陳文俊

（中南林業(yè)科技大學 經(jīng)濟學院，湖南長沙410004

農村金融發(fā)展對農村經(jīng)濟增長的作用機理
——基于內生增長理論的實證研究

陳文俊

（中南林業(yè)科技大學 經(jīng)濟學院，湖南長沙410004

基于內生增長理論的農村金融發(fā)展作用于農村經(jīng)濟增長的主要機理是農村金融發(fā)展通過儲蓄效應、投資效應和資源配置效應推動物質資本積累、人力資本積累和技術進步，以促進農村經(jīng)濟增長。實證研究表明，農村金融發(fā)展通過規(guī)模促進農村經(jīng)濟增長的渠道是有效的；農村金融發(fā)展通過提高效率促進農村經(jīng)濟增長的渠道是無效的，也即當前農村金融發(fā)展效率不能促進農村經(jīng)濟增長。

農村金融發(fā)展；農村經(jīng)濟增長；金融發(fā)展規(guī)模；金融發(fā)展效率

一、引言

20世紀80年代中期到90年代，一批經(jīng)濟學家致力于將金融因素（金融中介或金融市場）作為增長模型的內生變量，研究金融在經(jīng)濟增長中的效用與作用機制，被稱為“內生金融增長理論”。馬科·帕加諾（M. Pagano,1993）[1]用簡化的內生經(jīng)濟增長模型-AK模型來解釋金融發(fā)展作用于經(jīng)濟增長的機理，即金融作用于經(jīng)濟增長通過三種途徑（即儲蓄、投資和資源配置三大效應）。一是儲蓄率；二是儲蓄-投資轉化率；三是資本的邊際生產率（即投資效率或資源配置效率）。此后，一些學者（如 Greenwood 和 Smith，1997[2]；King 和 levine，1993[3]；De Gregorio和 Se-jik kim，2000[4]）進一步研究認為三大效應可以通過物質資本積累、技術進步和人力資本積累等渠道促進經(jīng)濟增長。我國學者熊鵬、王飛（2007）[5]基于內生增長理論,確定了經(jīng)濟增長的影響因子,探討了金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的內在傳導機制。研究結果表明,資本存量、人力資本以及制度因素是中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間三條顯著的傳導渠道。

農村金融是金融的重要組成部分，與一般金融有著相似的特征，也有著自身的特點?；趦壬鲩L理論并結合農村經(jīng)濟與農村金融的特點，農村金融發(fā)展作用于農村經(jīng)濟增長的主要機理可以總結為：信息不對稱和交易成本產生了農村金融中介和農村金融市場；金融中介和金融市場的發(fā)展通過農村金融系統(tǒng)的規(guī)模擴大、結構優(yōu)化和效率提高等來影響一國的金融發(fā)展；而農村金融發(fā)展能夠產生儲蓄效應（既有水平效應，又有增長效應）、投資效應和資源配置效應推動物質資本積累、人力資本積累和技術進步，物質資本積累以其具有的正的外部性推動人力資本積累和技術進步。通過儲蓄、物質資本積累、人力資本積累和技術進步共同作用，促進農村經(jīng)濟增長。下面本文將從實證角度進一步研究農村金融發(fā)展對農村增長的作用機理。

二、模型與變量的選取

（一）經(jīng)濟增長模型的設定

根據(jù)內生增長模型-AK模型，可知農業(yè)總產出是農業(yè)總資本存量的線性函數(shù)，如公式（1）

其中，Yt為農業(yè)總產出，Kt為農業(yè)總資本存量，A為常數(shù)，表示農業(yè)投資的效果，并不表示農業(yè)技術水平。

參照舒元、徐現(xiàn)祥(2002)，本節(jié)考慮相對復雜的兩部門模型：資本分為人力資本(L)和實物資本(K)。人力資本和實物資本可以瞬時調整，即不存在資本調整成本。令L/K=B，即L/K是一個常數(shù)。

那么可以將生產函數(shù)表述為公式（2）

其中，α∈[0,1]，由此可以得到公式（3）

這實際上是一個對實物資本與人力資本呈現(xiàn)出規(guī)模報酬的不變柯布-道格拉斯函數(shù)(CD函數(shù))。對上式兩邊同時求對數(shù)，得出公式（4）

