貨幣調(diào)控、金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長*

彭清華，李 暉

(湖南科技大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411201)

貨幣調(diào)控、金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長*

彭清華，李 暉

(湖南科技大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411201)

針對農(nóng)村金融發(fā)展是否促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長這一學(xué)術(shù)爭議，引入貨幣調(diào)控、農(nóng)村金融規(guī)模、金融效率和金融相關(guān)率等因素改進(jìn)C—D函數(shù)模型，基于1990—2012年度數(shù)據(jù)，實證考察貨幣調(diào)控、金融發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。結(jié)果表明，農(nóng)村金融發(fā)展長期影響農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長。農(nóng)村金融效率與農(nóng)村人力資源、農(nóng)村資本存量、農(nóng)村耗電量和農(nóng)村技術(shù)進(jìn)步共同推動農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長。貨幣調(diào)控對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長具有長期無效性。農(nóng)村金融規(guī)模負(fù)向沖擊農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長，農(nóng)村金融相關(guān)率正向促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長。因此，需要深化農(nóng)村金融體制機(jī)制改革和農(nóng)村金融治理體系能力建設(shè)。

貨幣調(diào)控；金融規(guī)模；金融效率；農(nóng)村經(jīng)濟(jì)

一、引論

金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性已通過許多發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家的實證檢驗。但我國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長之間的經(jīng)濟(jì)關(guān)系卻是一個比較復(fù)雜的問題。其原因在于，中國的農(nóng)村金融制度變遷既有政府主導(dǎo)的強(qiáng)制性變遷(丁志國等，2012)[1]50-58，又有市場引導(dǎo)的自愿性變遷(溫濤等，2005)[2]30-43。其中，強(qiáng)制性變遷觀點認(rèn)為，農(nóng)村金融并非內(nèi)生于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)。自愿性變遷觀點則認(rèn)為，農(nóng)村金融是向工業(yè)和城市輸送農(nóng)村經(jīng)濟(jì)資源與剩余的管道。因此，中國農(nóng)村金融制度變遷的復(fù)雜性導(dǎo)致農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系具有不確定性。為深入研究這個問題，計量方法可以充分發(fā)揮其長處。

在內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論中，國外學(xué)者建立的揭示金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長影響的模型大體有四類，即VAR模型、兩部門模型、帕加諾模型(多元線性模型)和C—D模型。我國學(xué)者研究相關(guān)問題時主要運用VAR模型，卻得出不盡相同甚至相反的結(jié)論。如禹躍軍等(2011)[3]106-110、趙洪丹(2011)[4]58-63認(rèn)為，農(nóng)村金融的發(fā)展有助于促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長，但農(nóng)村金融發(fā)展滯后于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長。而曹協(xié)和(2008)發(fā)現(xiàn)中國農(nóng)業(yè)貸款不顯著影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長[5]49-54。姚耀軍等(2004)的研究表明，農(nóng)村正規(guī)金融相對于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長是缺乏效率的，而農(nóng)村非正規(guī)金融值得關(guān)注[6]23-27。我們認(rèn)為，產(chǎn)生上述不同結(jié)論的主要根源在于：(1)農(nóng)村金融可能非內(nèi)生于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，即農(nóng)村金融制度變遷傾向于強(qiáng)制性變遷；(2)VAR模型的滯后階數(shù)選取問題；(3)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性問題。

為辨識差異，方法之一是運用不同的計量方法進(jìn)行實證檢驗?；诖?，安翔(2005)基于帕加諾模型，得出金融發(fā)展顯著促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)論[7]45-52。Greenwood and Jovanovic(1990)[8]1076-1107、Levine(1997)[9]688-726、王倩(2010)[10]138-145基于總生產(chǎn)函數(shù)模型，發(fā)現(xiàn)公共財政對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展支撐力度的有限，緣于農(nóng)村金融財政化、農(nóng)村金融利率與機(jī)構(gòu)數(shù)量的雙重抑制，財政支農(nóng)率與農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)信貸率對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的負(fù)向影響。

