浙江省金融支农对农村经济发展的影响

阮伟东

【摘要】本文以浙江省为例，运用1985～2010年的数据，分析浙江省金融支农的现状。首先构建衡量农村经济发展的指标体系，将得到衡量农村经济发展的数据与农村金融支农的规模、效率进行实证研究，具体剖析了浙江省金融支农对农村经济发展的影响。根据模型结果，发现农村金融支农的规模、效率对经济发展存在长期的正影响。

【关键词】浙江省  农村经济发展水平  金融支农  实证检验

一、引言

在世界经济发展中金融发展对其起了巨大推动作用。我们发现，金融发展与经济发展之间关系的研究是国内外学术界的重点之一，许多学者运用不同的实证方法研究了这两者之间的内在关系，并且表明金融发展和经济发展之间存在着一定的相关关系。Saifullahi Sani Ibrahim（2013）认为强劲的经济发展是不可能没有金融深化的，尤其是在农村地区。研究结果表明金融体系的发展对经济有着一定的促进作用。所以，人们越来越重视金融发展在经济发展中的作用。

长期以来，浙江一直是中国经济最活跃的省份之一，但从单方面分析，从1978年的城镇居民人均收入为332元到2012年的34550元，明显增速很快。然而农村居民人均收入从165元变到14552元，两者之间的差距有不断变大的趋势，后者的增长率也有下降的趋势。农村经济发展较缓慢，农村金融供给不足难以满足经济的需要。因此，这要求我们必须根据浙江农村金融的实际状况来研究农村金融的深化问题。

二、农村金融支农的现状

目前，浙江已经形成了以中国农业银行、农业发展银行为代表的政策性金融机构，以农村信用社为主的合作性金融机构，还有其它商业金融机构三者相结合的金融体系。但是，由于目前农村的金融制度并不完善，使得这些金融机构并没有很好的发挥各自的作用，没有起到促进农村经济更好的发展的作用。

首先，农村金融机构支农的力度不大，金融机构提供的资金不足，导致与农村经济发展的速度不平衡。研究发现1985年至2010年间，农业贷款在金融机构人民币贷款总额中的比重保持在3～6%之间，但在1985至1990年间比重保持在5～6%左右，之后比重只有3%左右。

其次，金融支持农业的结构不合理，导致农村资金的大量外流。研究发现在2008年以后农村的存贷比开始下降。在1990～2005年期间，农业贷款占农业存款的比重均值只有0.7左右，这说明了农业储蓄存款并没有在很大程度上用于支持农业的发展。

通过以上分析可得，虽然目前由政策性金融机构、合作性金融机构和商业性金融机构组成的农村金融体系已基本形成，但都满足不了现今农民对金融服务的需求，并不能跟上农村经济快速发展的脚步。

三、农村经济发展水平评价

（一）指标体系的建立

农村的经济发展，是一个包含经济、社会、教育与资源等要素在内的复杂系统，单个指标不能全面、客观地反映农村经济的发展水平，因此将指标体系分为三个层次：第一个是目标层，是综合各指标后的总指标。第二个是准则层，本文从农村经济实力、农村经济结构、农村社会发展状况三个方面来反映农村经济发展水平。第三个是指标层，将准则细化，用12个具体的指标从各个方面来反映三个准则的发展状况。详见表1。

表1 农村经济发展水平评价指标体系

（二）数据来源

本文所用的数据以浙江省官方出版公布的统计年鉴中的数据为准，相应的指标数据主要来源于1985～2011年《浙江统计年鉴》和《浙江60年统计资料汇编》等。由于官方没有农村GDP的数据，本文按照第一产业总产值代替农村的GDP。

（三）主成分分析

在构建综合指标时，选用主成分分析，但由于各指标度量单位的指标不同，并且取值范围彼此差异非常大，先考虑将数据进行标准化，因此选用相关矩阵研究消除量纲上的差异和数量级影响。