LnY=LnA+αLnK+(1-α)LnL （4）

因此，本文設定的農村經(jīng)濟增長模型為公式（5）

RGDP=F(K，L，Tech) （5）

其中，RGDP表示農村經(jīng)濟增加值，K表示對農業(yè)的實物資本投入，L表示對農業(yè)的人力資本投入，Tech表示促進農村經(jīng)濟增長的技術因素。

（二）指標的選取

1.農村金融發(fā)展規(guī)模指標

金融發(fā)展的一個主要體現(xiàn)就是金融資產規(guī)模(相當于國民財富)的擴展，通常用戈氏和麥氏兩種指標來進行衡量。戈氏指標由戈德史密斯提出，又被稱為“金融相關率”（FIR），其表達式為（M2+L+S）/GNP。分子為金融資產總量，包括貨幣存量（M2）、各類貸款（L）和有價證券（S），分母為國民生產總值。麥氏指標由麥金農在衡量金融發(fā)展水平時提出，其表達式為M2/GNP，分子只考慮到貨幣存量。本節(jié)考慮到中國農村金融的實際發(fā)展水平和農業(yè)有價證券規(guī)模相當小的現(xiàn)狀，設計反映農村金融發(fā)展規(guī)模的指標為FIR=DL/RGDP，其中DL表示農村存款、貸款余額之和，RGDP表示農業(yè)增加值，即第一產業(yè)增加值。

2.農村金融發(fā)展效率指標

農村金融發(fā)展效率是指農村金融中介將農村存款轉化為農村貸款支持農村經(jīng)濟增長的效率，是反映資本投入與產出的關系的一個指標。金融發(fā)展效率可以分為微觀金融效率、金融市場效率和宏觀金融效率。微觀金融效率指市場微觀主體（金融機構）的經(jīng)營效率，主要包括金融機構的盈利水平、金融機構的儲蓄投資轉化率等。金融市場效率主要包括貨幣市場效率和證券市場效率等。宏觀金融效率有貨幣政策效率、貨幣量與經(jīng)濟成果的比例關系、金融市場化程度和金融體系動員國內儲蓄的效率，等。衡量金融效率高低的指標主要有整個社會的儲蓄率、儲蓄投資轉化率以及邊際投資率等。本文主要研究農村金融發(fā)展對農業(yè)經(jīng)濟增長的作用機理，所以選擇儲蓄投資轉化率作為衡量農村金融發(fā)展效率的指標，即用農村貸款額與農業(yè)增加值之比（FE）來表示。

3.實物資本指標

本文認為第一產業(yè)增加值與農民、農村的經(jīng)濟狀況最相關，能夠在最大程度上反映農村的真實經(jīng)濟狀況，所以為了反映農民在農業(yè)上的投資并與非農業(yè)投資相區(qū)分，選取農村個人固定資產投資額作為農村實物資本的指標，簡記為K。實物資本被視為重要的內生變量，農村經(jīng)濟增長會帶來農村實物資本最可靠的積累，而農村實物資本的增加又是農村經(jīng)濟得以增長的物質載體。

4.人力資本指標

農村勞動者的人力資本質量在很大程度上取決于其受教育的水平。從總體看可以用國家對農村教育的投資來表示某個時期勞動者獲得教育的平均水平。本文所涉及的人力資本是對農村經(jīng)濟增長起作用的人力資本，這部分人力資本的水平取決于整個社會的教育發(fā)展水平。本文假定在一定時期內農村的人力資本水平與整個社會的人力資本水平成固定的線性比例關系，所以可以選取國家對社會文教費用的財政決算作為衡量農村人力資本水平的變量。人力資本指標簡記為L。

5.技術進步指標

衡量技術進步水平，一般采用間接的度量方式。對技術創(chuàng)新投入的資本越多，技術就越容易進步。因此本文對技術進步的度量采用間接度量，以國家財政決算支出中農業(yè)科技費用作為衡量農業(yè)技術進步的變量。農村技術進步指標簡記為Tech。

