前言：本站為你精心整理了阻礙農村經濟增長的因素論文范文，希望能為你的創(chuàng)作提供參考價值，我們的客服老師可以幫助你提供個性化的參考范文，歡迎咨詢。

摘要：本文從農村金融規(guī)模、結構和效率三個維度衡量農村金融發(fā)展程度，并運用VAR計量分析方法對甘肅省農村金融發(fā)展與農村經濟增長關系進行了實證分析。分析結果顯示：

甘肅省農村金融發(fā)展規(guī)模、結構、效率與農村經濟增長之間均呈負相關關系，且在影響程度上，農村金融結構對農村經濟的影響程度最大，農村金融規(guī)模次之，農村金融效率最??；因果關系檢驗表明，甘肅省農村金融發(fā)展水平對農村經濟發(fā)展落后具有中長期效應，同時甘肅省農村經濟增長對農村金融發(fā)展引致作用不顯著。

關鍵詞：甘肅??；農村金融發(fā)展；農村經濟增長；VAR模型；Granger因果檢驗

1引言

作為甘肅省經濟的重要組成部分，農村經濟的健康、持續(xù)發(fā)展不只對整體經濟有著重要的影響，而且直接決定著甘肅省能否在西部大開發(fā)戰(zhàn)略的推動下實現(xiàn)跨越式發(fā)展。如何促進農村經濟增長這一問題，諸多學者基于不同的假設提出了不同的觀點。盡管這些觀點不盡相同，但是越來越多的人將目光逐漸聚集到了農村金融在農村經濟發(fā)展中的核心作用上。考慮到在傳統(tǒng)金融體制中，農業(yè)部門的金融機構是非農業(yè)部門金融體系的延伸，它與農業(yè)部門自身的資金積累與流轉過程是相當疏遠的[1]，所以在這樣一種經濟環(huán)境下研究農業(yè)經濟增長與農村金融宏觀經濟支持具有相當?shù)碾y度?，F(xiàn)有的國內研究大多籠統(tǒng)的探討金融發(fā)展和經濟增長的關系，尚未把城鄉(xiāng)金融發(fā)展和經濟增長區(qū)分開來，僅有的幾篇專門研究農村金融發(fā)展和農村經濟增長的文獻，選取的指標或者只是衡量金融發(fā)展規(guī)模狀況，如金融機構存、貸款額等，尚未考慮到金融發(fā)展結構和效率等方面的差異，或者選取的結構、效率指標覆蓋面太小，并未全面的考察農村金融發(fā)展狀況。

基于此，本文的出發(fā)點是：借鑒區(qū)域金融與經濟發(fā)展理論，從研究農村金融發(fā)展水平的角度出發(fā)，按照甘肅省農村金融發(fā)展規(guī)模、結構和效率三個維度考察甘肅省農村金融發(fā)展與農村經濟增長之間的關系，力求一方面拓寬金融發(fā)展相關理論的運用范圍和領域，另一方面為甘肅省經濟增長尋求金融支持提供方向和路徑。下面的內容安排如下：第二部分是關于金融發(fā)展與經濟增長關系的相關理論回顧；第三部分研究方法、指標及數(shù)據(jù)說明和介紹；第四部分是對甘肅省農村金融發(fā)展與農業(yè)經濟增長關系的實證分析；第四部分是相關結論的梳理。

