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摘 要:本文以金融发展与经济增长为理论基础,从金融资源特别是金融机构的角度切入,研究金融在农村地区经济增长中的作用机理与规律,把握农村金融资源的内在含义;对比江苏省苏南地区发展较快的吴江市与苏中地区发展相对较慢的海安县内区域金融资源与经济增长的差异;通过对吴江、海安两地的农村信贷投入变动对农民增收的影响的实证分析,说明江苏省的区域金融资源对经济增长的影响。同时,结合实际分析结论提出了一些简单的建议。
关键词:金融发展;经济增长;农村金融资源;农村信贷;农民纯收入
一、引言
理论和经验都证明金融是现代经济的核心,金融是经济增长不可或缺的因素之一。而现实中,江苏省内各大区域经济发展水平表现出显著差距,且有进一步拉大的趋势。对此,本文选择江苏省内发展相当但也存在着一定的差距苏南和苏中两地区内的农村特征地区——吴江市和海安县,对比两大地区金融资源与经济增长的差异,并分析区域金融资源差距的成因,深入研究江苏的区域金融资源对经济增长的影响,对缩小区域差距,平衡区域经济发展,具有现实意义。
二、文献综述
(一)国外相关研究
国外学者对金融发展和经济增长的研究,主要从两个层面展开。一个层面是从全球金融发展与经济增长的相关性分析,采用截面数据和时间序列数据建立模型,代表性研究是世界银行研究院的学者所著;另一层面是从国别角度展开研究,以时间序列的实证分析为主。其中,美国经济学家戈德史密斯(Raymond W. Goldsmith,1969) 对金融结构和经济增长的关系进行了开创性研究。提出最为著名的“金融相关率”(Financial Interrelations Ratio--FIR),这是衡量金融上层结构相对规模的最广义指标。到了20世纪90年代,各國经济学家汲取内生增长理论的精髓,就金融发展与经济增长的关系进行了更为细致具体的探讨。比较有影响的实证研究包括Levine、Loayza、Beck、King、Kunt、Zingales等学者所著的研究。在他们的研究中,对戈德史密斯的金融相关率指标进行了细化。通过货币占GDP的比重、金融机构资产占GDP的比重、私人部门信贷占GDP的比重等指标检验金融是否在总体上对长期经济具有促进作用、金融是否有助于消除贫困、金融是否有效地发挥了稳定经济活动和增加收入的作用。
(二)国内相关研究
国内对金融发展与经济增长的研究主要在2000年之后。王广谦(1997)是在该领域较早的探索者之一。他强调金融效率是现代经济发展的关键,并对提高中国金融效率从微观到宏观层面的建设性提议。
谈儒勇(2000)效仿Levine模型,使用1993—1998年有关中国金融发展和经济增长的季度数据,运用普通最小二乘法,对我国金融发展和经济增长的关系进行线性回归,依次考察了存款货币机构(商业银行)与经济增长、股票市场与经济增长以及存款货币机构(商业银行)与股票市场的关系。
(三)对国内外研究状况的总体评价
关于金融发展与经济增长关系的研究,国外文献主要从理论和实证两个方面对金融发展和经济增长之间的关系进行了较为充分的研究。国内的研究主要集中在采用已有的金融发展和经济增长相互关系的理论架构展开实证分析,以提供可供借鉴的实证经验。此外,在国内现有的有关区域金融资源的研究中,少有对省内区域差异的研究。因此,本文还是具有一定的研究意义和实际价值。
三、两区域农村金融资源与经济增长关系的差异
(一)农村金融资源
对于农村金融资源目前尚未存在一个统一的概念。多数人界定为“与农村经济或农业经济直接联系的专门性金融资源。在关注它的本质以及特性的基础上,可以总结出其内涵:农村金融资源是中国金融体系中为满足农业和农村经济发展需要而衍生出来的、具有农业产业经济属性的各类货币、资本、信贷、制度、政策、组织、人力等金融性资源以及各类服务于中国农村和农业经济的非银行性金融资源的总和。
(二)选择两地区的原因
现实中,江苏省苏南、苏中、苏北三大区域经济发展水平表现出显著差距,并且这种差距有进一步拉大的趋势。
因此,针对这种情况,我们选取了属于苏南地区的吴江市和属于苏中地区的海安县作为研究区域。吴江市隶属于苏州市,是县级市,它的经济增长迅速,对苏州市的GDP贡献率较大。而南通市海安县,它的经济增长相对缓慢。两地区均属于当地的农村地区,发展差距比较明显,故两者的对比也具有一定的现实意义。