從上可以看出：(1)研究結(jié)論尚存在差異，有必要進(jìn)一步研究。(2)C—D模型與VAR模型的本質(zhì)區(qū)別在于：①VAR模型支持農(nóng)村金融內(nèi)生于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的觀點(市場導(dǎo)向變遷)，而C—D模型主要刻畫了農(nóng)村金融的外生特性(強(qiáng)制性變遷)；②C—D模型不需考慮模型的滯后階數(shù)及其影響。(3)王倩雖考察了財政支農(nóng)率與農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)信貸率對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的影響，但未涉及貨幣調(diào)控與金融發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。鑒于此，我們引入貨幣調(diào)控、農(nóng)村金融規(guī)模、金融效率和金融相關(guān)率等因素改進(jìn)C—D函數(shù)模型，實證考察貨幣調(diào)控、金融發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的具體效應(yīng)。

二、理論假設(shè)與計量模型

(一)理論假設(shè)

靳慶魯?shù)?2012)認(rèn)為，融資環(huán)境影響資本逐利和資金配置效率[11]96-106。緣于歧視性金融制度(重城市、輕農(nóng)村)，農(nóng)村具有相對較少的金融投資機(jī)會和存在資金“失血”現(xiàn)象。基于此，本文提出待檢驗假設(shè)1：

假設(shè)1：貨幣調(diào)控對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長具有長期無效性。

因農(nóng)村金融體制改革滯后于經(jīng)濟(jì)體制改革(禹躍軍等，2011)[3]106-110、機(jī)會稀缺和機(jī)會成本大等因素，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)出現(xiàn)了信貸資產(chǎn)質(zhì)量差、資產(chǎn)規(guī)模萎縮和支農(nóng)不足等現(xiàn)象。而農(nóng)村貸款難和信貸資金不足惡化農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長緩慢。鑒于此，本研究參考趙洪丹(2011)[4]58-63、安翔(2005)[7]45-52，從金融規(guī)模、金融相關(guān)率以及金融效率視角，提出待檢驗理論假設(shè)2：

假設(shè)2：農(nóng)村金融規(guī)模抑制農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長，金融相關(guān)率、金融效率的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)剛好相反。

(二)計量理論模型

參考Greenwood & Jovanovic(1990)[8]1076-1107、Levine(2003)[9]688-726、安翔等(2005)[7]45-52學(xué)者的研究成果，本研究將農(nóng)村從業(yè)人員、農(nóng)村資本存量、農(nóng)村用電量、金融發(fā)展(金融規(guī)模、金融相關(guān)率和金融效率)、貨幣調(diào)控等因素引入總生產(chǎn)函數(shù)模型，借以考察貨幣調(diào)控、農(nóng)村金融發(fā)展水平對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。

基于C—D生產(chǎn)函數(shù)，設(shè)定如下模型：

Y=F(A,K,L,RE,S,FC,EF,M)

(1)

模型(1)中，Y為農(nóng)村產(chǎn)出，A,K,L,RE,S,FC,EF,M分別為農(nóng)村生產(chǎn)技術(shù)、農(nóng)村資本存量、農(nóng)村從業(yè)人員、農(nóng)村用電量、金融規(guī)模、金融相關(guān)率、金融效率和貨幣調(diào)控。

考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文將各變量分別除以農(nóng)村從業(yè)人員，以刻畫各解釋變量人均變化的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，簡化后的模型如下：

(2)

基于C—D生產(chǎn)函數(shù)，本研究構(gòu)建如下指數(shù)模型：

(3)

相對于對數(shù)模型而言，指數(shù)模型(3)的估計相對較難，鑒于此，我們對模型(3)兩邊取對數(shù)，以解決指數(shù)模型的估計不便問題：

yt=?+αkt+βret+γ1st+γ2fct+γ3eft+τmt+εt

(4)

(三)數(shù)據(jù)來源與變量測度

本研究所用數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒：1990—2013》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒：1997—2013》、《中國金融年鑒：1990—2013》，以及國家數(shù)據(jù)網(wǎng)站*國家數(shù)據(jù)網(wǎng)站：http://data.stats.gov.cn/index。和中國經(jīng)濟(jì)網(wǎng)。樣本時間區(qū)間：1990—2012。對于信息非完整的樣本，我們應(yīng)用插值法，對其進(jìn)行填補(bǔ)。需說明的是，本研究以2011年為基期，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值指數(shù)(index_at)進(jìn)行了平減，具體如下：

(5)

農(nóng)村人均產(chǎn)出(y)：參考王征和魯釗陽(2011)[12]55-62，將(第一產(chǎn)業(yè)GDP+鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值)比農(nóng)村從業(yè)人口作為其替代變量。