首先分析变量之间的相关性，对数据进行了KMO and Bartlett检验，KMO检验统计量是用于比较变量间简单相关系数和偏相关系数的指标。得到KMO值为0.831，越接近于1，表示原有变量可以进行因子分析。

本文中使用主成分分析法提取影响因子。按照特征根大于1的原则，提取出两个主成分。研究发现前2个特征值的方差累计贡献率已达到94.604%，这说明前两个公共因子代表原来的12个指标评价农村经济发展已经有足够的把握。

采用主成分分析法计算得到的成分矩阵（见表2）。从表中可以看出，农业总产值（y1）、农民纯收入（y2）、农业增加值（y3）等在第一主因子有较高载荷。第一产业占GDP的比重（y6）、农村普通高中在校学生数（y9）等在第二主因子上有较高载荷。所以提取两个主因子可以基本反映全部指标的信息。

表2 成分矩阵

但这两个主因子的表达式不能从输出窗口中直接得到，每个载荷量表示主成分与对应变量的相关关系，而我们需要通过对成分矩阵中的系数进行处理，将各元素分别除对应的特征根，得到各变量在主成分上的得分系数。

具体主成分的线性组合如下：

（1）

（2）

利用每个主成分各自的方差贡献率作为权数，构造一个综合指标的函数：Y=0.899Y1+0.101Y2 （3）

将标准化后的原数据代入方程中，得到一个能够衡量农村经济发展的数值。

四、金融支农与农村经济增长关系的实证检验

（一）指标的选取

（1）农村经济发展的衡量指标（Y）。为了更好的反应农村经济发展的水平，通过建立指标体系，用主成分分析得到一个综合数据。

（2）金融支农的规模（GM）。由于农村资产的统计数据不全，因此利用金融相关比率求出金融机构的农业存贷款总和与农村GDP的比值，用该比值进行衡量。

（3）金融支农的效率（XL）。为了体现金融机构在农村建设中的效率，以资本的投入产出比来衡量。所以，本文采用农业贷款与农业存款的比值来表示。

（二）ADF检验

为了避免模型出现伪回归的现象，因此要用ADF单位根检验方法检验变量的平稳性。在进行协整检验前，首先应确定VAR模型的结果和变量的滞后区间。根据AIC和SC信息最小化的原则，选取最优的滞后阶数。

在进行单位根检验之前，需要对数据进行对数处理，这样可以消除数据的异方差和序列的波动，处理后的对数分别记为LNGM，LNXL。

结果发现变量Y、LNGM、LNXL的ADF检验统计量在5%的显著性水平下，大于其所对应的临界值，说明接受了原假设，序列含有一个单位根，所以这三个变量的序列都为非平稳的时间序列。于是运用差分方法对非平稳的变量进行处理，对原序列分别进行一阶差分，发现△Y、△LNGM、△LNXL的检验统计量的值在5%的水平下均小于与之相对应的临界值。说明原假设不能接受，三个变量是平稳的。所以，原始变量是一阶单整。

（三）协整检验与误差修正

由于原始变量符合协整检验的条件且为一阶单整，协整检验可以进行。这就意味着浙江省农村经济发展和金融支农的规模、金融支农的效率可能会存在长期的稳定关系。本文采用的是Johansen的极大似然检验方法。由于这个方法是以VAR为基础的一个估计模型，所以在进行检验的时候，需要对滞后阶数进行确定本文是根据VAR模型的最适合的滞后阶数来确定。为了能够完整的反映模型的动态信息，并且根据AIC原则和SC原则，可以确定最优的滞后阶数。

协整检验结果表明在1985～2010年的样本区间内，在90%的置信水平下，Y和LNGM、LNXL这三个变量之间存间存在一个协整关系，它们的稳定关系如下：

Y=0.833LNGM+3.467LNXL （4）

从式（4）中发现，LNGM、LNXL对Y的影响稳定，存在长期均衡的关系。表明农村金融支农的规模、支农的效率与农村经济发展同向变动。当金额支农的规模每提高1%，农村经济增长0.833;而当金融支农的效率每提高1%，农村经济增长3.467。这表明，从长期来看，浙江农村金额支农的发展水平能够带动农村经济的发展，其中金融支农的效率带动的效应较大，其规模影响较小但也起到促进作用。

