徐贇

摘 要：本文以重慶市農(nóng)村地區(qū)為例，使用協(xié)整檢驗、因果檢驗等對金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行分析，結(jié)果表明金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長存在互動效應(yīng)。在此基礎(chǔ)上，提出了推動重慶市農(nóng)村金融發(fā)展的建議，旨在實現(xiàn)重慶市農(nóng)村經(jīng)濟(jì)更好更快增長。

關(guān)鍵詞：重慶市;農(nóng)村地區(qū);金融發(fā)展;經(jīng)濟(jì)增長

中圖分類號：[S-9]

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

引言

對于農(nóng)村金融發(fā)展來說，其與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長之間存在緊密聯(lián)系，促進(jìn)農(nóng)村金融的更好發(fā)展;同時，農(nóng)村金融體系的進(jìn)一步完善為資源分配的合理性保障提供支持?；诖耍骄績烧叩幕有?yīng)，并重點發(fā)展農(nóng)村金融十分必要。

1 重慶市農(nóng)村地區(qū)金融發(fā)展水平的測度

1.1 指標(biāo)選取

農(nóng)村地區(qū)金融資源配置市場化程度不斷升高，代表著農(nóng)村地區(qū)金融資源的配置效率更好，更大程度地推動了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長[1]。因此，分析農(nóng)村地區(qū)金融資源的配置功能極為必要，為了實現(xiàn)這一目標(biāo)，本文選擇了Private、Privy這些指標(biāo)，以重慶市農(nóng)村地區(qū)為例，衡量相應(yīng)地區(qū)的金融發(fā)展水平。其中，Private為非金融部分私人信貸總額與總信貸的比值;Privy為非金融部分私人信貸總額與GDP的比值，總體對地區(qū)金融的市場化程度進(jìn)行了衡量。

1.2 水平測量

本文主要應(yīng)用Private以及Privy指標(biāo)，其數(shù)值越高，證明重慶市農(nóng)村金融資源配置率越高。同時，使用農(nóng)林牧漁業(yè)的總產(chǎn)值完成重慶市農(nóng)村地區(qū)總產(chǎn)值的估算;私人信貸為企業(yè)貸款、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款、個人貸款的總和。計算結(jié)果顯示，近3a重慶市農(nóng)村地區(qū)Private指標(biāo)分別為0.0390、0.0393、0.0406;Privy指標(biāo)分別為0.2837、0.2740、0.2804。能夠看出，重慶市農(nóng)村地區(qū)資源配置效率呈現(xiàn)出逐年增高的趨勢。

2 重慶市農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的實證分析

2.1 樣本與數(shù)據(jù)

本研究使用人均農(nóng)林牧漁業(yè)的總產(chǎn)值對數(shù)代表重慶市農(nóng)村地區(qū)總產(chǎn)值，以此降低波動性對分析結(jié)果準(zhǔn)確性的影響;對相關(guān)變量進(jìn)行取自然對數(shù)的處理，以降低變異方差性對分析結(jié)果準(zhǔn)確性的影響;使用Private以及Privy指標(biāo)的自然對數(shù)值作為分析變量;樣本數(shù)據(jù)為近10a重慶市農(nóng)村相關(guān)數(shù)據(jù)。

2.2 單位根檢驗

應(yīng)用ADF單位根檢驗方法，對相應(yīng)時間序列指標(biāo)的穩(wěn)定性程度落實判斷。在本研究中，主要對人均農(nóng)林牧漁業(yè)的總產(chǎn)值對數(shù)（Lgdpt）、Private對數(shù)（Lprivatet）以及Privy（Lprivyt）對數(shù)的平穩(wěn)性展開驗證，結(jié)果如下。

