李峰

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農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長的相關(guān)性研究
——基于河南的實證分析

李峰

摘要：本文根據(jù)河南2000-2010年的數(shù)據(jù)，運用相關(guān)與回歸實證研究，并采用Pearson相關(guān)系數(shù)和Anova離散分析來揭示河南農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)濟之間的動態(tài)關(guān)系。結(jié)果表明河南省農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)濟增長存在長期的均衡關(guān)系，農(nóng)村金融深化的數(shù)量指標(biāo)金融相關(guān)率（FIR）和儲蓄率對農(nóng)村經(jīng)濟增長的影響不顯著。投資轉(zhuǎn)化率和資本邊際產(chǎn)出率對農(nóng)村經(jīng)濟的影響顯著，可以用回歸模型擬合。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村金融；農(nóng)村經(jīng)濟增長；Pearson相關(guān)系數(shù)；Anova離散分析；回歸分析

農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長之間是相互關(guān)聯(lián)、相互影響的。鑒于各地區(qū)農(nóng)村金融和農(nóng)村經(jīng)濟增長關(guān)系研究結(jié)論的差異，有必要深入到省市層面進一步研究兩者之間的關(guān)系，本文采用時間序列模型通過對河南省數(shù)據(jù)的實證研究來揭示河南省農(nóng)村金融和農(nóng)村經(jīng)濟增長的關(guān)系，從而明確農(nóng)村金融發(fā)展在促進農(nóng)村經(jīng)濟中的地位和作用。

一、變量選取及數(shù)據(jù)說明

為了解釋農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟增長的作用，本文選取農(nóng)村經(jīng)濟增長作為因變量，將金融發(fā)展相關(guān)率作為解釋變量。采用投資轉(zhuǎn)化率、資本邊際產(chǎn)出率、儲蓄率來檢驗金融發(fā)展指標(biāo)是否與經(jīng)濟增長指標(biāo)存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。具體變量計算如下：

1.經(jīng)濟增長率（g），經(jīng)濟增長率按照金融學(xué)通常的做法采用第一產(chǎn)業(yè)GDP增長率來表示，一般以上年為基期。

2.金融相關(guān)率（FIR），人們常用金融相關(guān)率（FIR）去說明經(jīng)濟貨幣化的程度，而且將FIR的計算公式表述為M2/GDP。其中M2是指廣義的貨幣，GDP是國內(nèi)生產(chǎn)總值。本文借鑒以前的研究成果，用存款余額和貸款余額代替M2。因此FIR=（存款余額+貸款余額）/GDP。本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：在其他變量不變的情況下，農(nóng)村經(jīng)濟增長率與金融相關(guān)率存在正向關(guān)系。

3.投資轉(zhuǎn)化率（RTH），農(nóng)村投資轉(zhuǎn)化率反映農(nóng)村儲蓄轉(zhuǎn)化為投資的效率，代表農(nóng)村金融的整體水平和效率，本文用農(nóng)村固定資產(chǎn)投資來代替農(nóng)村投資，因此RTH=農(nóng)村固定資產(chǎn)投資總額/農(nóng)村金融機構(gòu)各項存款余額。鑒于國內(nèi)外的研究成果和本地區(qū)的實際情況，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：在其他變量不變的情況下，農(nóng)村經(jīng)濟增長率與投資轉(zhuǎn)化率存在正向關(guān)系。

4.資本邊際產(chǎn)出率（RA）。大家普遍認為投資的增加直接或間接引起了國民收入的成倍增加，RA=各地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值增量*100/各地區(qū)社會固定資產(chǎn)總投資。資本邊際產(chǎn)出率代表了金融的發(fā)展效率。本文用第一產(chǎn)業(yè)GDP的增量與該地區(qū)農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的比率作為該地區(qū)資本邊際產(chǎn)出率。本文提出第三個假設(shè)：

假設(shè)3：在其他變量不變的情況下，農(nóng)村經(jīng)濟增長率與資本邊際產(chǎn)出率存在正向關(guān)系。

5.儲蓄率（RS），RS=存款/GDP，本文RS=農(nóng)村存款余額/第一產(chǎn)業(yè)GDP。

假設(shè)4：在其他變量不變的情況下，農(nóng)村經(jīng)濟增長率與儲蓄率存在正向關(guān)系。

由以上分析構(gòu)建多元線性回歸模型如下：

LOG（g）=β0+β1 FIR i +β2 RTH i +β3 RA i +β4RS i +εi

其中：β0為常數(shù)項，i=2000，2001，2002，…，2010年，誤差項εi是隨機變量

二、實證分析

表1 農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)濟增長的原始數(shù)據(jù)