對于農村金融發(fā)展指標的選擇，學者們的觀點不盡相同。結合中國農村金融發(fā)展的實際情況以及研究數(shù)據(jù)的可得性與準確性，本文選取農村金融發(fā)展規(guī)模指標（FIR）和農村金融發(fā)展效率指標（FE）作為衡量農村金融發(fā)展的指標。經(jīng)檢驗知，LnRGDP～ I (1)，LnFE、LnFIR～ I（1），可以建立 LnFE和 LnFIR對LnRGDP的回歸模型。為了解決模型中存在的自相關現(xiàn)象，對模型采用廣義差分法進行了處理，最終的回歸模型如公式（6）（括號內為t值）

從回歸結果來看，R2和AdjR2都比較高，DW 值處于滿意的水平上，各回歸系數(shù)均顯著，說明農村金融發(fā)展規(guī)模與農村金融發(fā)展效率能夠反映我國農村金融發(fā)展的實際狀況?；貧w結果顯示，農村金融發(fā)展規(guī)模與農村經(jīng)濟增長顯著正相關（農村金融發(fā)展規(guī)模每變動1個百分點，第一產業(yè)增加值就同向變動5.709個百分點），而農村金融發(fā)展效率與農村經(jīng)濟增長顯著負相關（農村金融發(fā)展效率每變動1個百分點，第一產業(yè)增加值就反向變動5.883個百分點），也就是說農村金融發(fā)展效率對農村經(jīng)濟增長的作用為負。

為了深入分析農村金融發(fā)展對農村經(jīng)濟增長的作用機理，下面考察衡量農村金融發(fā)展的兩個指標變量與衡量農村經(jīng)濟增長模型中內生解釋變量之間的關系。綜合上述分析，農村金融發(fā)展對農村經(jīng)濟增長傳導機理模型的設定為公式（7）

（三）數(shù)據(jù)、變量及方法說明

1.數(shù)據(jù)與變量說明

根據(jù)需要和數(shù)據(jù)的可獲得性，同時為了保證數(shù)據(jù)口徑的一致性，本節(jié)選擇了1993-2008年的農村金融發(fā)展規(guī)模(FIR)、農村金融發(fā)展效率(FE)、農村實物資本投資(K)、農村人力資本投資(L)和農村技術進步(Tech)等5個指標的年度數(shù)據(jù)作為分析的樣本數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)均來自于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、歷年《中國經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》和《中國金融統(tǒng)計年鑒》。為了減少異方差性，另外還可以獲得常彈性模型，使數(shù)據(jù)更接近正態(tài)分布，縮小變量的取值范圍等，對5個變量數(shù)據(jù)分別進行自然對數(shù)的處理后表示為LnFIR、LnFE、LnK、LnL和LnTech。

2．實證方法的說明

下面運用回歸分析方法進行實證檢驗。根據(jù)式（7），本文構建一個由3個二元回歸方程構成的回歸方程組。方程組中有三個因變量：實物資本(K)、人力資本(L)、技術進步(Tech)；有兩個自變量：農村金融發(fā)展規(guī)模(FIR)和農村金融發(fā)展效率(FE)。分別對上述三個因變量進行二元回歸分析，可以反映出農村金融發(fā)展規(guī)模和農村金融發(fā)展效率對這三個內生經(jīng)濟影響因子的作用，從而揭示出農村金融發(fā)展對農村經(jīng)濟增長的作用機理。

本節(jié)主要采用樣本決定系數(shù)R2和修正R2對模型進行評價。R2表示總離差平方和中能夠由回歸方程解釋的部分所占的比例。這一比例越大，回歸方程可以解釋的部分越多，模型越精確，回歸的效果越顯著。R2是一個介于0和1之間的數(shù)，越接近1說明回歸擬合效果越好。一般地，如果R2的取值超過0.8，認為模型的擬合優(yōu)度比較高。但是，R2隨著回歸模型中自變量個數(shù)的增加而逐漸加大，這往往會讓使用者誤認為擬合效果越來越好。為克服受自變量個數(shù)的影響，引進調整的樣本決定系數(shù)修正R2。修正R2與參數(shù)個數(shù)呈反向變動關系，它不隨自變量的個數(shù)增加而增加，既兼顧了精確性又兼顧了簡潔性。它也是一個介于0和1之間的數(shù)，越接近1說明回歸擬合效果越好。此外，對每個系數(shù)的顯著性可根據(jù)t值（p值）的大小來進行評價，t值越大（p值越?。禂?shù)越顯著。

