【摘要】農村金融發(fā)展與農村經濟增長之間的關系問題一直都是金融學領域的熱點問題，但關于農村金融發(fā)展與農村經濟增長的相關性研究，目前還不多見。由于我國城鄉(xiāng)之間在經濟和金融上都存在二元結構，所以深入開展農村金融發(fā)展與經濟增長關系的理論和實證研究意義重大。文章首先將國內外學者對于金融發(fā)展和經濟增長關系的理論研究成果進行整理、分類、總結；其次，對浙江農村金融發(fā)展現狀與歷程進行闡述分析；最后，在理論研究的基礎上，進行實證研究，分析實證結果，得出結論：浙江省農村金融發(fā)展對農村經濟增長有促進作用，而農村經濟增長對農村金融發(fā)展卻沒有影響。

【關鍵詞】農村金融 農村經濟 Granger因果檢驗

引言

改革開放以來，我國農村經濟發(fā)展水平有了很大提高，農民的生活水平也逐漸受到社會各界的廣泛關注。2004年～2013年，中共中央先后共發(fā)布了10個以農業(yè)、農村和農民為主題的中央一號文件，對農村改革和農業(yè)發(fā)展做出具體部署。在新農村發(fā)展戰(zhàn)略的背景下，如何通過農村金融發(fā)展實現“工業(yè)反哺農業(yè)，城市支持農村”，推動城鄉(xiāng)一體化發(fā)展，成為新農村建設的重點。浙江作為一個典型的傳統(tǒng)農業(yè)省，其經濟的發(fā)展離不開農村經濟的發(fā)展，深入研究農村金融發(fā)展與經濟增長關系問題，構建一個良好的農村金融體系，對于農村經濟的發(fā)展、農業(yè)產業(yè)結構的調整都將起重要的支持作用。

文章首先整理和總結了國內外學者關于金融發(fā)展與經濟增長關系研究的大量理論成果，其次，通過分析浙江農村金融發(fā)展的現狀與歷程，以及在此基礎上的實證分析來研究浙江農村金融發(fā)展與農村經濟增長的關系，最后分析實證結果，同時為政府提出相關建議，也為今后研究者的研究提供借鑒。

一、農村金融發(fā)展與農村經濟增長的理論研究綜述

（一）金融發(fā)展促進經濟增長

Makinnon（1973）、Shaw（1973）針對發(fā)展中國家金融發(fā)展問題展開了研究，他們認為發(fā)展中國家要實現金融發(fā)展促進經濟增長，必須實現金融自由化。

姚耀軍（2004）選取了1978～2002年金融發(fā)展與經濟增長的數據，運用計量分析方法得出我國農村金融發(fā)展是經濟增長的Granger原因，反之不然。

（二）經濟增長促進金融發(fā)展

著名經濟學家Robinson（1952）發(fā)現企業(yè)發(fā)展與金融發(fā)展密切相關，經濟的發(fā)展將帶動金融的發(fā)展，“企業(yè)先行，金融緊隨”。

劉潔（2008）經過研究認為農村金融發(fā)展與經濟增長之間存在經濟增長是金融發(fā)展的Granger原因的單向因果關系。

（三）金融發(fā)展和經濟增長沒有因果關系

韓廷春（2001）認為，技術進步與制度創(chuàng)新是經濟增長最為關鍵的因素，而金融發(fā)展對經濟增長的作用極為有限。

謝瓊，方愛國等（2009）通過多元回歸、協(xié)整分析、典型相關分析等一系列方法研究了二者之間的關系，發(fā)現農村金融并沒有促進農村經濟增長。

（四）金融發(fā)展和經濟增長之間是雙向因果關系

Luintel和Khan（1999） 通過時間序列分析方法研究了金融發(fā)展和經濟增長的長期因果關系，發(fā)現金融發(fā)展與經濟增長存在著雙向的因果關系。

王志強和孫剛（2003）采用向量誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗方法得出：90年代以來，中國金融發(fā)展與經濟增長之間存在顯著的雙向因果關系。

（五）金融發(fā)展與經濟增長的關系，可能存在多種形式

李廣眾（2002）等運用多種經濟計量學方法，多角度對中國金融發(fā)展與經濟增長關系進行了研究，基本結論是金融中介發(fā)展規(guī)模與經濟增長不存在因果關系，金融中介效率與經濟增長存在雙向因果關系。

曹鳳歧（2003）等人根據柯布—道格拉斯函數進行實證分析，發(fā)現中長期信貸對經濟增長有顯著促進作用，而債券融資和股票市場發(fā)展對經濟增長作用不大。

綜上所述，農村金融發(fā)展與農村經濟增長之間的關系并沒有得出一致的結論。究其原因，主要是由于中國農村區(qū)域之間發(fā)展不平衡，農村金融發(fā)展指標選取不同以及數據來源不同等等原因。