2文獻綜述

對于金融發(fā)展與經濟增長關系的實證研究，近40年來一直是經濟學家關注的焦點之一。

同時從實證研究角度看，由于采用的研究方法、解釋變量、樣本范圍和側重點等不同，所以結論存在諸多分歧。筆者按照研究層面對國內主要文獻做了歸納。

2.1國家及省域金融發(fā)展層面周立、王子明等（2002）通過對中國東中西三地區(qū)1978-2000年金融發(fā)展與經濟增長關系的實證研究，發(fā)現(xiàn)中國各地區(qū)金融發(fā)展與經濟增長強相關，促進金融發(fā)展有利于經濟的長期穩(wěn)定增長[2]。艾洪德、徐明圣、郭凱等（2004）采用格蘭杰因果關系檢驗模型對中國各地區(qū)金融發(fā)展與經濟增長關系進行了實證分析，認為金融發(fā)展與經濟增長之間存在因果關系，東部和全國的金融發(fā)展與經濟增長之間存在正相關關系，而中、西部二者之間則幾乎是負相關的關系，且存在明顯的滯后效應[3]。周好文、鐘永紅等（2004）運用VAR多變量系統(tǒng)的實證研究表明金融中介的規(guī)模指標和效率指標與經濟增長在各地區(qū)間的因果關系不一致，中西部地區(qū)的金融中介機構能更好地促進本地區(qū)經濟增長[4]。沈坤榮、張成等（2004）認為改革開放以前，中國的經濟增長無法得到金融發(fā)展的支持，1990年后中國市場狀況的變化并沒有在很大程度上對經濟增長產生促進作用，內生金融轉化為經濟發(fā)展動力的機制尚存在障礙[5]。王晉斌（2007）采用動態(tài)GMM方法對不同階段的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，認為不同金融控制強度下金融發(fā)展與經濟增長之間存在不同的關系，即在金融控制強的區(qū)域的金融發(fā)展對經濟增長沒有顯著的促進作用，而在金融控制弱的區(qū)域，金融發(fā)展與經濟增長之間可能表現(xiàn)出一種“中性”的作用[6]。高宏霞、費和（2009）采用1994～2008年相關數(shù)據(jù)，運用格蘭杰因果檢驗等方法對甘肅省的金融發(fā)展與經濟發(fā)展的關系進行了實證檢驗，結果表明，甘肅省區(qū)域金融發(fā)展與經濟發(fā)展之間存在負的相關關系[7]。

2.2縣域及農村金融發(fā)展層面陳吉元、鄧英淘、姚鋼和徐笑波(1989)開創(chuàng)性地運用金融深化指標測算農村金融的深化程度并論述了中國農村金融深化與經濟增長的關系[8]。張元紅（2005）通過運用時間序列數(shù)據(jù)對農村正規(guī)金融深化程度進行計算后發(fā)現(xiàn)，中國農村正規(guī)金融效率低下[9]。董曉林和王娟（2004）建立了農村地區(qū)金融發(fā)展與經濟增長相互影響的內生增長模型，運用相關數(shù)據(jù)分析表明，金融支持對農村經濟增長具有推動作用[10]。姚耀軍（2004）基于VAR模型及其協(xié)整分析，利用Granger因果關系檢驗方法，對中國農村1978-2002年金融發(fā)展與經濟增長之間的關系進行研究后發(fā)現(xiàn)，農村金融發(fā)展是農村經濟增長的Granger原因[11]。趙曉芳（2007）運用灰色關聯(lián)分析法，對甘肅農村金融發(fā)展與農村經濟增長的關系進行了研究，研究發(fā)現(xiàn):

甘肅農村金融規(guī)模是影響農村經濟增長和農村經濟發(fā)展的重要因素，而且農村金融機構有轉貸行為[12]。高宏霞、李現(xiàn)總等（2009）以定西市安定區(qū)為例，運用協(xié)整檢驗、阿爾蒙變量回歸等實證方法，著力探討了縣域經濟系統(tǒng)整體發(fā)展與金融發(fā)展的關系，結果表明：縣域經濟系統(tǒng)對縣域金融發(fā)展具有引致作用[13]。

以上學者的研究一定程度上反映了中國經濟發(fā)展過程中經濟與金融發(fā)展之間的關系，是對該領域研究的一個巨大推動和創(chuàng)新。但是在研究中存在一系列的問題，首先，上述研究大多是在宏觀層面上進行的，著眼于更小的區(qū)域范圍尤其是基于縣域及農村視角的研究相對較少；其次，僅有的研究農村金融的文獻，在衡量農村金融發(fā)展水平的時候，所選的指標都比較單一，徐笑波、張元紅等都是用農村FIR來衡量農村金融的發(fā)展水平，沒有考慮到金融結構和效率的問題。相比之下姚耀軍通過農村貸款余額/農村GDP來衡量農村金融發(fā)展規(guī)模，用鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的貸款余額/農村的貸款余額來反映農村金融的結構，用農村貸款余額/農村存款余額來反映農村金融發(fā)展效率相對較好，但是指標設計中覆蓋面相對較小。

本文在借鑒姚耀軍研究成果的基礎上對其進行了修正，重新選取農村金融發(fā)展規(guī)模、結構、效率指標來衡量甘肅省農村金融發(fā)展水平，并在此基礎上探究甘肅省農村金融發(fā)展與農村經濟增長之間的關系，力圖尋找農村金融發(fā)展促進農村經濟增長的具體路徑。

