个0.30329710.480480.1070

由表2的协整检验表明,P值小于0.05，*表示拒绝协整向量数目为0的假设。因此在1978～2008年的样本区间内,对RGDP与RFIR、RGDP与RDL、RGDP与RLG、RGDP 与RLTL这4组变量分别进行协整检验，结果显示它们彼此之间存在长期均衡发展关系。

（三）Granger因果关系检验

协整检验的结果说明我国农村经济增长与金融发展规模、金融发展效率、金融支

农程度、金融发展结构之间分别存在长期的均衡关系。格兰杰因果检验可以用来检验这种关系是不是因果关系。

格兰杰因果关系检验显示，在5%显著水平下，农村经济增长是农村金融发展规模、农村金融发展效率、农村金融发展结构的格兰杰原因，不是农村金融支农程度的格兰杰原因。而农村金融发展规模、发展效率、支农程度及金融发展结构四个指标都不是农村经济增长的格兰杰原因。

（四）VAR模型分析

1、向量自回归（VAR）模型

由于RGDP、RFIR、RDL、RLG和RLTL均为一阶单整序列，因此可以对这5个变量建立VAR 模型，以反映农村金融发展与农村经济增长两者之间有何动态影响关系。使用施瓦茨（SC）信息准则确定VAR模型的滞后阶数，由此得到VAR（1）模型如下：

RLTL=0.534032*RLTL(-1)+3.518061*RLG(-1)+0.000001*RGDP(-1)-2.015065*RFIR(-1)-0.075361*RDL(-1)+0.382608（1）

RLG=0.025927*RLTL(-1)+0.997276*RLG(-1)-0.000003*RGDP(-1)-0.009972*RFIR(-1)+0.085328*RDL(-1)-0.079285（2）

RGDP=-599.96969*RLTL(-1)-37095.350619*RLG(-1)+0.947929*RGDP(-1)+25507.688295*RFIR(-1)-368.662396*RDL(-1)-1777.696678（3）

RFIR=0.026788*RLTL(-1)-0.622321*RLG(-1)-0.0000003*RGDP(-1)+1.118224*RFIR(-1)-0.023211*RDL(-1)+0.107266（4）

RDL=-0.194369*RLTL(-1)-4.513678*RLG(-1)+0.000003*RGDP(-1)+1.2208*RFIR(-1)-0.203969*RDL(-1)+1.632143（5）569698.02=R 354945.6=F 883292.1−=AIC 603052

.1−=SC 模型（1），可以看出t RLTL 受到1−t RLG 和1−t RFIR 的显著影响，受其自身滞后项1−t RLTL 、1−t RGDP 和1−t RDL 的影响不十分显著。模型（2），可以看出t RLG 受到1−t RLG 的显著影响，受其自身滞后项1−t RLG 、1−t RLTL 、1−t RGDP 、1−t RFIR 和1−t RDL 的影响极小。模型（3），可以看出t RGDP 受到1−t RLG 的影响最大，其次依次是1−t RFIR 、1−t RLTL 、1−t RDL ，而受到其自身滞后项1−t RGDP 的影响最小，不很显著。模型（4），可以看出t RFIR 受其自身滞后项1−t RFIR 的影响较显著，而受到其它滞后项的影响都不显著。模型（5），可以看出t RDL 受到1−t RLG 和1

−t RFIR

的显著影响，而受到1−t RLTL 、1−t RGDP 和1−t RDL 的影响都不显著。

2、脉冲响应函数

基于本文前面已经建立的VAR（1）模型，对RGDP、RFIR、RDL、RLG和RLTL 进行脉冲响应函数分析，以确定农村金融发展与农村经济增长之间的动态作用关系。在对RGDP、RFIR、RDL、RLG和RLTL各施加一个单位脉冲时，它们分别对RGDP 的影响的累加效应为：RGDP从第1期就对自身脉冲产生响应，而且累加的响应不断减少，到第10期降到136.9204。同时，RGDP从第一期也对RLTL和RLG的脉冲产生响应，且开始几期响应值都为负，而且累加的响应不断增加，累加的效应到第10期分别为3.454204和357.6995。而RGDP要到第2期才对RFIR和RDL的脉冲产生响应，并且对RFIR的脉冲产生响应最大，都为正值，而且累加的响应不断增加，累加的效应到第10期为727.6575。对RDL的脉冲产生的响应都为负值，而且累加的响应不断减少，累加的效应到第10期为-4.639。