二、浙江農村金融發(fā)展基本歷程與現狀

農村金融改革以來，浙江農村地區(qū)基本上形成了以農發(fā)行為主的政策性金融機構、農行為主的商業(yè)金融機構、信用社為主的合作金融機構的傳統(tǒng)農村金融體系；另外，新型農村金融機構的建立與建設，也成為我國農村金融改革的重要環(huán)節(jié)，浙江省新型農村金融機構的發(fā)展在一定程度上緩解了農村金融供給不足的問題，有力地支持了浙江農村經濟建設。

（一）浙江省傳統(tǒng)農村金融機構發(fā)展歷程與現狀

中國農業(yè)發(fā)展銀行浙江省分行積極實施“兩輪驅動、重點突出”的發(fā)展戰(zhàn)略，大力支持糧棉油全產業(yè)鏈和涉農實體經濟發(fā)展，支持農業(yè)農村基礎設施建設。截止到2014年1月，貸款余額達到814億元，全部投向“三農”領域，其中支持涉農中小企業(yè)貸款占85%。

相比農發(fā)行在農業(yè)經濟發(fā)展中的作用，中國農業(yè)銀行就顯得更舉足輕重了。截止至2014年2月，浙江分行涉農貸款達3474.93億，占全行貸款總量的47.26%。

另外，浙江省農村信用社經過60年的發(fā)展，規(guī)模實力不斷壯大。截止至2013年年末，全省81家縣行社全部實現盈利，全省共有55家行社人民幣存款規(guī)模在當地排名第一，浙江農信共發(fā)放農戶貸款余額2255.11億元，小企業(yè)貸款余額2946.86億元，支農支小貸款存量、歷年增量、服務覆蓋面均居全省銀行業(yè)第一。

（二）浙江省新型農村金融機構發(fā)展歷程與現狀

隨著我國市場經濟的深入發(fā)展，黨中央提出了“新農村建設”以此促進農村經濟的進一步發(fā)展，這為新型農村金融機構的發(fā)展創(chuàng)造了有利的條件；另外，傳統(tǒng)金融機構已經不能完全滿足新農村建設的資金需求。因此，新型農村金融機構的建立與發(fā)展就變得刻不容緩。

1.浙江省小額貸款公司發(fā)展歷程與現狀。2008年7月，浙江省頒布了中國首部《小額貸款公司試點登記管理暫行辦法》，受到浙江民間資本的熱烈追捧。根據央行的統(tǒng)計數據，截至2012年底，浙江省共有250家小額貸款公司，貸款余額為731.6億元，占全國小額貸款公司貸款余額的12%。

2.浙江省村鎮(zhèn)銀行發(fā)展歷程與現狀。隨著新農村建設不斷推進，資金瓶頸的制約也越來越明顯，村鎮(zhèn)銀行順勢而生。2008年4月30日，浙江省首家村鎮(zhèn)銀行長興聯合村鎮(zhèn)銀行成立以來，村鎮(zhèn)銀行的規(guī)模不斷擴大。村鎮(zhèn)銀行豐富了浙江農村金融供給，為農村經濟提供了資金支持，基本實現了服務農村和農業(yè)發(fā)展的目的。村鎮(zhèn)銀行是縣域商業(yè)銀行，其出現發(fā)揮了“鯰魚效應”，加劇了縣域農村金融的市場競爭，增強了市場活力。

3.浙江省農村資金互助社發(fā)展歷程與現狀。2009年10月28日，浙江省工商局和浙江省銀監(jiān)局聯合制定的《浙江省農村資金互助社登記辦法》正式頒布執(zhí)行。這一新生的農村互助型的貸款力量是浙江農村金融改革又一次新突破。2009年至今，我省已成立27家農村資金互助社。

三、浙江農村金融發(fā)展和經濟增長關系的實證研究

（一）研究理論框架與假說

近年來，越來越多的學者對中國農村金融發(fā)展與農村經濟增長的關系進行獨立考察。姚耀軍（2004）認為我國農村金融發(fā)展與經濟增長存在長期均衡關系，農村金融發(fā)展是經濟增長的Granger原因，反之不然；劉潔（2008）經過研究認為反映金融發(fā)展的各個相關變量與經濟增長之間存在協(xié)整關系，農村金融發(fā)展與經濟增長之間存在經濟增長是金融發(fā)展的Granger原因的單向因果關系；邱杰、楊林（2009）通過1978～2007年的數據分析得出農村金融發(fā)展與經濟增長之間存在長期均衡關系，并進而得出當前中國農村金融發(fā)展與經濟增長是“供給領先關系”。綜合上述研究成果，我們可以發(fā)現學者對這個問題的研究結果并不一致。究其原因，主要是由于中國農村區(qū)域之間發(fā)展不平衡，農村金融發(fā)展指標選取不同以及數據來源不同等等原因。文章在借鑒了前人的研究基礎上，針對浙江農村金融發(fā)展與經濟增長的相關關系進行實證分析，另外，本文也設置了金融發(fā)展規(guī)模指標和金融中介效率指標，使分析結果更加合理。