为了研究农村金额支农的规模、支农的效率与农村经济发展之间的动态关系，需建立误差修正模型来进行分析。重新构造一阶差分的各变量，并且引入长期协整模型所得到的残差序列作为解释变量。误差修正模型：

DY=0.172DLNGM+0.285DLNXL-0.214ECt-1 （5）

从式（5）中发现，从短期动态关系来看，浙江省之间农村金额支农的规模、支农的效率与农村经济发展存在着密切的联系。虽然支农的效率比规模对农村经济的增长具有更强的促进作用，但是效率的系数估计值不显著，说明短期内并不能对农村经济增长起到作用。而规模的系数估计值显著，说明规模每提高1%，农村经济增长0.171。而误差修正项的系数为0.214，表示短期波动偏离长期均衡的时候，误差修正项将以0.214的力度做反向调整，将非均衡状态回复到均衡状态。

（四）格兰杰因果检验

在确认变量之间存在长期稳定的关系之后，运用格兰杰检验，对变量进行具体的分析，观察农村金融支农的规模、金融支农的效率和农村经济发展之间的因果关系。因为模型滞后阶数的不同会影响格兰杰因果检验的结果，所以本文采用的是根据AIC和SC最小准则，确定的滞后阶数，具体结果见下表。

表3 格兰杰因果检验的结果

表3可以看出，在10%的显著性水平下，金融支农的效率是农村经济发展的格兰杰原因，而农村经济发展不是金融支农效率的格兰杰原因。金融支农的规模不是农村的经济发展的格兰杰原因，而农村经济发展是金融支农规模的格兰杰原因。说明金融支农的效率能显著的影响农村经济的发展，而金融支农的规模的变化对农村经济的发展影响不明显，这进一步加强了协整检验的结论。

五、结论分析

首先，通过协整检验得出，浙江省农村金融支农规模、效率与农村经济发展之间存在着长期相关关系。从长期来看，浙江省农村金融支农的效率能带动农村经济的发展，并且这种带动的效应比较大。但是，另一方面浙江省农村金融支农的规模也会带动农村经济的发展，可是它带动经济发展的效应比较小。

其次，通过格兰杰因果检验的结果发现，浙江省农村金融支农的效率是农村经济发展的单向原因，农村金融金融支农效率越高就越能带动农村的经济发展。但是，浙江省农村金融支农规模不是农村经济发展的原因，而农村经济发展是金融支农规模的原因，说明农村经济的发展可以带动金融支农规模的发展。

虽然浙江农村金融支农规模的大小对农村经济增长有正面的影响，但是影响不显著。因此，需要进一步扩大浙江省金融支农规模，逐渐优化浙江省现有的金融结构体系，建立起以农业银行为保障的政策性金融，以农信社为主的合作性金融、并以商业性金融为辅助的、多方位的农村金融体系。

但是，浙江省的农村金融支农的效率对农村经济发展的推动作用是十分明显的，起到了“供给主导”的作用。这就说明地方金融体系将农业贷款转化为农业存款方面效率是高的，它能有效的促进农村经济的自主发展。但是，目前金融支农的效率却呈现下降的局面。这主要是由于缺乏农业的长期贷款，从而导致了农村金融机构的农业贷款与存款之间起不到一个良好的平衡，不能相互促进。所以，如果能够有效地提高农业贷款的质量、优化支农的结构，为农民的生产和生活提供必要的资金支持，就能切实拉动农村经济的发展，以此改善农民的生活水平。这就需要我们加快金融体系制度的改革，提高农村金融体系的发展水平。

参考文献

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