(三)两地区金融资源与经济增长关系的实证分析
1.方法选择与说明
在考察变量间的关系时,常用的计量分析方法是普通最小二乘法(OLS),但OLS方法的有效性是建立在变量的平稳性基础上的。如果变量是含单位根的非平稳序列,则基于OLS方法做出的常规统计推断很可能是错误的。而Granger 提出的协整理论是处理非平稳时间序列长期均衡关系的有效方法。
2.选择变量说明与分析
农村经济发展指标用农民人均纯收入(INC),即农村居民家庭纯收入。农村金融资源指标主要使用金融机构对农村的信贷投入即农民人均贷款(LOA),是农村的信贷总额除以农村劳动力总数。为消除波动,对各标进行了对数化处理;由于数据资源不够足,样本跨度为1989-2007年。
预测两变量关系为正相关,即农村信贷投资是影响农民收入增长的因素。
3.数据平稳性分析——单位根检验
进行协整分析以前,必须先检验变量是否是平稳的。需先对吴江市和海安县的农民纯收入、人均贷款进行平稳性检验,检验的方法为ADF检验。
本文使用Eviews5.0软件对时间序列halninc、halnloa和wjlninc、wjlnloa进行ADF检验,判断时间序列的平稳性。
检验结果表明二阶差分后的序列△△halninc、△△halnloa、△△wjlninc、△△wjlnloa在α=5%的显著性水平下均是平稳序列,即这些数据同为二阶单整序列。由此,可以对两个变量之间的长期关系进行协整检验。
4.协整检验——两地农民人均纯收入和人均贷款之间的关系
建立回归方程式:
Wjlninc=c+βwjlnloa+u
Halninc=c+βhalnloa+u
利用1989年～2007年的样本数据,应用最小二乘法(OLS)对方程式进行协整回归,结果如下:
Wjlninc=7.797+0.718wjlnloa
(t检验值)(96.39)(10.12)
R-squared=0.858 Adjusted R-squared=0.849
Durbin-Watson stat=0.71
Halninc=8.52+0.34halnloa
(t检验值)(75.18)(8.37)
R-squared=0.805 Adjusted R-squared=0.793
Durbin-Watson stat=0.48
回归结果表明,在样本期间1989年～2007年间,两地区常数项和人均贷款的回归系数显著不为零,回归方程的样本决定系数较大,回归关系显著,方程有意义。
记回归方程式的估计残差序列为u,再对残差序列进行单位根检验。检验结果是估计残差序列u为平稳序列,这就说明两地农民人均收入与金融机构对农村的信贷之间存在长期稳定的协整关系。
通过对比发现,海安县农民人均纯收入与人均贷款的相关性相对于吴江市较弱。在剔除其它因素影响条件下,说明经济的发展程度决定了农民金融意识的强弱,也影响到信贷投入能够达到的金融资金满足度,更影响到农民收入。
四、结论与建议
(一)结论
农村金融机构的信贷投入对农民收入有紧密的长期的稳定关系。这个结论也体现了农村金融机构对农村经济发展的作用的一个方面。在经济发展程度不同的地区,金融机构发展差距以及农民的金融意识差距的存在,减弱了金融机构对农村经济的影响。农村经济的发展很大关键在于农民的增收,而金融机构的信贷投入对农民收入有很大影响。
(二)建议
农村经济发展须依赖于农村金融资源的充分挖掘和利用。具体措施如下:
一是扩大农村消费。我国农业已成为国民经济发展的最大亮点。这主要体现在四个方面,农业发展的政策不断完善;粮食综合生产能力提高;农民收入持续较快增长;农村社会保障体系框架基本建立起来。因此,我国农村市场存在着较大的提升空间,扩大农村消费能够为农村金融发展带来契机。
二是重视金融生态环境建设。目前我国社会信用体系普遍不完善,特别是经济落后地区的社会信用体系远不能适应经济发展的需要。社会信用信息征集系统、信用中介机构还处于起步阶段,企业和个人的信用信息还得不到有效的归集和准确的评估。
三是充分利用现有金融资源。金融资源如果能够得到充分利用,那么就能充分发挥地区金融资源对经济的促进作用,经济发展的潜力便得不到充分的发挥。这需要政府与企业两者共同努力。
