金融发展与农村经济增长的互动关系研究

摘 要：非正规金融是广大农村经济主体为满足其融资需求，绕开官方正规金融自发开展和形成，游离于政府监管之外的非官方资金融通活动和组织，它的出现打破了正规金融的垄断地位，对于农村经济增长起到了一定的作用。它的存在有其自身的优势，本文从实证的角度分析了非正规金融对山东省农村经济增长的影响并提出了相应的政策建议。
　　关键词：非正规金融 农村经济增长 互动关系
　　
　　沿用亚当斯和费奇特的界定方法，可以把受到中央货币当局或者金融市场当局监管的那部分金融组织或者活动称为正规金融组织或活动，主要是指四大国有银行、农村信用社、农村商业银行、农业发展银行等。把所有处于中央货币当局或者金融市场当局监管职务之外发生的金融交易、贷款和存款称为非正规金融组织或活动，主要以金融服务社、基金会、私人钱庄和各种合会、亲友借贷等民间金融机构形式存在。
　　在我国正统的经济与金融理论框架范围内，长期以来是没有非正规金融体系的地位的。我们不仅没有正视其存在，更没有深入探究其在不同的历史时期、不同的背景之下生存、繁衍及其与经济发展的耦合规律。只是简单地认为：非正规金融扰乱了金融秩序，分流了社会资金，助长了社会丑恶现象，容易形成不稳定的社会因素，因此在我国数十年来的金融实践工作当中（包括改革开放之前与改革开放以来的一段时间内）对非正规金融一直是采取打压、限制甚至取缔的态度。从新中国建立之初取缔“金融黑市”到改革开放中期以来数次整顿金融秩序，非正规金融每每都是“出头之鸟”，被首先予以治理。自20世纪90年代以来，我国开始陆续有学者利用实证的方法将非正规金融纳入研究视野，分析非正规金融与经济增长的关系，并取得了一些成就。
　　国内较早的有徐笑波、邓英陶（1994）等利用金融相关率对农村金融状况进行描述；后来，宋宏谋、陈鸿泉和刘勇（2003）等利用金融发展指标对农村金融状况进行讨论；张兵、朱建华等（2002）对农村金融深化的绩效做了实证检验；胡金焱、朱明星（2005）对山东省金融发展与经济增长的相关性做了实证研究；王凤霞，欧真真（2010）对江苏省的非正规金融与经济增长的关系做了相应的实证研究。
　　本文通过计量经济学的方法，从实证的角度有针对性地对山东省农村经济增长以及当前农村非正规金融发展对农村经济增长的影响程度进行研究，分析了非正规金融的自身优势，提出了相应的政策建议。
　　一、指标选取
　　本文数据来源于《山东省统计年鉴》，数据样本区间为2000--2009年的数据，利用eviews 6.0统计软件进行实证分析。
　　金融发展指标主要包括农村正规金融指标和非正规金融指标。由于山东省的金融结构是银行主导型的，广大农村地区最基本的金融工具是存款和贷款，所以本文采取农业贷款（ND）作为正规金融指标来衡量，而由于非正规金融的隐蔽性非正规金融指标只能采用非正规金融的估算值（FG）来衡量非正规金融发展，估算方法采用郭沛（2004）对中国农村非正规金融规模估算的方法，并且采用窄口径数据。考虑到财政对农村经济增长的作用，我们应该考虑到金融发展的财政因素，财政指标采用财政支农（CZ）金额。在本文中我们采用 论文检测天使-免费论文检测软件http://www.jiancetianshi.com
第一产业的生产总值（GDP）作为经济增长指标。
　　
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二、实证分析
　　（一） 模型建立
　　此处采用道格拉斯生产函数Y=f(K,L,F)进行实证分析，其中K代表劳动力投入，L代表资本投入，F代表金融发展。假设劳动力投入量达到一定数量时，经济面临的是规模收益不变，于是得出总产出只取决于资本投入和金融发展水平，即： Y=f(K,F)min(L,L)?兹 ?兹>0
　　又由于金融包括正规金融和非正规金融两部分，即：Y=F（Fi,UFi）
　　把下式代入上式得出：Y=mf(K,Fi,UFi)
　　也就是说，在上述假设条件下，道格拉斯生产函数Y=f(K,L,F)就演变为， Y=mf(K,Fi,UFi)，道格拉斯生产函数Y=f(K,L,F)的实证分析也就演化为Y=mf(K,Fi,UFi)的实证分析。
　　（二） 单位根检验
　　为了防止非平稳时间序列造成虚假回归，在进行格兰杰因果检验前我们要对数据进行单位根检验以确定时间序列是否平稳。为防止异方差性我们先把序列取对数然后再进行单位根检验。
　　表中单位根检验的结果表明，各指标变量都不是平稳序列，而非平稳序列会造成虚假回归，所以需要进行平稳性转换。
　　由计量经济学原理可知，通过差分的方法可以消除单位根的非平稳性从而得到平稳序列，因此我们通过差分来进行平稳性转换。