三、實證結果與分析

（一）農村金融發(fā)展對實物資本積累作用模型的實證結果

農村金融發(fā)展作用于農村經(jīng)濟增長的實物資本渠道進行回歸的計量模型如公式（8）（括號內為t值）

實證結果顯示，農村實物資本作為農村金融發(fā)展作用于農村經(jīng)濟增長的傳導路徑，與農村金融發(fā)展規(guī)模的相關性較高且二者之間呈正向變動關系（農村金融發(fā)展規(guī)模每變動1個百分點，農村實物資本會同向變動6.808個百分點）。與農村金融發(fā)展效率的系數(shù)也比較顯著但二者之間呈負相關關系（農村金融發(fā)展效率每變動1個百分點，農村實物資本會反向變動7.091個百分點）。R2和Adj R2都很高，非常接近于1，說明回歸的擬合效果較好，模型的擬合優(yōu)度比較高。DW值處于合理的水平1.403，表明序列之間無自相關現(xiàn)象。

從模型的回歸分析結果可以看出，模型的檢驗有效。根據(jù)統(tǒng)計量顯示，農村金融發(fā)展規(guī)模指標對農村實物資本存在顯著的正影響，并且具備較強的相關性。本文中，衡量農村金融發(fā)展效率的變量在農村實物資本的配置上發(fā)揮的作用為負。從微觀金融效率來講，說明儲蓄投資轉化率水平對農村實物資本的積累起不到積極的作用，這進一步說明農村信貸效率不高，農村貸款效果并不理想，不能很好地配合農村經(jīng)濟的增長?？梢姡r村金融發(fā)展對農村實物資本積累的影響主要是通過農村金融發(fā)展規(guī)模來發(fā)揮作用的。

（二）農村金融發(fā)展對人力資本積累作用模型的實證結果

農村金融發(fā)展作用于農村經(jīng)濟增長的人力資本渠道進行回歸的計量模型（括號內為t值）如公式（9）

實證結果顯示，農村人力資本作為農村金融發(fā)展作用于農村經(jīng)濟增長的傳導路徑，與農村金融發(fā)展規(guī)模和農村金融發(fā)展效率的相關性均較高，與農村金融發(fā)展規(guī)模呈正相關（農村金融發(fā)展規(guī)模每變動1個百分點，農村人力資本會同向變動7.5741個百分點），而與農村金融發(fā)展效率呈負相關（農村金融發(fā)展效率每變動1個百分點，農村人力資本會反向變動6.9296個百分點）?？疾鞌M合效果的R2和Adj R2值都比較高，接近于1，說明模型的擬合效果比較好。DW值處于合理的水平，表明沒有自相關問題。實證結果說明，農村金融發(fā)展對農村人力資本積累的影響也主要是通過農村金融發(fā)展規(guī)模來發(fā)揮作用的。

（三）農村金融發(fā)展對技術進步作用模型的實證結果

農村金融發(fā)展作用于農村經(jīng)濟增長的技術進步渠道進行回歸的計量模型（括號內為t值）如公式（10）

回歸結果顯示，DW值顯示模型存在自相關，為解決自相關問題，對原模型采用廣義差分法進行了處理，處理后計量模型如公式（11）（括號內為t值）

實證結果顯示,經(jīng)過廣義差分后，農村技術資本作為農村金融作用于農村經(jīng)濟增長的傳導路徑，與農村金融發(fā)展規(guī)模和農村金融發(fā)展效率的相關性均較高，但與農村金融發(fā)展規(guī)模呈正相關（農村金融發(fā)展規(guī)模每變動1個百分點，農村技術資本會同向變動7.816個百分點），與農村金融發(fā)展效率呈負相關（農村金融發(fā)展效率每變動1個百分點，農村技術資本會反向變動7.200個百分點）。R2和Adj R2比較高，顯示回歸的擬合效果較好。DW值處于合理的水平，表明不存在自相關。實證結果說明，農村金融發(fā)展在影響農村技術進步時，同樣主要是通過農村金融發(fā)展規(guī)模來發(fā)揮作用的。

