农村信用合作社金融发展水平与农村经济增长关系研究农村信用合作社的金融发展水平与农村经济增长的实证分析以河北省为例

农村信用合作社金融发展水平与农村经济增长关系研究农村信用合作社的金融发展水平与农村经济增长的实证分析以河北省为例

一、成立农村主要金融机构农业和村庄金融是构成一个国家宏观金融体系的重要组成部分。一个国家的农村金融发展程度取决于该国的农村经济发展，但农村金融状况的质量对农村经济发展的速度有很大影响（庄立林，2007）。目前,农村金融体系中,正规金融机构主要包括中国农业银行、农业发展银行和农村信用合作社等。1996年后农业银行逐步收缩了农村的金融业务,农业发展银行发放的信贷资金只是支持粮棉油收购。因此,农村信用合作社成为了直接面向农村中小企业和农户贷款的农村主要正规金融机构。农村信用合作社能否为农村经济的发展发挥重要的金融支持作用,担当起农村金融主力军的重任?为了验证这一命题,本文在已有研究成果的基础上,运用Granger检验和脉冲响应分析方法,实证分析了农村信用合作社和农村经济增长之间的因果关系,考察了农村信用合作社的金融发展对农村经济增长的影响程度,从而进一步检验“经济决定金融、金融反作用经济”这一命题是否适用于农村金融领域。二、农村金融与企业的关联研究从宏观上,大多数经济学家通过理论和实证分析从不同的角度验证了金融发展和经济增长之间的关系,但是其观点也不尽相同。在国外的学者中,Goldsmith(1969)提出了经济增长与金融发展是同步进行的结论;约翰·格利和爱德华·萧认为,经济增长与金融发展存在相互制约、相互促进的关系,即金融的发展对经济增长起到促进作用,而经济发展程度又决定金融发展的好坏;金和莱文(KingandLevine,1993)选取了80个国家30年的数据分析了金融发展水平与资本形成、生产率提高以及经济长期增长之间的关系;帕加罗(Pganao,1993)运用简单的AK内生增长模型研究了金融深化对经济增长的影响。在国内的学者中,关于金融发展和经济增长之间关联性问题的研究成果也颇丰,但主要是以经验验证为主。李广众(2002)通过对我国1952—1999年的相关时间序列数据进行实证分析,认为经济增长与金融中介规模指标之间不存在任何的因果关系,而与金融中介效率指标之间则存在双向因果关系。陈刚、尹希果、潘杨(2006)利用1979—2003年的省级面板数据,得出了金融发展对经济增长具有显著正向影响的结论。张军、金煜(2005)利用省份面板数据进一步验证了金融深化和生产率增长之间呈显著为正的关系。林毅夫、姜烨(2006)运用中国分省面板数据进行实证分析,得出的结论是经济结构的差异性决定了金融结构的差异。庞晓波、赵玉龙(2003)通过二十几年来的实测数据验证了我国金融发展与经济增长弱相关性的结论。以上研究注重从宏观层面上通过理论分析和实证研究金融发展和经济增长之间的关系。但是农村金融是现代金融的重要组成部分,研究农村金融的发展和农村经济增长之间关系的成果还不多,主要有张兵、朱建华、贾红刚(2002)运用金融资产相关率指标实证检验了我国农村金融发展对农村经济增长的积极促进作用,与农村国民生产总值呈现显著的正相关性。李喜梅(2007)运用分形方法定量地考察了各类地区农村金融诸因素对农村经济增长的影响。三、anger因果检验方法及脉冲响应分析方法本文旨在研究农村信用合作社金融发展和农村经济增长之间是否存在着因果关系,因此采用图示的方法和Granger因果检验方法及脉冲响应分析方法。图示的方法能够直观地反映农村信用合作社金融发展水平与农村经济增长之间的关系,Granger因果检验方法则是通过定量的方法进一步验证二者之间的因果关系,脉冲响应分析是利用脉冲响应函数从长期动态的角度研究农村经济增长对农村信用社金融发展水平的依存程度。(一)研究方法的基本概念1.yt的granger原因Granger因果检验是检验经济变量间因果关系常用的一种计量经济学方法,其本质是用条件概率来定义因果关系。Granger因果检验的基本思想是:给定一个信息集Mt,它至少包含(Xt,Yt),如果利用Xt的过去比不利用它时可以更好地预测Yt,称Xt为Yt的Granger原因。