資本存量(k)：為農(nóng)村資本存量比農(nóng)村從業(yè)人員，取對數(shù)。參考雷輝(2009)[13]75-83和單豪杰(2008)[14]17-31的成果，采用永續(xù)盤存法，對農(nóng)村資本存量進(jìn)行重新測算，其公式如下：

kt=kt-1(1-δt)+It

(6)

式(6)中，kt為第t年農(nóng)村資本存量，kt-1為第t-1年農(nóng)村資本存量，δt表示第t年折舊率*與絕大多數(shù)文獻(xiàn)一樣，本文取農(nóng)村資本存量的折舊率5%。，It表示第t年新投入資本。資本存量刻畫了農(nóng)村從業(yè)人員人均可用資本。

耗電量(re)：農(nóng)村總耗電量除以農(nóng)村從業(yè)人口，取對數(shù)。這一指標(biāo)反映了農(nóng)村能耗的經(jīng)濟(jì)作用。

金融規(guī)模(s)：參考禹躍軍(2011)[3]106-110、王征和魯釗陽(2011)[12]55-62的成果，將農(nóng)村貸款與農(nóng)村總產(chǎn)值的比作為衡量指標(biāo)(戈氏指標(biāo))，其中，農(nóng)村貸款為農(nóng)業(yè)貸款與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款之和。[15]220-222

金融相關(guān)率(fc)：與前人研究保持一致，如丁志國等(2012)[1]50-58，定義其為貨幣與準(zhǔn)貨幣M2的供應(yīng)量與農(nóng)村總產(chǎn)值的比值，刻畫了農(nóng)村金融市場整體規(guī)模。

金融效率(ef)：參考禹躍軍(2011)[3]106-110、王征和魯釗陽(2011)[12]55-62的成果，我們應(yīng)用農(nóng)村存款與農(nóng)村貸款的比值；其中，農(nóng)村存款為農(nóng)戶儲蓄+農(nóng)業(yè)存款。該指標(biāo)反映農(nóng)村金融投入與產(chǎn)出的比例及其經(jīng)營效率。

貨幣調(diào)控(m)：參考靳慶魯?shù)?2012)[11]96-106的成果，我們以農(nóng)村從業(yè)人員的人均貨幣和準(zhǔn)貨幣供應(yīng)量作為其衡量指標(biāo)。該指標(biāo)的大小考察了貨幣調(diào)控對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的影響。

盡管我們基于C—D生產(chǎn)函數(shù)，添加較多的控制變量，但Pearson相關(guān)系數(shù)結(jié)果顯示，各控制變量的相關(guān)系數(shù)均在0.2以下，說明控制變量間不存在明顯的多重共線性問題。

三、計量實證及其分析

本研究基于STATA12軟件，應(yīng)用LS方法估計經(jīng)調(diào)整后的C—D函數(shù)模型，以確保估計參數(shù)的一致性與有效性。

(一)計量實證及其檢驗

表1給出基于C—D生產(chǎn)函數(shù)的貨幣調(diào)控、金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的實證結(jié)果。結(jié)果顯示：(1)農(nóng)村資本存量(k)、耗電量(re)顯著促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長；(2)金融效率(ef)、金融相關(guān)率(fc)顯著促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長，而金融規(guī)模(s)十分微弱地抑制農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長；(3)貨幣調(diào)控(m)不顯著影響農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長。

表1 貨幣調(diào)控、金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的實證結(jié)果

注：**，*分別表示在5%、10%的顯著性水平下顯著。

表1實證結(jié)果的擬合優(yōu)度與調(diào)整后的擬合優(yōu)度分別為0.989 6和0.985 1，這說明貨幣調(diào)控、金融規(guī)模、金融相關(guān)率與金融效率、資本存量等控制變量對農(nóng)村人均真實產(chǎn)出的解釋力度高達(dá)95%以上，模型的構(gòu)建是合理的。D—W檢驗值為1.876，說明并不存在自相關(guān)問題。為進(jìn)一步檢驗?zāi)Ｐ蜆?gòu)建的合理性與穩(wěn)健性，我們?nèi)颖緯r間跨度的1/3作為滯后階，畫出實證結(jié)果殘差的自相關(guān)與偏自相關(guān)圖，詳情如圖1所示。

圖1的檢驗結(jié)果表明，在95%的置信水平下，模型(4)實證結(jié)果殘差的自相關(guān)與偏自相關(guān)點皆落在95%的置信區(qū)間內(nèi)，表明實證殘差序列并不存在自相關(guān)，這進(jìn)一步驗證了模型的穩(wěn)健性與可靠性。