四是推进农村金融产品创新,为企业及农户的融资提供便利。足够的资本规模,可以保证投资的需要。金融机构可以结合实际需求,推出新型贷款业务;同时创新贷款抵押方式,特别是扩大动产质押范围。对农业、农民贷款抵押保证难,可实行农户联保贷款或组建农村担保公司为农户提供贷款保证。
关键词:金融发展;经济增长;农村金融资源;农村信贷;农民纯收入
一、引言
理论和经验都证明金融是现代经济的核心,金融是经济增长不可或缺的因素之一。而现实中,江苏省内各大区域经济发展水平表现出显著差距,且有进一步拉大的趋势。对此,本文选择江苏省内发展相当但也存在着一定的差距苏南和苏中两地区内的农村特征地区——吴江市和海安县,对比两大地区金融资源与经济增长的差异,并分析区域金融资源差距的成因,深入研究江苏的区域金融资源对经济增长的影响,对缩小区域差距,平衡区域经济发展,具有现实意义。
二、文献综述
(一)国外相关研究
国外学者对金融发展和经济增长的研究,主要从两个层面展开。一个层面是从全球金融发展与经济增长的相关性分析,采用截面数据和时间序列数据建立模型,代表性研究是世界银行研究院的学者所著;另一层面是从国别角度展开研究,以时间序列的实证分析为主。其中,美国经济学家戈德史密斯(Raymond W. Goldsmith,1969) 对金融结构和经济增长的关系进行了开创性研究。提出最为著名的“金融相关率”(Financial Interrelations Ratio--FIR),这是衡量金融上层结构相对规模的最广义指标。到了20世纪90年代,各國经济学家汲取内生增长理论的精髓,就金融发展与经济增长的关系进行了更为细致具体的探讨。比较有影响的实证研究包括Levine、Loayza、Beck、King、Kunt、Zingales等学者所著的研究。在他们的研究中,对戈德史密斯的金融相关率指标进行了细化。通过货币占GDP的比重、金融机构资产占GDP的比重、私人部门信贷占GDP的比重等指标检验金融是否在总体上对长期经济具有促进作用、金融是否有助于消除贫困、金融是否有效地发挥了稳定经济活动和增加收入的作用。
(二)国内相关研究
国内对金融发展与经济增长的研究主要在2000年之后。王广谦(1997)是在该领域较早的探索者之一。他强调金融效率是现代经济发展的关键,并对提高中国金融效率从微观到宏观层面的建设性提议。
谈儒勇(2000)效仿Levine模型,使用1993—1998年有关中国金融发展和经济增长的季度数据,运用普通最小二乘法,对我国金融发展和经济增长的关系进行线性回归,依次考察了存款货币机构(商业银行)与经济增长、股票市场与经济增长以及存款货币机构(商业银行)与股票市场的关系。
(三)对国内外研究状况的总体评价
关于金融发展与经济增长关系的研究,国外文献主要从理论和实证两个方面对金融发展和经济增长之间的关系进行了较为充分的研究。国内的研究主要集中在采用已有的金融发展和经济增长相互关系的理论架构展开实证分析,以提供可供借鉴的实证经验。此外,在国内现有的有关区域金融资源的研究中,少有对省内区域差异的研究。因此,本文还是具有一定的研究意义和实际价值。
三、两区域农村金融资源与经济增长关系的差异
(一)农村金融资源
对于农村金融资源目前尚未存在一个统一的概念。多数人界定为“与农村经济或农业经济直接联系的专门性金融资源。在关注它的本质以及特性的基础上,可以总结出其内涵:农村金融资源是中国金融体系中为满足农业和农村经济发展需要而衍生出来的、具有农业产业经济属性的各类货币、资本、信贷、制度、政策、组织、人力等金融性资源以及各类服务于中国农村和农业经济的非银行性金融资源的总和。
(二)选择两地区的原因
现实中,江苏省苏南、苏中、苏北三大区域经济发展水平表现出显著差距,并且这种差距有进一步拉大的趋势。
因此,针对这种情况,我们选取了属于苏南地区的吴江市和属于苏中地区的海安县作为研究区域。吴江市隶属于苏州市,是县级市,它的经济增长迅速,对苏州市的GDP贡献率较大。而南通市海安县,它的经济增长相对缓慢。两地区均属于当地的农村地区,发展差距比较明显,故两者的对比也具有一定的现实意义。
(三)两地区金融资源与经济增长关系的实证分析
1.方法选择与说明