（一）Pearson相關(guān)性檢驗

在進行分析之前，為了防止發(fā)生多重共線性，本文運用SPSS統(tǒng)計軟件檢驗了各變量之間的相關(guān)系數(shù)以及Sig（單側(cè)）檢驗，結(jié)果如表2所示。由Pearson相關(guān)系數(shù)表可以看出，經(jīng)濟增長率（g）和資本邊際產(chǎn)出率（RA）之間呈現(xiàn)高度正相關(guān)，與其他自變量存在著一定的線性相關(guān)，可以進行線性回歸擬合。解釋變量FIR與RS之間存在高度相關(guān)，為避免偽線性相關(guān)，在建立模型時，兩個變量至多選擇其中一個。

表2 相關(guān)性檢驗

表3 模型匯總

a.預(yù)測變量：（常量），儲蓄率（RS），資本邊際產(chǎn)出率（RA），投資轉(zhuǎn)化率（RTH），金融相關(guān)率（FIR）。

從表中可以看出R、R方、調(diào)整R方和標(biāo)準(zhǔn)估計的誤差都接近1，說明模型擬合符合要求。

從anova表可以看出，表中的“回歸平方和”=255.974反應(yīng)變量的變異中的回歸模式中所包含的自變量所能解釋的部分為255.974。“殘差平方和”=3.782代表反應(yīng)變量的變異中沒有被回歸模型所包含的變量解釋的部分為3.782。F檢驗統(tǒng)計量=84.610，其對應(yīng)的Sig值小于0.05（顯著性水平臨界值為0.05），說明所建立的回歸方程具有統(tǒng)計學(xué)意義，即自變量和因變量之間存在線性關(guān)系。

表4 Anova

a.因變量：經(jīng)濟增長率（g）

b.預(yù)測變量：（常量），儲蓄率（RS），資本邊際產(chǎn)出率（RA），投資轉(zhuǎn)化率（RTH），金融相關(guān)率（FIR）。

（二）回歸分析

表5 系數(shù)a

a.因變量：經(jīng)濟增長率（g）

從上表可以看出，金融相關(guān)率與儲蓄率的Sig值分別為0.404和0.470，大于0.05，說明模型中金融相關(guān)率與儲蓄率與因變量間的線性關(guān)系不顯著，將這兩個變量剔除，得到新的回歸方程如下6：

LOG（g）=β0+β2 RTH i +β3 RA i +εi

其中：β0為常數(shù)項，i=2000，2001，2002，…，2010年，誤差項εi是隨機變量

新模型的回歸系數(shù)計算如下表6：

從表6可以看出投資轉(zhuǎn)化率和資本邊際產(chǎn)出率的Sig值都小于0.05，由此建立回歸方程為y=-15.602+30.937 RTH +40.248 RA，回歸方程表明投資轉(zhuǎn)化率每增加1%，則因變量會增加30.938%。資本邊際產(chǎn)出率每增加1%，因變量會增加40.248%。

表7R方值（擬合度）為0.978，表示自變量對因變量的解釋程度為97.8%，說明模型的擬合效果非常好。原模型中表中R方值（擬合度）為0.985，去掉自變量FIR 和RS以后，R方值的變動幅度僅為0.7%，說明去掉兩個變量之后，自變量對因變量的解釋程度并沒有因此大幅度改變。

a.因變量：經(jīng)濟增長率（g）

a.預(yù)測變量：（常量），資本邊際產(chǎn)出率（RA），投資轉(zhuǎn)化率（RTH）。

a.因變量：經(jīng)濟增長率（g）

b.預(yù)測變量：（常量），資本邊際產(chǎn)出率（RA），投資轉(zhuǎn)化率（RTH）。

從anova表可以看出，表中Sig值（顯著性檢驗水平）為0.000，小于0.05臨界值，說明新模型中自變量與因變量之間線性相關(guān)性較強。

三、研究結(jié)論及建議

（一）實證結(jié)果

1.農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長成正相關(guān)關(guān)系，并且農(nóng)村金融發(fā)展推動了農(nóng)村經(jīng)濟增長。說明河南農(nóng)村經(jīng)濟是金融供給驅(qū)動型的經(jīng)濟增長。由此看來，制定并實施長期的金融發(fā)展戰(zhàn)略對未來河南農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展具有重大意義。