　　[8]电大学习网.免费论文网[EB/OL]. /d/file/p/2024/0425/fontbr />　　经过一阶差分后，在5%显著性水平下均表现出非平稳性的特征，于是我们采用二阶差分。从表中可看出各变量均是二阶单整序列可以进行格兰杰因果检验(见表1)。
　　（三） 格兰杰因果检验
　　通过检验，LNFG、LNND、LNCZ三个变量对LNGDP的格兰杰因果关系检验结果如表2。
　　从表2中检验结果可以得出，LNFG、LNND均是LNGDP的格兰杰原因，而LNCZ则不是。即，LNFG、LNND均是LNGDP的内生变量。于是采用OLS进行回归得到方程：
　　lngdp=4.157785+0.100121*lnfg+
　　0.411115*lnnd
　　对残差项进行残差序列的ADF检验，得：
　　见表3。
　　从表3中可得出结果，t值小于5%，10%的临界值，因此该方程的残差是平稳的，说明该方程并非伪回归。
　　分析结果表明，正规金融与非正规金融对经济的增长都有明显的作用，从总体上来说都是促进农村经济增长的因素，从回归结果中可以看出正规金融与非正规金融对经济增长是有正向作用的，并且，农村经济增长对正规金融的弹性是0.411115，农村经济增长对非正规金融的弹性是0.10012。也就是说在山东，正规金融发展对农村经济增长的作用要强于非正规金融发展对农村经济增长的作用。
　　三、结论
　　农村非正规金融对农村经济增长具有积极作用，不仅有利于农民建立现代信用观念———资金的有偿使用和增值收益，还可以弥补农村正规金融供给的不足，促进民营经济的发展，实现农村“储蓄—投资”转化的顺利运行。这样农户融资难的问题就可以在一定程度上解决了。
　　同时，非正规金融有其自身的优势，首先，非正规金融的利率不受官方利率的限制，大多由市场供求决定，可以满足不同时期，不同关系，不同风险偏好借贷者的需求；其次，我国农村广泛存在的建立在血缘、地缘基础上的社会关系使得非正规金融在信息搜寻、客户甄别以及监督贷款投向的成本上具有比较优势。
　　当然我们也要看到非正规金融的不利的方面，民间借贷利率通常是借贷双方之间相互商议决定的，其中大部分高于金融机构的贷款利率，有的甚至高出银行利率数倍，部分民间借贷演变为高利贷，给社会稳定和经济发展带来不稳定因素，有时会严重影响农村的正常金融秩序，甚至影响农村社会的稳定。
　　所以政府应当积极鼓励正常的农村非正规金融活动，将其纳入法律规范承认其合法性，并将其纳入国家金融监管体系；严格限制和取缔不正常的农村非正规金融组织和活动；加快农村正规金融与非正规金融的优势互补。

　　参考文献：
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　　[2]马辉.非正规金融发展与经济增长关系的实证分析[J].统计与信息论坛，2006(6).
　　[3]谈儒勇.非正式金融批判的批判[J].甘肃社会科学,2001(1).
　　[4]胡金焱,朱明星.山东省金融发展与经济增长相关性的实证研究(1978-2004)[J].山东社会科学,2005(11).
　　[5]王晓光.非正规金融对吉林省农村经济增长的影响[J].长春大学学报,2010(3).
　　[6]王桂堂.农村经济非均衡发展与非正规金融的地位和作用[J].河南金融,2005(11).
　　[7]王凤霞,欧真真.农村非正规金融与农村经济增长的实证分析—以江苏省为例[J].金融发展研究,2010(17).
　　[8]文瑶玲.中国农村非正规金融兴起缘由探析——基于制度变迁理论的研究视角[J].湖南商学院学报,2009(2).
　　[9]王晓耘.我国农村民间金融存在的问题及对策[J].经济研究导刊,2009(2).

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