Lgdpt的ADF值為0.7487，在1%的顯著水平下臨界值達(dá)到-4.2001，在5%的顯著水平下臨界值達(dá)到-3.1754，在10%的顯著水平下臨界值達(dá)到-2.7290，因此可判定該時間序列指標(biāo)的檢驗結(jié)果為不平穩(wěn);Lprivatet的ADF值為0.0203，在1%的顯著水平下臨界值達(dá)到-2.7922，在5%的顯著水平下臨界值達(dá)到-1.9777，在10%的顯著水平下臨界值達(dá)到-1.6021，因此可判定該時間序列指標(biāo)的檢驗結(jié)果為不平穩(wěn);Lprivyt的ADF值為-1.1183，在1%的顯著水平下臨界值達(dá)到-2.7922，在5%的顯著水平下臨界值達(dá)到-1.9777，在10%的顯著水平下臨界值達(dá)到-1.6021，因此可判定該時間序列指標(biāo)的檢驗結(jié)果為不平穩(wěn)。

總體來說，選取的3個指標(biāo)均為不穩(wěn)定的時間序列;對其二階差分后的各個數(shù)據(jù)進(jìn)行對比，發(fā)現(xiàn)在1%水平下顯著穩(wěn)定，表明為二階單整序列。

2.3 協(xié)整檢驗

經(jīng)單位根檢驗發(fā)現(xiàn)，本研究中使用的時間序列并不穩(wěn)定，因此選用協(xié)整檢驗的方法完成變量間長期穩(wěn)定比例關(guān)系的分析。對3變量指標(biāo)的滯后階數(shù)進(jìn)行檢驗，得出1/2以上的準(zhǔn)則選擇的最優(yōu)最后階數(shù)為三階。完成VRA模型的構(gòu)建后，得到協(xié)整檢驗結(jié)果如下：假設(shè)Lgdpt與Lprivatet的協(xié)整向量個數(shù)為0時，特征值為0.9976，跡統(tǒng)計量為58.5521，在5%的顯著水平下臨界值達(dá)到15.4947;假設(shè)Lgdpt與Lprivatet的協(xié)整向量個數(shù)最多為1時，特征值為0.3653，跡統(tǒng)計量為4.0913，在5%的顯著水平下臨界值達(dá)到3.8415，P值達(dá)到0.0431。假設(shè)Lgdpt與Lprivyt的協(xié)整向量個數(shù)為0時，特征值為0.7803，跡統(tǒng)計量為15.6314，在5%的顯著水平下臨界值達(dá)到15.4947，P值達(dá)到0.0477;假設(shè)Lgdpt與Lprivatet的協(xié)整向量個數(shù)最多為1時，特征值為0.0465，跡統(tǒng)計量為0.4756，在5%的顯著水平下臨界值達(dá)到3.8415，P值達(dá)到0.4904。

2.4 因果檢驗

為了驗證重慶市農(nóng)村金融發(fā)展中的Privy指標(biāo)與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長之間存在的關(guān)系，本研究對兩者展開了因果驗證，所選用的檢驗方法為Granger因果檢驗，得到的結(jié)果如下：假設(shè)Lgdpt不是Lprivyt的Granger原因時，樣本區(qū)間為10，滯后期為2，F(xiàn)值為7.9082，P值為0.02828;假設(shè)Lprivyt不是Lgdpt的Granger原因時，樣本區(qū)間為10，滯后期為2，F(xiàn)值為1.25728，P值為0.36113。

總體來說，Lprivyt是Lgdpt的Granger原因，即金融發(fā)展水平與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長之間存在關(guān)系，在重慶市農(nóng)村經(jīng)濟(jì)每增長的條件下，農(nóng)村金融發(fā)展均做出貢獻(xiàn)。

2.5 結(jié)果分析

經(jīng)過上述的實證分析能夠得出，在重慶市農(nóng)村地區(qū)，金融發(fā)展水平與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期的、穩(wěn)定性高的關(guān)系（主要為金融發(fā)展中的Lprivyt指標(biāo)）。換言之，在重慶市，農(nóng)村地區(qū)的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在互動效應(yīng)，且金融發(fā)展能夠在經(jīng)濟(jì)增長中起到推動性作用。同時，結(jié)合Lprivyt指標(biāo)的相關(guān)數(shù)據(jù)及分析能夠發(fā)現(xiàn)，重慶市農(nóng)村地區(qū)的金融資源配置市場化程度依舊有待提升，金融資源配置效率仍具有較大的發(fā)展空間，在促進(jìn)重慶市農(nóng)村地區(qū)金融發(fā)展以及農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的工作中，可以從這一方面（即推動金融資源配置市場化）入手完成。

