崔艷娟，唐林祿

(1.大連工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，遼寧 大連 116034;2.中國建設(shè)銀行大連分行，遼寧 大連 116000)

隨著遼寧經(jīng)濟的發(fā)展，農(nóng)村金融發(fā)展水平逐步提高，金融發(fā)展規(guī)模不斷擴大，農(nóng)村金融發(fā)展機構(gòu)存貸款余額呈現(xiàn)快速增長趨勢。截至2010年，遼寧省農(nóng)村金融機構(gòu)存款余額和貸款余額分別為1919.7億元和1320.6 億元，分別是1990年的14.3 倍和11.5 倍。為了滿足農(nóng)村金融的新需求以及緩解農(nóng)村信用社的壓力，逐步建立了村鎮(zhèn)銀行、貸款公司、農(nóng)村合作銀行、農(nóng)村商業(yè)銀行等新型農(nóng)村金融機構(gòu)，基本形成了以農(nóng)村信用社為主體，農(nóng)業(yè)銀行與農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行協(xié)同發(fā)展，以非正規(guī)金融為補充的農(nóng)村金融體系。農(nóng)村金融得到了明顯的發(fā)展，對農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展起到了積極的作用。本文借助單位根檢驗、協(xié)整檢驗和Granger 因果關(guān)系檢驗的計量方法，對二者關(guān)系進行實證分析，從而為相關(guān)政策的制定提供經(jīng)驗檢驗的參考與借鑒。

一、文獻綜述

在Goldsmith(1969)和Shaw(1973)等人開創(chuàng)金融發(fā)展理論后［1－2］，King 等(1993)、Rajan 等(1998)、Allen 等(2000)、Levine(2004)等進行了大量的理論與實證研究并基本認同金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的重要關(guān)系，但對于二者的因果關(guān)系卻存在著爭議［3－6］。一部分人認為金融發(fā)展促進了經(jīng)濟增長，如早期的Schumpeter(1911)和Hicks(1969)等從技術(shù)進步、工業(yè)發(fā)展等不同角度充分肯定了金融對經(jīng)濟發(fā)展的促進作用［7－8］。金融發(fā)展促進經(jīng)濟增長是金融發(fā)展理論的重要結(jié)論，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的重要推動作用得到了大量的理論與實證研究。但也有一部分研究指出，金融發(fā)展是經(jīng)濟增長的被動結(jié)果，Thangavelu 等(2004)認為經(jīng)濟增長創(chuàng)造了金融服務(wù)的需求，金融部門發(fā)展是實體經(jīng)濟增長的必然結(jié)果［9］。Patrick(1966)提出金融發(fā)展可以是被動的和相對滯后的，也可以是主動的和相對先行的，并將二者的因果關(guān)系總結(jié)為供給領(lǐng)先型和需求追隨型，即在經(jīng)濟增長的起步階段，金融引導(dǎo)經(jīng)濟增長，當(dāng)經(jīng)濟進入快速增長階段，經(jīng)濟增長會對金融服務(wù)產(chǎn)生需求［10］。

我國很多學(xué)者也對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長進行了研究，并形成了代表性的觀點。如談儒勇(1999)認為金融中介發(fā)展與經(jīng)濟增長正相關(guān)，但股票市場對經(jīng)濟增長作用有限，甚至不利［11］。韓廷春(2002)認為金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用極其有限［12］。史永東等(2003)實證研究的結(jié)論表明金融發(fā)展與經(jīng)濟增長存在高度相關(guān)性，并存在雙向因果關(guān)系，但也指出金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系的復(fù)雜性［13］。姚耀軍(2009)采用兩階段最小二乘法證明了正規(guī)與非正規(guī)金融發(fā)展對我國經(jīng)濟增長均具有顯著的促進作用［14］。陸靜(2012)的實證結(jié)果表明金融發(fā)展促進經(jīng)濟增長，但不是經(jīng)濟增長的主導(dǎo)因素［15］。農(nóng)村金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的作用是近年來的研究方向之一，但從結(jié)論上看也不完全一致。

盡管這些研究沒有達成完全一致的結(jié)論，但是無論經(jīng)濟學(xué)家還是政策制定者都傾向于金融發(fā)展對經(jīng)濟增長具有重要影響這一觀點，并認為金融發(fā)展是經(jīng)濟增長的一個重要決定因素。國內(nèi)外諸多學(xué)者對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系進行了大量的研究，但缺少地方農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長關(guān)系的直接研究，本文以遼寧省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長關(guān)系為研究對象，有利于豐富相應(yīng)的研究成果。