3研究方法、指標及數(shù)據(jù)說明

3.1研究方法為了避免偽回歸現(xiàn)象的出現(xiàn)，且考慮到單方程模型對模型選取和函數(shù)形式的敏感性，本文采用具有更高可靠性的向量自回歸VAR模型。首先利用ADF單位根檢驗方法，檢驗各個變量的平穩(wěn)性。如果所有變量都是單整的，且單整階數(shù)相同，則它們的線性組合能構成平穩(wěn)的時間序列，即變量之間存在協(xié)整關系。對于非平穩(wěn)變量間的協(xié)整檢驗，本文采用在VAR模型基礎發(fā)展起來的被廣泛使用的Johansen檢驗方法來檢驗變量間的協(xié)整關系。協(xié)整分析得到的經驗方程只能說明變量之間存在長期的均衡關系，并不能說明它們之間一定存在因果關系，變量之間的因果關系需通過Granger因果檢驗來驗證。本文引入VEC模型，通過對VECM中協(xié)整方程對應調整系數(shù)的參數(shù)顯著性來檢驗變量之間的長期因果關系，用VAR模型下的格蘭杰因果檢驗法進行檢驗變量之間的短期因果關系檢驗。

3.2指標選取

3.2.1農村金融發(fā)展指標的選取不同于徐笑波等（1989）和張元紅等（2005），本文利用類似于姚耀軍（2005）的指標定義，共選取四個指標，其中農村金融發(fā)展既有規(guī)模指標、也有結構和效率指標，各指標描述如下。

（1）農村金融規(guī)模指標。衡量金融發(fā)展規(guī)模的指標常見的有戈氏指標（FIR）和麥氏指標（GDPM2）。然而，麥氏指標受到眾多質疑。正如國內學者普遍認為的那樣，中國較高的GDPM2應該歸因于投資渠道不暢、交易手段的落后以及支付體系的效率低下，而非較高的金融發(fā)展水平的直接表現(xiàn)。李廣眾、陳平（2002）[14]認為，中國較高的GDPM2也許更應該歸因于長期的通貨膨脹、交易手段的落后以及支付體系的效率低下，而非較高的金融發(fā)展水平的直接體現(xiàn)。

因此，本文采用戈氏“金融相關比率”指標，同時考慮到中國是一個銀行主導型的國家，因此在計算過程中，用甘肅省農村金融機構的存貸款余額代替金融資產，用甘肅省農村國內生產總值GDP代表國民財富，該指標記為RFIR。

（2）農村金融結構指標。衡量城鄉(xiāng)金融結構的指標可以從兩個方面來考慮：一是根據(jù)各金融機構網(wǎng)點的分布來衡量；另一種則是根據(jù)金融機構業(yè)務量的分布來衡量。由于本文著力探討農村金融機構的業(yè)態(tài)狀況對當?shù)亟洕l(fā)展產生的影響，所以本文根據(jù)甘肅省農村金融機構業(yè)務量的分布選取結構指標。

甘肅省農村金融主要由農村合作金融、農村商業(yè)性金融、農村政策性金融和農村非正規(guī)金融構成，由于農信社在甘肅乃至中國農村金融市場上居于主要地位，所以我們用甘肅省農村信用社農村貸款余額/農村貸款余額來衡量甘肅省農村金融結構狀況，該指標記為RFS。

（3）反映農村金融效率的指標。金融作為一種戰(zhàn)略資源，在一定的時期內具有數(shù)量的約束問題。當金融資源的數(shù)量已經膨脹到了極限的時候，我們只有努力提高金融資源的使用效率，也就是說使金融資源達到最優(yōu)的配置狀態(tài)[15]，為此本文設計農村金融機構貸款余額/農村存款余額（記為RFE）這一效率指標來衡量甘肅省農村金融中介機構的儲蓄動員能力。

3.2.2農村經濟增長指標的選取一般衡量經濟增長常用的指標有名義GDP、實際GDP、名義GDP增長率、實際GDP增長率、人均GDP及人均GDP增長率等?？紤]到通貨膨脹和人口變動等因素對計量過程的影響，本文選取農村實際人均GDP增長率作為衡量甘肅省農村經濟發(fā)展水平，記為RGDPR。

3.3數(shù)據(jù)來源及說明本文所用數(shù)據(jù)均來源于《甘肅金融年鑒》（1993-2008）、《甘肅統(tǒng)計資料》（1985）、《甘肅統(tǒng)計年鑒》（1984-2009）、《甘肅農村統(tǒng)計年鑒》（1990-2008）、《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》和《中國農業(yè)年鑒》（1995-2008）。樣本期間為1980-2007年。需要加以說明的是：由于國家統(tǒng)計數(shù)據(jù)缺乏連續(xù)性，一是本文在計算RFIR時，在1987年之前，農村存款余額按國家銀行農業(yè)存款+農村信用社全部存款計算，農村貸款余額按國家銀行農業(yè)貸款+農村信用社農業(yè)貸款計算，從1988年起，農村存款余額按金融機構農業(yè)存款+農戶儲蓄計算，農村貸款余額按金融機構農業(yè)貸款+鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款計算。二是農村GDP從1995年起國家及地方統(tǒng)計機構沒有進行專門的統(tǒng)計，本文在計算1995年以后甘肅省農村GDP時，按第一產業(yè)增加值+鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值計算，雖然由于統(tǒng)計口徑的不一致造成統(tǒng)計數(shù)據(jù)波動較大，但并不影響實證分析結果。