实际检验步骤为建立如下两个回归方程:yt=∑i=1nαixt−i+∑j=1nβjyt−j+u1t(1)xt=∑i=1mλixt−i+∑j=1mδjyt−j+u2tyt=∑i=1nαixt-i+∑j=1nβjyt-j+u1t(1)xt=∑i=1mλixt-i+∑j=1mδjyt-j+u2t(1)如果∑i=1nαi≠0∑i=1nαi≠0且∑j=1mδj=0∑j=1mδj=0,表明有从x到y的单项因果关系。(2)如果∑i=1nαi=0∑i=1nαi=0且∑j=1mδj≠0∑j=1mδj≠0,则表明从y到x的单项因果关系。(3)如果y和x的系数集在两个回归方程中都是统计上显著不为0的,则表示y和x有双向因果关系。(4)如果y和x的系数集在两个回归方程中都是统计上显著为0的,则表示y和x是各自独立的,不存在着双向因果关系。2.脉冲响应函数脉冲响应分析是通过脉冲响应函数考察变量之间是否存在互动关系及持续性的一种定量分析方法。具体地说,它描述的是在随机误差项上施加一个标准差大小的信息冲击(Innovation)后对内生变量的当期值和未来值所带来的影响,或者说模型中某个变量发生变化时对系统产生的动态影响。以两变量的VAR模型说明脉冲响应函数的基本思想。首先建立VAR模型:xt=α1xt−1+α2xt−2+β1yt−1+β2yt−2+ε1tyt=c1xt−1+c2xt−2+d1yt−1+d2yt−2+ε2t(2)xt=α1xt-1+α2xt-2+β1yt-1+β2yt-2+ε1tyt=c1xt-1+c2xt-2+d1yt-1+d2yt-2+ε2t(2)假定VAR模型从第0期开始,即t=0,设ε10=0,ε20=0,则x0=1,y0=0;当t=1时,x1=α1,y1=c1,继续按照这种方法算下去,则求得的结果为x0,x1,x2,…,称为由x的脉冲引起的x的响应函数,同样求得结果y0,y1,y2…称为由x的脉冲引起的y的响应函数。(二)变量选择和数据描述1.相关比率的选取按照可操作性和实用性原则,借鉴国内外相关的研究成果,同时考虑了资料的可获取性,选取了如下的度量农村信用合作社的金融发展指标:(1)金融相关比率(FIR)——金融资产规模水平。金融相关比率(FIR)是金融资产总额与国内生产总值的比值,是用来衡量一国(地区)金融发展水平的基本指标。不同的学者由于研究问题的角度不同,选取的金融相关比率的分子也不尽一样。本文选取农村信用合作社的存贷余额作为金融相关比率的分子,分母是反映农村经济发展水平的指标(2)贷款余额占存款余额的比重(简称为LS)——金融效率水平。农村信用社的存款余额反映了金融总量,农村信用社对农村经济增长的影响主要是通过把农村信用社的贷款转化为投资这一传导机制来实现。(3)农村信用社的信贷比率(简称LA)——金融发展水平。是农村信用社的贷款余额占农村总产出比重。农村经济的发展水平使用农村总产出指标,即用农林牧渔业总产值与乡镇企业总产值之和表示1(用ARC表示)。2.农村市场信贷比例的变化本文中河北省农林牧渔总产值和乡镇企业总产值1978年、1980年、1985年、1990年、1990—2006年的数据和河北省农村信用合作社的存款余额和贷款余额1978年、1980年、1985年、1990年、1995—2006年的数据来源于《2007河北省经济年鉴》、《2007河北省农村统计年鉴》。由于年鉴中相关指标某些年份的数据缺省,本文采用了回归模型的方法对缺省的数据进行了推算。图1显示了ARC随时间变化的规律,1978—1996年之间,ARC的变化近似于按照指数的变化规律。因此通过配合指数模型,推算农村社会生产总值的缺省数据。从图2显示的农村信用社存贷款的变化规律可以看出,存贷款的缺省数据同样可以使用指数模型估算。图3显示了金融相关比率、贷款/总产出、贷款与存款比的变化规律。金融相关比率的变化是比较平稳的,但1984—1993年金融相关比率上涨幅度较快,从0.2上升到0.4,农村信用社的市场化程度有了较快的提高。这一阶段农村信用社恰是恢复“三性”阶段,并且国有专业银行在这一阶段迅速发展,在短时间里成立了庞大的国有金融体系,促使农村信用社的金融发展水平有了较快的发展,但是由于银行之间结构性矛盾日益突出,1993年后,农村信用社的市场化程度逐渐衰退,1995年底接近了历史的最低水平。