2.農(nóng)村金融深化的數(shù)量指標(biāo)金融相關(guān)率（FIR）對農(nóng)村經(jīng)濟增長的影響不顯著，說明用M2/GDP指標(biāo)來衡量農(nóng)村金融的發(fā)展水平并不適合。或者說明農(nóng)村金融的深化程度還不足以使貨幣流通速度達到最低點。這和陳志剛早在2003年認為中國M2/GDP的迅速上升并不能說明中國的金融深化水平高是一致的。

3.儲蓄率對農(nóng)村經(jīng)濟增長的影響不顯著，分析決定儲蓄率的主要因素是各地政策選擇時無法回避的，只有弄清導(dǎo)致高儲蓄率的因素及權(quán)重，才能找到有效的調(diào)整工具。自2009年以來，我國儲蓄率排名世界第一，人均儲蓄超過一萬元。高儲蓄率阻礙中國經(jīng)濟的發(fā)展，是導(dǎo)致國內(nèi)消費動力不足的原因之一。當(dāng)前的當(dāng)務(wù)之急是逐步降低當(dāng)前過高的儲蓄率，優(yōu)化消費金融環(huán)境，努力提高農(nóng)村居民生活保障，讓他們敢于消費、主動消費，從而加速農(nóng)村經(jīng)濟走出低谷，推動經(jīng)濟轉(zhuǎn)型。

4.投資轉(zhuǎn)化率和資本邊際產(chǎn)出率對農(nóng)村經(jīng)濟的影響顯著，并且投資轉(zhuǎn)化率每增加1%，則因變量會增加30.938%。資本邊際產(chǎn)出率每增加1%，因變量會增加40.248%。

（二）建議

1.發(fā)展農(nóng)村金融，促進農(nóng)村經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展。農(nóng)村金融是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要支撐，農(nóng)村金融作用發(fā)揮得好不好，直接影響農(nóng)民的生產(chǎn)生活、收入提高和農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展。在我國市場經(jīng)濟不斷完善情況下，農(nóng)村金融在提供產(chǎn)品和服務(wù)上應(yīng)成為農(nóng)村經(jīng)濟健康發(fā)展的重要支持。只有不斷創(chuàng)新農(nóng)村金融體制，充分利用金融手段調(diào)配農(nóng)村資源，才能很好的促進農(nóng)村經(jīng)濟的全面可持續(xù)發(fā)展。

2.提高投資轉(zhuǎn)化率和資本邊際產(chǎn)出率，推動農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展。金融最基本的功能是把分散在社會上的各種資金匯集起來，投入到社會急需的產(chǎn)業(yè)和事業(yè)中去，推動經(jīng)濟社會的發(fā)展。阻礙我省儲蓄向投資轉(zhuǎn)化的因素很多。金融機構(gòu)交易成本較高是其中一個原因，金融機構(gòu)運行的高成本已經(jīng)對投資形成阻滯，降低了投資的實現(xiàn)水平。另外銀行體系結(jié)構(gòu)單一，非國有銀行和中小銀行欠發(fā)達，也限制了銀行服務(wù)的覆蓋面，使儲蓄向投資的轉(zhuǎn)化受到抑制?？傊?，金融體系當(dāng)前的低效率阻礙著儲蓄投資轉(zhuǎn)化率和資本邊際產(chǎn)出率。因此，在創(chuàng)新農(nóng)村金融體制的同時，提高金融體系的效率也是金融發(fā)展過程中需要解決的問題。

參考文獻：

［1］游德升.湖北省農(nóng)村金融支持與農(nóng)村經(jīng)濟增長的實證研究［J］.當(dāng)代經(jīng)濟，2012，299（11）：86-87.

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［3］河南統(tǒng)計局.河南統(tǒng)計年鑒［M］.北京：中國統(tǒng)計出版社，2012：71-73.

（作者單位：河南工業(yè)職業(yè)技術(shù)學(xué)院）