4實證分析

4.1單位根檢驗對任何時間序列數(shù)據(jù)進行計量分析時，需要首先對時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，否則可能會造成一個隨機游走變量對另一個隨機游走變量的謬誤回歸(Spurious.Regression)。由于應用協(xié)整檢驗的時間序列數(shù)據(jù)必須為同階差分平穩(wěn)過程，因此我們需要對獲得的時間序列數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。本文采用增廣迪基-富勒(AugmentedDickey-Fuller,ADF檢驗)，ADF檢驗模型為：

其中Y是時間序列，Δ表示差分，p是滯后期，1是白噪音。檢驗的零假設是δ=0，即包含單位根；備擇假設是δ<0，即Y為趨勢平穩(wěn)序列。若回歸系數(shù)δ的t統(tǒng)計量t（δ）小于ADF分布臨界值，拒絕零假設，Y為趨勢平穩(wěn)序列，否則，接受非平穩(wěn)的零假設。對RGDPG、RFIR、RFS和RFE做ADF單位根檢驗，其檢驗結果見表1。

變量的平穩(wěn)性檢驗臨界值變量I（c,t,d）ADF值1%5%10%穩(wěn)定性如表1所示，RGDPG、RFIR、RFS和RFE在1%的顯著性水平下均不顯著。但是，通過對這四個時間序列作一階差分后發(fā)現(xiàn)，這四個時間序列的一階差分形式在1%的顯著性水平下均是顯著的，即RGDPG、RFIR、RFS和RFE均是一階單整時間序列I（1），因此可以對這個時間序列數(shù)據(jù)做進一步的分析。

4.2協(xié)整檢驗在上述變量都是一階單整的基礎上，進一步利用Johansen協(xié)整檢驗來判斷它們之間是否存在長期均衡關系，并進一步確定相關變量之間的符號關系。Johansen協(xié)整檢驗是一種基于VAR模型的檢驗方法，在檢驗之前，首先要確定VAR模型的最優(yōu)滯后期。如表2所示，LR、FPE、AIC、SC、HQ這五個統(tǒng)計量的值都認為VAR模型的最優(yōu)滯后期數(shù)為4，在此基礎上，我們得到協(xié)整檢驗的結果，見表3。

4.3Granger因果關系檢驗

4.3.1長期因果關系檢驗就因果關系分析而言，Johansen等（1992）、Hall與Milne（1994）說明了在一個存在協(xié)整關系的VAR系統(tǒng)中對變量的弱外生性(weakly-exogenous)進行檢驗可以等同于對變量之間長期的因果關系的檢驗。根據(jù)Demetriades與Hussein的研究，這種長期因果關系的檢驗可以通過對VECM中協(xié)整方程對應調整系數(shù)的參數(shù)顯著性檢驗來實現(xiàn)[16]。我們將遵循該方法檢驗長期因果關系。

通過上面的分析，各相關變量之間存在著協(xié)整關系，在此基礎上我們對甘肅省經濟發(fā)展水平RGDOG與農村金融發(fā)展規(guī)模RFIR、農村金融發(fā)展結構RFS和農村金融發(fā)展效率RFE構建如下誤差修正模型:

在上述誤差修正方程中，如果誤差修正項系數(shù)a為負值且顯著，則從長期來看甘肅省農村經濟發(fā)展水平的變動緣于農村金融發(fā)展規(guī)模、結構和效率的變化；如果b顯著為負且協(xié)整向量中RFIR的系數(shù)為正，或者b顯著為正且協(xié)整向量中RFIR的系數(shù)為負，則甘肅省農村經濟發(fā)展在長期內導致了農村金融發(fā)展規(guī)模的變動；如果c顯著為負且協(xié)整向量中RFS的系數(shù)為正，或者c顯著為正且協(xié)整向量中RFS的系數(shù)為負，則甘肅省農村經濟發(fā)展在長期內導致了農村金融發(fā)展結構的變動；如果d顯著為負且協(xié)整向量中RFE的系數(shù)為正，或者d顯著為正且協(xié)整向量中RFE的系數(shù)為負，則甘肅省農村經濟發(fā)展在長期內導致了農村金融發(fā)展效率的變動。