3、预测方差分解

预测方差分解是通过分析第一个结构冲击对内生变量变化的贡献度，进一步评价不同结构冲击对内生变量变化的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。由输出结果可知，农村生产总值（RGDP）第一期开始主要受到自身波动的影响，并且自身波动的影响逐步减弱。到第5期时，农村金融发展规模RFIR的波动对RGDP的影响超过RGDP本身波动的影响，成为对RGDP影响最大的一个变量。从第18期左右开始，方差分解结果基本稳定，来自农村金融发展规模RFIR新息的影响最大，约占其预测误差的2/5，对农村经济发展最重要；来自农村金融发展效率RDL新息的影响次之，占农村经济增长预测误差的37%。排第三位的是农村金融发展规模RLTL，约占其预测误差的17%。其他变量新息的影响都较弱。可以发现，这与之前脉冲响应函数动态影响的程度和路径的解释是基本一致的。

一、结论及其评价

（一）从协整分析中可以看出，我国农村生产总值RGDP与农村金融发展规模RFIR、农村生产总值RGDP与农村金融发展效率RDL、农村生产总值RGDP与农村金融发展结构RLTL、农村生产总值RGDP与农村金融支农程度RLG各自两者之间存在长期的均衡关系。农村金融发展规模的增大、乡镇企业贷款占农村贷款比重的提高以及农村金融支农程度的增大，都会引起农村生产总值RGDP的增大。但农村金

融发展效率的提高，会引起农村生产总值RGDP的减少，这说明我国农村金融发展还有很大的上升空间。

（二）从格兰杰因果检验可以看出，我国农村GDP是农村金融发展规模RFIR、农村金融发展效率RDL、农村金融发展结构RLTL的格兰杰原因，但农村GDP不是农村金融支农程度指标RLG的格兰杰原因，这说明我国农村经济的增长会引起我国农村金融的进一步发展，但农村金融发展的四个指标都不是农村经济增长的格兰杰原因，这说明我国农村金融发展的状况比较滞后，农村金融体系建设目前比较薄弱。

（三）从VAR模型分析中可以看出，我国农村金融发展结构RLTL和农村金融发展规模RFIR会给农村经济增长变动带来越来越明显且逐渐增大的影响。农村金融支农程度RLG和农村金融发展效率RDL会给农村经济增长变动带来负的影响。因此，应当把握和利用这一规律，支持农村金融发展，完善农村金融结构，增加农村金融支农程度，提高农村金融发展效率。人为地农村金融业发展只会给农村经济发展带来负面影响。因而任何人为因素或者障碍都应当被消除。（四）从以上分析可见，我国农村金融发展相对滞后，有很大的发展空间。为了促进我国农村经济持续稳定增长，必须要加快农村金融深化改革，确保农村金融发展规模的增大、农村金融结构的优化和农村金融效率的提高。需要制定相关的法律法规，必须打破城乡二元金融结构的局面，从根本上解决城乡金融发展水平不一致问题，从而使得农村金融发展水平与农村经济增长水平和全国经济增长水平相适应，以更好更快地促进社会发展。

参考文献：

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[2]Levine,Ross.Financial Development and Economic Growth:Views and Agenda[J].Journal of Economics Literature,1997.35(2):688～726.

［3］Robinson,Joan.The Generalization of the General Theory[J].The Rate of Interest and Other Essays,London:MacMillan,1952:3～12.

［4］戈德史密斯.金融结构与金融发展[M].上海:上海三联书店,1988:23～44.［5］宋宏谋.《中国农村金融发展问题研究》［M］.山西经济出版社，2003.

［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［J］.经济问题，2005（10）.

［7］韩廷春.金融发展与经济增长——基于中国的实证分析[J].经济科学,2001(3).

作者简介：袁李品，男，1988年1月出生，籍贯浙江绍兴，现就读于浙江工商大学金融学院，金融学专业本科在读。