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农村金融有关论文范文,与农村金融与农村经济增长相关论文开题报告

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摘要：农村金融发展对于农村经济增长具有重要的推动作用.运用1978-2010年的相关数据和时变参数模型估计方法,就我国农村金融发展与农村经济增长之间的动态关系进行探寻.首先,协整检验与误差修正模型的估计结果显示：无论是长期还是短期,农村金融发展规模对于农村经济增长具有正向促进作用,而农村金融中介效率却对农村经济增长起到了负向抑制作用.时变参数模型的估计结果则进一步发现：农村金融发展规模对农村经济增长的促进作用在整体上呈现弱化趋势,当前的正向作用机制比较微弱；而农村金融中介效率对农村经济增长的抑制作用经历了一个先减弱后增强的“倒V”型变化过程.

关键词：农村金融发展；农村经济增长；时变参数模型；动态演化

中图分类号：F323文献标识码：A文章编号：1003-3890（2012）10-0019-06

一、问题的提出

金融发展尤其是农村金融发展一直被认为是我国农村经济增长的重要前提和条件,并广泛应用于促进农村经济增长的政策研究当中.从实际发展情况来看,当前我国农村地区,其政策性金融、商业性金融、合作性金融和其他金融组织机构分工协作的金融服务体系框架也已初步形成,为农村金融发展能够服务于农村经济增长创造了基础条件.那么是否正如我们的直觉和预期,我国农村金融的发展推动了农村经济的增长呢?如果是,这一推动作用又是否强烈,是否稳定呢?二者之间的事实关系是一个有待进一步实证检验和分析的问题.

在已有的研究中,Goldsmith（1969）开创了金融发展与经济增长关系定量研究的先河,他对35个国家1860—1963年的面板数据进行了实证研究,发现地区经济增长依赖于金融发展,两者互为因果,尤其是在经济的快速增长时期,一般都伴随着金融的超常水平发展[1].由于Goldsmith的研究成果缺乏对经济增长的其他影响因素进行系统性的控制,所采用的金融中介规模这一指标不能够准确度量金融系统的功能,并且对于金融发展、资本积累和生产率提高三者之间的联系也没有进行必要的分析.因为存在上述研究不足,King&Levine（1993）在改进和弥补Goldsmith研究不足的基础上,系统性地分析了经济增长的影响因素,并运用80个国家1960—1989年的面板数据重新检验了资本积累和经济增长的路径,同样证明了二者之间存在正向关系[2].然而,在许多针对发展中国家和转轨经济国家的金融发展与经济增长关系的实证研究中,并不能证实金融部门能够引导长期的经济增长,例如Demeteades&Hussein（1996）、Shan&Morris（2002）、Boulila&Trabelsi（2004）等[3-5].受上述理论的影响,伴随着我国农村金融改革与发展,国内学者对农村金融发展与农村经济增长关系的研究也越来越多.谢琼、方爱国（2009）采用了协整分析、多元回归和典型相关分析等多种研究方法研究了1978—2006年我国农村金融发展与农村经济之间的关系,结果发现农村金融的发展非但没有促进农村经济增长,反而在农村产业结构优化、农民增收和农村消费等方面存在消极影响,我国农村正规金融外生于农村经济,农村金融制度在结构和功能上与农村经济发展目标存在偏差[6].冉光和、温涛（2008）在对我国农村经济发展的金融约束效应进行制度分析的基础上,同样实证检验了1978—2006年间农村金融与农村经济增长的关系,结果证实政府主导的农村金融成长模式对农村经济增长具有显著的约束效应[7].但是安翔（2005）基于帕加诺模型的实证检验却表明,我国农村地区金融业的发展与农村经济增长是高度正相关的.季凯文、武鹏（2008）以农村全部金融资产与同期农村GDP的比值来衡量农村金融的深化程度,实证结果表明农村金融深化与农村经济增长也是一种正相关的关系,并且农村金融深化对农村经济增长具有较为显著的促进作用[8].

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纵观已有研究不难发现,由于在选用指标和分析方法上的差异,有关二者关系的结论没有达成一致,同时还反映出一些问题,特别是针对我国的实际情况,有待进一步的研究：（1）目前绝大多数的实证研究都是局限于利用固定参数的多元线性回归模型进行静态分析,没有考虑经济变量之间的动态关系,这在我国金融政策变化较为频繁的转型时期显然是不足的.（2）已有的统计数据中,有关农村金融发展的数据只有30多年,并且都是截面数据,由于样本数据太少,这在估计多个变量时显然会影响到模型估计的精确度.（3）农村金融发展水平的衡量指标选择过于单一,且各有侧重,导致结果不可比.本文在前人已有研究成果的基础上,将从农村金融发展规模、农村金融中介效率两个方面来对我国农村金融发展与农村经济增长的关系进行实证分析.同时在分析方法上选择了时变参数模型进行估计,从动态演化的角度来考察农村金融发展对农村经济增长的影响,选择的时变参数模型采用了卡尔曼滤波进行迭代估计,由于该估计方法对样本容量的要求不高,可以显著提升估计结果的精确度[9].

二、模型构建与数据说明

(一)时变参数模型的构建

本文试图借助于传统的柯布—道格拉斯生产函数来设定本文的计量模型,通过一些替代的经济计量分析,建立一个含有农村金融发展与农村经济增长关系的新型生产函数模型.柯布—道格拉斯生产函数是由美国数学家柯布和美国经济学家保罗·道格拉斯于20世纪30年代提出来的,该生产函数以其简单的形式具备了经济学家所关心一些性质,对于农业技术的经济数量分析具有特殊意义.柯布—道格拉斯生产函数的一般形式为：

Q等于ALαKβ（1）

（1）式中Q为生产产量（生产总值）,L和K分别为用于生产的劳动和资本的投入量,α是劳动的产出弹性系数,β是资本的产出弹性系数,A为综合技术水平.这里借鉴Greenwood&Jovanivic（1990）、Murinde（1994）、温涛（2005）、刘旦（2007）等的研究方法,将农村金融发展也视为一项生产要素引入到柯布—道格拉斯生产函数中,其作用与资本、劳动等一样都是生产中必备条（二）数据说明

本文涉及的变量和数据资料包括了农村人均GDP、劳动投入、资本投入和农村金融发展水平四个方面.其中,农村GDP为1978—2010年我国的“农林牧渔业”增加值和乡镇企业增加值之和.劳动投入水平用1978—2010年乡村从业人员占乡村总人口的比重进行替代.资本投入水平则采用了1978—2010年农村固定资产投资与农村GDP的比率进行分析.在衡量农村金融发展水平的两个指标中,涉及到的农村存款余额为1978—2010年农村储蓄存款和农业存款之和；农业贷款为1978—2010年农业贷款与乡镇企业贷款之和.另外,本文所用到的数据均来源于历年《中国统计年鉴》（1982—2011年）、《中国金融年鉴》（1986—2011年）、中经网数据库和《新中国五十年统计资料汇编》.

三、实证结果及其经济含义

为了避免模型出现伪回归的现象,对于非平稳时间序列,时变参数模型要求变量之间存在协整关系.因此本文首先利用Dickey和Fuller提出的ADF单位根检验方法,检验各变量数据的平稳性,对于非平稳变量进行差分后使之成为平稳的时间序列.如果各变量具有相同的单整阶数,那么据此进一步对相关变量进行Johansen协整检验,同时构建出相应的协整方程以反映农村金融发展与农民收入增长之间的长期关系.