（1）經過標準化的協(xié)整向量中取變量RGDPG的系數(shù)為1,小括號內為相應變量的T值；

（2）表示通過1%的顯著水平檢驗。

表4顯示的是甘肅省農村各相關變量之間的協(xié)整向量及對ECT的T檢驗值。在對誤差修正項的T檢驗一欄中，第一列是a的值及T檢驗值，第二列是b的值及T檢驗值，第三列是c的值及T檢驗值，第四列是d的值及T檢驗值。從表4可以看出，a的值在1%的顯著水平上顯著為負，表明甘肅省農村金融發(fā)展規(guī)模、結構和效率的變動是農村經濟發(fā)展的長期原因，這說明甘肅省農村金融發(fā)展的滯后在長期內阻礙了農村經濟的發(fā)展。同時通過b、c、d及各自的T檢驗值可知，甘肅省農村經濟發(fā)展水平的落后也是農村金融發(fā)展規(guī)模和結構落后的長期原因，但不是甘肅省農村金融發(fā)展效率低下的長期原因。超級秘書網(wǎng)

4.3.2短期因果關系檢驗對于甘肅省農村金融發(fā)展與農村經濟發(fā)展之間的短期因果關系，我們采用VAR模型下的格蘭杰因果檢驗法進行驗證，檢驗結果如表5所示，箭頭表示因果關系的方向?？梢钥闯觯?%的顯著水平上，僅在滯后一期，甘肅省農村經濟發(fā)展水平是農村金融發(fā)展規(guī)模的格蘭杰因果關系，其余情況甘肅省金融發(fā)展規(guī)模、結構、效率與農村經濟發(fā)展不存在格蘭杰因果關系。

5結論及啟示

本文以區(qū)域金融發(fā)展理論為基礎，基于1980-2007年間相關數(shù)據(jù)，對甘肅省農村金融發(fā)展與農村經濟增長的關系進行了考察。主要結論如下：

（1）在甘肅省農村經濟系統(tǒng)中，農村金融發(fā)展嚴重阻礙了甘肅省農村經濟的增長。具體而言，在農村金融發(fā)展阻礙農村經濟增長的三個因素中：農村金融發(fā)展結構對甘肅省農村經濟增長阻礙作用最大，大約金融發(fā)展結構變動1個百分點會引起甘肅省農村經濟下降0.078個百分點；其次是農村金融規(guī)模，大約農村金融規(guī)模變動1個百分點會引起甘肅省農村經濟下降0.069個百分點；而農村金融效率對農村經濟發(fā)展的影響程度最弱。

由此可見，甘肅省農村地區(qū)存在嚴重的金融排斥問題，主要表現(xiàn)在農村資金的匱乏、農村金融市場缺乏競爭、農村金融結構極不完善、正規(guī)金融運行效率低下以及農村資金大量外流等現(xiàn)象。這些問題的存在導致了甘肅農村金融市場難以形成有效的金融供給，資源配置效率低下，阻礙了農村金融的發(fā)展，從而嚴重制約了甘肅省農村經濟的發(fā)展。所以說，增加金融資源規(guī)模、提高金融資源配置效率、優(yōu)化金融中介結構是未來甘肅農村金融發(fā)展的重要任務。其中優(yōu)化結構是重中之重。

（2）甘肅省農村經濟發(fā)展水平的落后在一定程度上也阻礙了農村金融資源數(shù)量的獲取和農村金融資源配置的優(yōu)化。這說明甘肅省農村經濟增長對農村金融發(fā)展缺失引致作用，這一現(xiàn)象雖與資金“嫌貧愛富”的本性相關，但更主要的原因是和甘肅省農村金融經濟體制改革的進程相關。農村金融體制改革是一種漸進式的制度變遷，農村金融體制改革滯后于農村經濟制度改革并且在變革方向以及發(fā)展目標上與城市金融體制改革具有明顯的不協(xié)調性，從而在一定程度上制約了農村經濟的增長。

因此，一方面有關部門在相關政策的制定與執(zhí)行過程中要充分考慮城鄉(xiāng)差別和農村金融體制改革與經濟改革的協(xié)調發(fā)展。另一方面需要根據(jù)農村居民消費偏好適時地調整產業(yè)結構，不斷提升農村居民的消費層次，從而把農村巨額的儲蓄及時地轉化為投資，增加農村市場品種和規(guī)模。

參考文獻

[1]張杰.中國金融改革的檢討與進一步改革的途徑[J].經濟研究,1995(5).

[2]周立、王子明.中國各地區(qū)金融發(fā)展與經濟增長實證分析:1978－2000[J].金融研究,2002(10).