1996年以后农村信用社和农业银行之间进行了行社分离,国有商业银行退出城乡市场,农村信用社处于垄断地位,使得金融市场化程度又趋于稳定,恢复到0.2左右。农村信用社的信贷比例与金融相关比率存在高度相关,变动的方向基本一致。存贷比这个指标在1986年后有了快速增长。主要原因是1984年以后,农村乡镇企业异军突起,农村信用合作社加大了对乡镇企业的贷款力度,提高了农村信用合作社的金融效率。从以上分析看出,使用金融相关比率、信贷比例以及存贷比作为反映农村信用合作社金融发展水平的指标和农村信用社不同阶段的发展水平是相吻合的,指标具有代表性。三、分析与结论(一)稳时间序列计算与协整检验时间序列数据进行Granger因果检验的前提条件必须是平稳序列,在进行Granger因果检验前必须首先进行变量的平稳性检验。本文中的平稳性检验采用的是单位根检验,使用ADF检验方法(见表1)。从以上检验结果看,ADF数值都大于不同显著性水平下的临界值,说明这4个指标形成的时间序列都是非平稳的。如果两个或两个以上的非平稳时间序列(含有单位根的时间序列)的线性组合能构成平稳的时间序列,则称这些非平稳时间序列是协整的。协整关系反映了所研究变量之间存在着一种长期稳定的均衡关系。在检验变量序列是否存在协整关系以前,首先检验原变量序列是否是单整序列,只有单整序列才有可能存在协整关系(见表2)。从表2看出,分别在5%、10%的置信水平下,4个变量序列都是二阶单整序列,可以进行协整检验。协整检验有两种主要方法:一是Engle-Granger协整检验方法,通过检验平稳变量序列组成模型中的误差项是否是稳定数列来判断原变量是否存在着协整关系。二是Johansen和Juselius提出的基于VAR的协整系统检验。本文采用第二种方法。根据SC准则,选择数据和协整方程中存在线性趋势且协整方程中有截距项的模型,选择VAR模型滞后期为1。具体协整检验结果见表3。从表3看出,4个变量序列之间存在着一个协整关系。表明在1978—2006年的样本区间内,LOG(ARC)、FIR、LS、LA之间存在着长期均衡关系。这种均衡关系是否存在着因果关系,下面通过Granger因果检验作进一步的验证。(二)ls和arc之间的因果关系本文利用Eviews5.0分析变量之间的因果关系,得到Granger因果检验结果见表4。从表4可以看出,在1%的显著性水平下,FIR和ARC之间互为因果;5%的显著性水平下,LS的变动对ARC的变化产生一定的影响,在10%的显著性水平下,ARC是LS变化的原因;LS和ARC之间不存在因果关系。此结果进一步验证了农村信用社的金融发展水平和农村经济增长之间以及农村信用社的金融效率和农村经济增长之间都存在着因果关系。农村信用社的信贷比率和农村经济增长之间的相关关系不显著。(三)滞后期控制变化的脉冲响应分析运用脉冲响应函数分析农村信用合作社对农村经济增长的动态影响及变化的过程。为了直观形象地反映变量之间的相互关系,研究中采用曲线图的形式,没有列出相应的数据形式。脉冲响应函数使用VAR模型。VAR模型中一个重要问题是滞后阶数的确定,滞后阶数越大模型的动态特征反映得越完整,但是由于要估计的参数增多而自由度会降低。本文采用AIC(AkaikeInformationCriterion)信息准则,确定VAR的滞后期k值。由于本研究中样本容量为29个,经综合比较,本文选取滞后阶数为3。利用Eviews软件得到FIR和LS与ARC之间的相互作用的动态变化的脉冲响应分析图(由于农村信用社的信贷比率和农村经济增长之间不存在着因果关系,因此不做脉冲响应分析)。具体分析结果见图4～图7。图4～图7中,横轴表示冲击作用的滞后期数,纵轴表示脉冲响应函数值。图中的实线为脉冲响应函数值随时间的变化路径,两侧虚线为响应函数值加、减两倍标准差的置信带。图4结果显示ARC的变化对FIR的动态影响。给FIR一个正的ARC冲击后,金融发展水平是逐步提高的,在滞后4～5年后金融发展水平达到了最高,然后处于稳定发展阶段。说明农村的经济增长有利于提高农村金融的发