在考察变量间的关系时,常用的计量分析方法是普通最小二乘法(OLS),但OLS方法的有效性是建立在变量的平稳性基础上的。如果变量是含单位根的非平稳序列,则基于OLS方法做出的常规统计推断很可能是错误的。而Granger 提出的协整理论是处理非平稳时间序列长期均衡关系的有效方法。
2.选择变量说明与分析
农村经济发展指标用农民人均纯收入(INC),即农村居民家庭纯收入。农村金融资源指标主要使用金融机构对农村的信贷投入即农民人均贷款(LOA),是农村的信贷总额除以农村劳动力总数。为消除波动,对各标进行了对数化处理;由于数据资源不够足,样本跨度为1989-2007年。
预测两变量关系为正相关,即农村信贷投资是影响农民收入增长的因素。
3.数据平稳性分析——单位根检验
进行协整分析以前,必须先检验变量是否是平稳的。需先对吴江市和海安县的农民纯收入、人均贷款进行平稳性检验,检验的方法为ADF检验。
本文使用Eviews5.0软件对时间序列halninc、halnloa和wjlninc、wjlnloa进行ADF检验,判断时间序列的平稳性。
检验结果表明二阶差分后的序列△△halninc、△△halnloa、△△wjlninc、△△wjlnloa在α=5%的显著性水平下均是平稳序列,即这些数据同为二阶单整序列。由此,可以对两个变量之间的长期关系进行协整检验。
4.协整检验——两地农民人均纯收入和人均贷款之间的关系
建立回归方程式:
Wjlninc=c+βwjlnloa+u
Halninc=c+βhalnloa+u
利用1989年～2007年的样本数据,应用最小二乘法(OLS)对方程式进行协整回归,结果如下:
Wjlninc=7.797+0.718wjlnloa
(t检验值)(96.39)(10.12)
R-squared=0.858 Adjusted R-squared=0.849
Durbin-Watson stat=0.71
Halninc=8.52+0.34halnloa
(t检验值)(75.18)(8.37)
R-squared=0.805 Adjusted R-squared=0.793
Durbin-Watson stat=0.48
回归结果表明,在样本期间1989年～2007年间,两地区常数项和人均贷款的回归系数显著不为零,回归方程的样本决定系数较大,回归关系显著,方程有意义。
记回归方程式的估计残差序列为u,再对残差序列进行单位根检验。检验结果是估计残差序列u为平稳序列,这就说明两地农民人均收入与金融机构对农村的信贷之间存在长期稳定的协整关系。
通过对比发现,海安县农民人均纯收入与人均贷款的相关性相对于吴江市较弱。在剔除其它因素影响条件下,说明经济的发展程度决定了农民金融意识的强弱,也影响到信贷投入能够达到的金融资金满足度,更影响到农民收入。
四、结论与建议
(一)结论
农村金融机构的信贷投入对农民收入有紧密的长期的稳定关系。这个结论也体现了农村金融机构对农村经济发展的作用的一个方面。在经济发展程度不同的地区,金融机构发展差距以及农民的金融意识差距的存在,减弱了金融机构对农村经济的影响。农村经济的发展很大关键在于农民的增收,而金融机构的信贷投入对农民收入有很大影响。
(二)建议
农村经济发展须依赖于农村金融资源的充分挖掘和利用。具体措施如下:
一是扩大农村消费。我国农业已成为国民经济发展的最大亮点。这主要体现在四个方面,农业发展的政策不断完善;粮食综合生产能力提高;农民收入持续较快增长;农村社会保障体系框架基本建立起来。因此,我国农村市场存在着较大的提升空间,扩大农村消费能够为农村金融发展带来契机。
二是重视金融生态环境建设。目前我国社会信用体系普遍不完善,特别是经济落后地区的社会信用体系远不能适应经济发展的需要。社会信用信息征集系统、信用中介机构还处于起步阶段,企业和个人的信用信息还得不到有效的归集和准确的评估。
三是充分利用现有金融资源。金融资源如果能够得到充分利用,那么就能充分发挥地区金融资源对经济的促进作用,经济发展的潜力便得不到充分的发挥。这需要政府与企业两者共同努力。
四是推进农村金融产品创新,为企业及农户的融资提供便利。足够的资本规模,可以保证投资的需要。金融机构可以结合实际需求,推出新型贷款业务;同时创新贷款抵押方式,特别是扩大动产质押范围。对农业、农民贷款抵押保证难,可实行农户联保贷款或组建农村担保公司为农户提供贷款保证。