(二)實證結(jié)果分析

根據(jù)表1的實證結(jié)果，本文具體分析如下：

1. 農(nóng)村生產(chǎn)技術(shù)?、農(nóng)村資本存量k、農(nóng)村耗電量re和農(nóng)村金融效率ef的估計參數(shù)分別為0.121 5、0.263 2、0.350 8和0.318 4，均顯著為正，說明其對農(nóng)村人均產(chǎn)出增長起促進(jìn)作用。這符合我們的先驗預(yù)期。具體而言：(1)農(nóng)村生產(chǎn)技術(shù)系數(shù)估計參數(shù)為常數(shù)0.121 5，說明我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)具有自主技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)。(2)農(nóng)村資本存量每增加1個百分點，農(nóng)村人均產(chǎn)出將增加0.263 2個百分點；農(nóng)村耗電量每增加1個百分點，將帶動農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長0.350 8個百分點；農(nóng)村金融效率每增加1個百分點，農(nóng)村人均產(chǎn)出將增加0.318 4個百分點。(3)農(nóng)村資本存量、農(nóng)村耗電量、農(nóng)村金融效率、農(nóng)村金融規(guī)模、農(nóng)村金融相關(guān)率和貨幣調(diào)控同時增加1個百分點，并配合農(nóng)村經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)自主技術(shù)進(jìn)步，將導(dǎo)致農(nóng)村人均產(chǎn)出增加1.086 5個百分點，呈現(xiàn)出微弱的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益。也因此說明了，人力資本、農(nóng)村人力資源、農(nóng)村資本存量、農(nóng)村耗電量、農(nóng)村金融效率并配合農(nóng)村經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)自主技術(shù)進(jìn)步是推動農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的五大支柱。

2. 參數(shù)估計結(jié)果表明，貨幣調(diào)控m的估計參數(shù)在5%的顯著性水下不顯著，說明貨幣調(diào)控對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長具有長期無效性。這主要是因為：(1)農(nóng)村封閉式的融資環(huán)境，使得貨幣政策的調(diào)控效力無效；(2)農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)受歧視政策驅(qū)使，對農(nóng)村金融市場的壟斷和農(nóng)村資本外流，導(dǎo)致農(nóng)村金融市場無效影響農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長；(3)農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)對農(nóng)村信貸實施配給制和信息非對稱性，鈍化了其對貨幣調(diào)控的響應(yīng)；(4)嚴(yán)格的利率管制，引致銀行的貸款利率低于市場均衡利率，農(nóng)村信貸萎縮的傳遞效應(yīng)和資本配置的非效率，抑制了貨幣調(diào)控對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的經(jīng)濟(jì)影響。

3. 農(nóng)村金融規(guī)模s的估計參數(shù)符號為負(fù)，且異于零，這表明農(nóng)村貸款占農(nóng)村總產(chǎn)值的比例越高，越不利于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長。這與王倩(2010)[10]138-145、趙洪丹(2011)[4]58-63等學(xué)者的研究相吻合。這可能的原因有：(1)緣于政策性歧視，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的可信貸資金稀缺，資本配置效率低和貸款機(jī)會成本高；(2)相對而言，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)管理模式僵硬，管理者忽視農(nóng)村金融與城市金融在貸款管理方面的異質(zhì)性，使得農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的管理成本相對較高；(3)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施相對落后，增加了農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的代理成本和監(jiān)督成本。農(nóng)村金融規(guī)模每增加1個百分點，將導(dǎo)致農(nóng)村人均產(chǎn)出下降0.000 2個百分點，農(nóng)村金融規(guī)模雖對農(nóng)村人均產(chǎn)出的影響甚微，但反映出農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的資本配置效率低、信貸成本高、管理方式僵硬等問題。