二、模型構(gòu)建與變量說明

以Y 表示農(nóng)村經(jīng)濟增長水平，F(xiàn) 表示農(nóng)村金融發(fā)展，X 表示其他控制變量構(gòu)建檢驗?zāi)Ｐ?1)。

對式(1)兩邊取對數(shù)，得到式(2)，從而消除時間序列數(shù)據(jù)異方差的影響。取對數(shù)并不改變變量之間的協(xié)整關(guān)系。

式中，e 為殘差項。

考慮到農(nóng)村數(shù)據(jù)的可獲得性，農(nóng)村經(jīng)濟增長水平(Y)以實際農(nóng)林牧漁生產(chǎn)總值進行衡量，即以剔除物價因素的農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值表示。對于農(nóng)村金融發(fā)展指標(biāo)，由于不能直接使用戈氏和麥?zhǔn)现笜?biāo)，這里選取金融相關(guān)率(FIR)，即農(nóng)村存貸款之和/農(nóng)村GDP 表示，其中農(nóng)村存款余額以農(nóng)業(yè)存款和農(nóng)戶儲蓄存款之和計算，農(nóng)村貸款余額以農(nóng)業(yè)貸款和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款之和計算。由于固定資產(chǎn)投資規(guī)模是農(nóng)村經(jīng)濟增長的重要影響因素，因此，控制變量以農(nóng)村固定資產(chǎn)投資額表示。

數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為1990—2010年，數(shù)據(jù)來源于1991—1994年《遼寧經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》和1995—2011年《遼寧統(tǒng)計年鑒》，并經(jīng)過整理計算得出。對樣本數(shù)據(jù)的分析，則采用經(jīng)濟計量的方法，借助Eviews軟件進行分析。首先對單位數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，并以EG 兩步法分析協(xié)整關(guān)系，進行單位根檢驗以確定數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。為避免時間序列的非平穩(wěn)性所導(dǎo)致的“偽回歸”，采用協(xié)整檢驗、Granger 檢驗和誤差修正模型檢驗遼寧省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。

三、檢驗結(jié)果

1.數(shù)據(jù)穩(wěn)定性的單位根檢驗

LNY、LNF 和LNX 具有同方向的共同變化趨勢，為避免時間序列的偽回歸，這里采用ADF 法對時間序列的平穩(wěn)性進行檢驗。檢驗結(jié)果如表1所示。LNY、LNF 和LNX 的水平序列ADF 檢驗值均大于5%顯著水平下的臨界值，接受存在單位根的原假設(shè)，都是非平穩(wěn)的時間序列;LNY、LNF 的一階差分序列ADF 檢驗值均大于5%顯著水平下的臨界值，接受存在單位根的原假設(shè)，都是非平穩(wěn)的時間序列，但LNX 的一階差分序列ADF 檢驗值均小于5%顯著水平下的臨界值，拒絕存在單位根的原假設(shè)，是平穩(wěn)的時間序列;LNY、LNF 和LNX 的二階差分序列，ADF 檢驗值均小于5%顯著水平下的臨界值，拒絕存在單位根的原假設(shè)，都是平穩(wěn)的時間序列。LNY、LNF 和LNX 為二階差分平穩(wěn)的時間序列，滿足協(xié)整檢驗前提條件，能夠進行協(xié)整檢驗。

表1 ADF 單位根檢驗結(jié)果

2.協(xié)整關(guān)系檢驗

為檢驗變量LNY、LNX1和LNX2是否存在協(xié)整關(guān)系，采用EG 法檢驗。借助Eviews 6.0 對式(2)的估計得到如下方程:

從回歸結(jié)果看，Adjusted-R2=0.9281，表明方程擬合較好;方程通過F 檢驗，說明相關(guān)系數(shù)是顯著的，農(nóng)村金融發(fā)展和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對農(nóng)村經(jīng)濟增長具有正的積極效應(yīng)，農(nóng)村金融發(fā)展每變動1個單位，將帶動遼寧省農(nóng)村經(jīng)濟增長0.5044個單位，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的促進作用是0.3142個單位。但是由于檢驗參數(shù)D.W.=0.8321，因此需進一步對殘差進行單位根檢驗，從而明確二者存在的協(xié)整關(guān)系，而非偽回歸現(xiàn)象。殘差檢驗結(jié)果表明:在5%顯著水平下，殘差序列的單位根檢驗的值為－2.100 207，小 于5% 顯 著 水 平 下 的 臨 界 值－1.959 07，拒絕殘差序列存在單位根的原假設(shè)，殘差序列是平穩(wěn)的。因此，遼寧省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長之間存在長期的均衡關(guān)系。

3.Granger 因果關(guān)系檢驗

協(xié)整關(guān)系檢驗僅說明了遼寧省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長存在長期均衡關(guān)系，而對于二者之間的因果關(guān)系須進一步以Granger 因果檢驗判斷。檢驗結(jié)果如表2所示。檢驗結(jié)果表明，在5%顯著水平下，存在遼寧省農(nóng)村全社會固定資產(chǎn)投資是農(nóng)村經(jīng)濟增長的單向Granger 原因，遼寧省農(nóng)村經(jīng)濟增長是農(nóng)村金融發(fā)展的單向Granger 原因。

表2 Granger 因果關(guān)系檢驗結(jié)果

4.短期誤差修正

協(xié)整檢驗和Granger 因果關(guān)系檢驗表明，遼寧省農(nóng)村全社會固定資產(chǎn)投資及農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長之間存在長期協(xié)整關(guān)系，且存在從農(nóng)村全社會固定資產(chǎn)投資到農(nóng)村經(jīng)濟增長的單方向關(guān)系以及從農(nóng)村經(jīng)濟增長到農(nóng)村金融發(fā)展的單方向關(guān)系。但即便存在這一關(guān)系，仍會存在短期失衡，因此，這里建立短期誤差修正模型進行估計，估計結(jié)果如表3所示。檢驗結(jié)果顯示，R2=0.287 142 ＞0，說明誤差修正模型中的被解釋變量是受到限制的，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的短期偏離可以得到修正，不會出現(xiàn)長期的偏離。誤差修正模型正項ECM 的系數(shù)為－0.050 913，具有正確的符號，符合反向修正機制，同時P 值為0.0002，統(tǒng)計上高度顯著，說明當(dāng)受到短期影響后，其向長期均衡收斂速度是5.09%，也就是短期對長期均衡的偏離在下一期可以得到5.09%的修正。

表3 誤差修正模型回歸結(jié)果

四、結(jié)論與政策建議

遼寧省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長具有長期協(xié)整關(guān)系，農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟增長的促進效應(yīng)為0.3142，說明遼寧省農(nóng)村金融發(fā)展每增加1個單位，遼寧省農(nóng)村經(jīng)濟增長就會增加0.3142個單位。同時，存在遼寧省農(nóng)村經(jīng)濟增長和農(nóng)村金融發(fā)展的單向因果關(guān)系。這表明，遼寧省農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展對農(nóng)村金融發(fā)展具有推動作用，但是農(nóng)村金融發(fā)展對促進農(nóng)村經(jīng)濟增長的作用不明顯。當(dāng)受到短期沖擊時，短期均衡向長期均衡的調(diào)整速度為5.09%。

在政策制定方面，建議完善農(nóng)村金融體系，以農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展和農(nóng)村經(jīng)濟戰(zhàn)略性調(diào)整為目標(biāo)，適當(dāng)強化金融機構(gòu)支農(nóng)職能，發(fā)揮農(nóng)業(yè)銀行、農(nóng)村信用社等傳統(tǒng)農(nóng)村金融機構(gòu)的作用，積極進行農(nóng)村金融機構(gòu)創(chuàng)新，推動村鎮(zhèn)銀行等微型金融的發(fā)展，規(guī)范引導(dǎo)民間金融行為，建立多元化多層次的農(nóng)村金融機構(gòu)體系，豐富農(nóng)村金融產(chǎn)品，滿足農(nóng)村金融的多層次需求。努力營造健康的農(nóng)村金融發(fā)展環(huán)境，完善農(nóng)村金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，建立農(nóng)村信用等級評價機制，宣傳相關(guān)的金融法律法規(guī)等，從而，促進農(nóng)村金融發(fā)展，發(fā)揮其促進遼寧農(nóng)村經(jīng)濟增長的作用。

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