3 推動重慶市農(nóng)村金融發(fā)展的建議研究

3.1 完善頂層設(shè)計

現(xiàn)階段，農(nóng)村地區(qū)仍存在融資難的問題，大量的金融需求無法迅速、有效獲取金融機(jī)構(gòu)的幫助與支持，阻礙著農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長。針對這一情況，應(yīng)當(dāng)由當(dāng)?shù)卣块T主導(dǎo)，在保證政策性金融到位的前提下，積極拓展農(nóng)村地區(qū)的融資渠道，鼓勵多種金融機(jī)構(gòu)參與農(nóng)村融資活動。同時，應(yīng)當(dāng)對扶貧性金融制度與互助性金融制度進(jìn)行重點優(yōu)化落實，構(gòu)建更為多元的農(nóng)村金融制度，達(dá)到推動農(nóng)村經(jīng)濟(jì)更好、更快增長的效果[1]。

3.2 優(yōu)化農(nóng)村金融體系

為了進(jìn)一步加深金融資源配置市場化程度，需要持續(xù)進(jìn)行農(nóng)村金融體系的優(yōu)化調(diào)整。在此過程中，應(yīng)當(dāng)積極推行短期融資券，強(qiáng)化票據(jù)在農(nóng)村實體經(jīng)濟(jì)增長中的作用。同時，需要配套建設(shè)農(nóng)村票據(jù)專營機(jī)構(gòu)以及登記查詢系統(tǒng)，以此提升農(nóng)村票據(jù)交易的專業(yè)化程度及實際效率，并達(dá)到降低欺詐、不良操作等風(fēng)險概率的效果[3]。另外，可以結(jié)合置換、并購等資本運作形式，促使農(nóng)村地區(qū)資源進(jìn)行重新配置，完成對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，推動農(nóng)村地區(qū)金融更好發(fā)展，實現(xiàn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長。

3.3 調(diào)整農(nóng)村金融生態(tài)環(huán)境

強(qiáng)化農(nóng)村投資機(jī)制的改革，實現(xiàn)投資項目公示，或形成代建制試點，吸引更多企業(yè)進(jìn)入農(nóng)村地區(qū)投資。同時，要加大對農(nóng)村地區(qū)的社會信用文化建設(shè)，鼓勵建成多種信用中介機(jī)構(gòu);對農(nóng)村企業(yè)展開信用評級，促使企業(yè)形成信用意識的同時提升社會資本（或是金融機(jī)構(gòu)）的投資信心。另外，還需要構(gòu)建、落實完善的企業(yè)信用獎懲機(jī)制，推動農(nóng)村地區(qū)信用文化的快速形成，達(dá)到優(yōu)化農(nóng)村金融生態(tài)環(huán)境的效果，為農(nóng)村地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長提供更好條件。

4 總結(jié)

綜上所述，農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長之間存在緊密聯(lián)系，探究兩者的互動效應(yīng)，并重點發(fā)展農(nóng)村金融十分必要。以重慶市為例，分析農(nóng)村地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，結(jié)果表明，兩者存在關(guān)聯(lián)性，且金融發(fā)展推動經(jīng)濟(jì)增長;重慶市農(nóng)村地區(qū)的金融資源配置市場化程度依舊有待提升，需要進(jìn)一步完善頂層設(shè)計、優(yōu)化農(nóng)村金融體系、調(diào)整農(nóng)村金融生態(tài)環(huán)境，推動農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的更好更快增長。

參考文獻(xiàn)

[1]戚德才.淺析農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)村金融發(fā)展的相互關(guān)系[J].農(nóng)村經(jīng)濟(jì)與科技，2020，31（02）：236-237.

[2]李卉，李之鳳.甘肅省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的相關(guān)性分析[J].生產(chǎn)力研究，2019（11）：38-42.

[3]楊婷.農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的實證分析——基于VAR模型[J].濰坊學(xué)院學(xué)報，2019，19（05）：24-27，33.

（責(zé)任編輯 常陽陽）