（二）實證檢驗

文章選取浙江省農村1995-2013年共計19年的年度數據，數據來源于國泰安數據庫、國務院發(fā)展研究中心數據庫以及《浙江統(tǒng)計年鑒》。另外，文章采用農村人均GDP增長率作為衡量農村經濟增長的指標，選擇農村金融發(fā)展規(guī)模（FD）和農村金融中介效率（FE）兩個指標來衡量農村金融發(fā)展程度。

1.變量穩(wěn)定性檢驗。鑒于文章涉及的是時間數據序列，因此首先對變量進行單位根檢驗。本文采用使用更加廣泛的ADF檢驗來判斷變量的平穩(wěn)性。檢驗結果如表3-1所示：

表3-1 變量的單位根檢驗數據

檢驗結果表明，所有變量在5%的顯著性水平下都存在單位根，對其進行一階差分后，各個變量都平穩(wěn)，即均為I（1）序列。

2.Johansen協(xié)整檢驗。（1）VAR模型確定。首先，對VAR模型的最優(yōu)滯后期進行確定。借鑒前人類似分析的經驗，首先確定VAR模型的最大滯后階數為3，其次依據AIC和SC同時達到最小時為準，來確定最優(yōu)滯后期階數。結果如表3-2所示：

表3-2 不同滯后期下AIC和SC值

由表3-2，根據AIC和SC信息準則，我們應該選取最優(yōu)滯后項數為3。

其次，對VAR模型的穩(wěn)定性進行檢驗。檢驗結果如圖3-1所示，所有特征值都落在單位圓以內，模型穩(wěn)定性得到檢驗。

圖3-1 VAR模型的穩(wěn)定性檢驗圖

（2）長期均衡關系檢驗。文章涉及3個變量的協(xié)整檢驗，所以采用Johanson協(xié)整檢驗方法。Johansen協(xié)整檢驗是對無約束VAR模型施加協(xié)整約束后得到的VAR模型，該模型的滯后期是無約束VAR模型一階差分變量的滯后期。因此，Johansen協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后期比相應的VAR模型最優(yōu)滯后期少1一期。由于VAR模型最優(yōu)滯后期為3，所以Johansen協(xié)整檢驗的滯后期確定為2。

表3-3 Johansen協(xié)整檢驗結果

從表3-3中可以看出，三個變量間在5%的顯著水平下存在一個協(xié)整關系。標準化后的協(xié)整系數為：β=（1.0000.0.0045， 1.6755），協(xié)整方程為：

RGDP=1.6755FE+0.0045FD （3-1）

3.Garanger因果檢驗。在協(xié)整檢驗的基礎上，我們再對各變量進行因果檢驗，以進一步判斷它們之間的關系。根據SIC與SC準則，回歸模型的最優(yōu)滯后階數確定為3。

表3-4 Granger因果檢驗結果①

從表3-4中可以看出，農村金融中介效率、農村金融發(fā)展規(guī)模都是農村經濟增長的Granger原因，而農村經濟增長則不是農村金融中介效率、農村金融發(fā)展規(guī)模的Granger原因，即農村金融發(fā)展是農村經濟增長的Granger原因，反之不然。

四、結論與啟示

農村金融發(fā)展規(guī)模的擴張促進了農村經濟增長，農村金融中介效率的提升也有助于農村經濟增長，但是農村金融規(guī)模對農村經濟增長的影響不如農村金融效率，另外，農村經濟增長對農村金融發(fā)展沒有影響?；谝陨辖Y論，本文為浙江省農村金融改革提以下幾點建議：首先，繼續(xù)加大農村金融改革，擴大農村金融供給；其次，通過多種手段減弱信息不對稱，提升農村金融中介效率；最后，必須建立有效的管理部門、健全的風險控制機2制和績效考核機制，對農村金融市場中存在的一些非法行為予以打擊，確保農村金融市場的穩(wěn)定。

注釋

①在5%的顯著性水平下拒絕原假設。

{2}以上檢驗含常數項、不含趨勢項。

{3}在5%的顯著性水平下拒絕原假設。

參考文獻

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作者簡介：賈躍輝（1989-），男，浙江金華，碩士，商業(yè)銀行經營管理。