四、結 論

第一，農村金融發(fā)展規(guī)模與本文設定的內生經(jīng)濟增長因素之間存在正向相關性，這說明農村金融發(fā)展通過規(guī)模促進農村經(jīng)濟增長的渠道是有效的?？梢姡赞r村存款和農村貸款之和為代表的農村廣義貨幣資源與農村 GDP比率的增加，是中國農村經(jīng)濟增長過程中出現(xiàn)的重要貨幣現(xiàn)象，也是推動中國農村經(jīng)濟增長的一個重要因素。一方面農村經(jīng)濟貨幣化程度的提高擴大了農村經(jīng)濟交易以貨幣作為媒介的交易范圍，節(jié)約了交易成本，提高了交易速度，同時還為農村資本的增長提供了基礎性條件；另一方面，農村經(jīng)濟增長也產生了大量的財富，用貨幣來衡量就是農村貨幣資源的增加，這符合經(jīng)濟增長的基本規(guī)律。

第二，農村金融發(fā)展效率與本文設定的內生經(jīng)濟增長因子之間存在負向相關性，這說明農村金融發(fā)展通過提高效率促進農村經(jīng)濟增長的渠道是無效的，也即農村金融發(fā)展效率不能促進農村經(jīng)濟增長。農村金融發(fā)展效率的指標是用農業(yè)貸款與農業(yè)增加值之比構建的，這說明農村貸款在當前對農村經(jīng)濟增長起著負向作用。由于本文中選取的數(shù)據(jù)是農村正規(guī)金融機構的貸款，農村正規(guī)金融貸款對農村經(jīng)濟增長起著負面作用從另一個側面說明農村經(jīng)濟增長對農村正規(guī)貸款起著反向制約作用，農村經(jīng)濟增長帶來的農村經(jīng)濟剩余有較大部分流向了非農領域，從而沒有促進農村正規(guī)金融效率的提高。

第三，中國農村金融目前還是處于簡單的量的帶動來發(fā)展的階段，我國農村金融發(fā)展效率還比較低下。在長遠看來，這種量的帶動是不能適應我國農村經(jīng)濟發(fā)展水平的要求的，農村金融發(fā)展應該逐步地過渡到依靠質的提高來促進農村經(jīng)濟增長的階段。

[1] Pagano M. Financial markets and growth: an overview [J]. European Economic Review, 1993, (2-3): 613-622.

[2] King Robert G., Greenwood J., Smith B. D. Financial markets in development, and the development of financial markets [J]. Journal of Economic dynamics and Control, 1997, 21:145-181.

[3] Levine R. Finance and growth：Shumpeter might be right [J].Quarterly Journal of Economics，1993，(3)：717-737.

[4] De Gregorio，Jose and Se-Jik Kim. Credit Markets with Differences in Abilities: Education， Distribution，and Growth. International Economic Review, 2000，41: 579-607.

[5] 熊 鵬，王 飛. 中國金融發(fā)展對經(jīng)濟增長內在傳導渠道研究-基于內生增長理論的實證比較[J]. 財經(jīng)研究，2007，(12): 68-76.

The Effect Mechanism of Rural Financial Development on Economic Growth——An Empirical Study Based on the Endogenous Growth Theory

CHEN Wen-jun

(College of Economics, Central South University of Forestry & Technology, Changsha410004, Hunan, China)

Based on endogenous growth theory, the main effect mechanism of rural financial development on rural economic growth is: through savings effect, investment effect and resource allocation effect, rural financial development can promote the accumulation of physical capital and human capital, and technological progress, which stimulate rural economic growth.The empirical study shows that the channel of scale expansion of rural financial development to promote economic growth is effective; the channel of efficiency improvement of rural financial development to promote economic growth is ineffective. In other words, the efficiency of the present rural financial development in China cannot contribute to the rural economic growth.

rural financial development; rural economic growth; scale of financial development; efficiency of financial development

F061.2

A

1673-9272(2012)02-0001-04

2012-02-10

陳文俊(1962-)，男，湖南常德人，中南林業(yè)科技大學經(jīng)濟學院教授，管理學博士，碩士生導師，研究方向：財務與金融。

[本文編校：易雪玲]