4. 金融效率ef和金融相關(guān)率fc的估計參數(shù)符號均為正，且異于零，說明金融效率和金融相關(guān)率提高，均有利于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長，印證了我們的上述觀點與先驗預(yù)期吻合，并結(jié)合金融規(guī)模因素，共同驗證了假設(shè)2的合理性。農(nóng)村金融效率每增加1個百分點，將導(dǎo)致農(nóng)村人均產(chǎn)出增加0.318 4個百分點；農(nóng)村金融相關(guān)率每增加1個百分點，將導(dǎo)致農(nóng)村人均產(chǎn)出增加0.024 1個百分點。上述結(jié)果表明，農(nóng)村金融效率正向沖擊農(nóng)村人均產(chǎn)出。這與趙洪丹(2011)[4]58-63的研究結(jié)果相反。我們認(rèn)為，儲蓄源于農(nóng)戶收入的未消費部分，在農(nóng)村金融遭受歧視的背景下，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的資金來源于農(nóng)戶儲蓄和農(nóng)業(yè)存款；基于資金部分轉(zhuǎn)移理論，農(nóng)戶與農(nóng)業(yè)存儲增加將促使農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)增加農(nóng)村貸款，農(nóng)村信貸資金投入的增加帶動農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長，且農(nóng)村金融相關(guān)率正向沖擊農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長。這主要是因為，貨幣與準(zhǔn)貨幣流通的無界性，相對農(nóng)村生產(chǎn)總值而言，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的信貸雖存在結(jié)構(gòu)性失衡，但信貸總量增加，增加農(nóng)村資本存量，可支配資本增加和農(nóng)村資金原有的稀缺，提高了信貸資金的配置與使用效率，因而有利于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長。

5.貨幣調(diào)控m、農(nóng)村金融規(guī)模s、農(nóng)村金融相關(guān)率fc和農(nóng)村金融效率ef估計參數(shù)的和為0.351 0，總體而言，說明貨幣調(diào)控和農(nóng)村金融發(fā)展等要素對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的影響是缺乏彈性的。農(nóng)村金融投入相對缺乏效率。但深入分析，各要素對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的影響是不相同的，已如上所述，就不再贅述。

(三)政策建議

為使農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長協(xié)同發(fā)展，基于上述控制變量對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，我們提出如下政策建議：

1.農(nóng)村人力資源、農(nóng)村資本存量、農(nóng)村耗電量、農(nóng)村金融效率和農(nóng)村技術(shù)進(jìn)步是推動農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的五大支柱，與此相關(guān)的政策仍可繼續(xù)執(zhí)行，如鼓勵農(nóng)民回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)、對農(nóng)民進(jìn)行就業(yè)培訓(xùn)、實施農(nóng)機(jī)補(bǔ)貼、加強(qiáng)農(nóng)村水利和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、實現(xiàn)“鄉(xiāng)村通”、加強(qiáng)農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣等。

2.貨幣調(diào)控失效和農(nóng)村信貸不足的問題歸根到底是農(nóng)村金融體制、市場體系、運行機(jī)制改革和金融治理體系、治理能力建設(shè)不到位的問題。因此，首先應(yīng)深化農(nóng)村金融體制、市場體系和運行機(jī)制改革。完善農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)，建設(shè)多元化的農(nóng)村金融主體，推進(jìn)政策性金融機(jī)構(gòu)改革，使農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)充分發(fā)揮貨幣創(chuàng)造的乘數(shù)效應(yīng)。完善金融市場體系，鼓勵金融創(chuàng)新，豐富金融市場層次和產(chǎn)品。建立健全信用評估機(jī)制，增強(qiáng)金融機(jī)構(gòu)的信用防范意識，增強(qiáng)農(nóng)戶信用觀念，降低欺詐失信等現(xiàn)象和減少因信息非對稱而引致的道德風(fēng)險，增強(qiáng)農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的資金配置能力與配置效率。在農(nóng)村經(jīng)濟(jì)貨幣化、金融化、信用化過程中，不斷推進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)資源貨幣化、農(nóng)村資產(chǎn)(如土地、房屋)金融化和農(nóng)戶信用規(guī)范化。其次，應(yīng)加強(qiáng)金融監(jiān)管的治理體系和治理能力建設(shè)。建立農(nóng)村資金回流農(nóng)村的引導(dǎo)機(jī)制及其引導(dǎo)基金，引導(dǎo)縣域及其以下金融機(jī)構(gòu)將資金引向農(nóng)村。制定社會再投資法規(guī)，規(guī)范和強(qiáng)化縣域金融機(jī)構(gòu)吸收存款與發(fā)放農(nóng)村貸款的比率，完善金融機(jī)構(gòu)市場化退出機(jī)制，提高資金配置的公平性。

四、主要結(jié)論

針對現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長間經(jīng)濟(jì)關(guān)系的芻議，本研究基于經(jīng)改進(jìn)后C—D函數(shù)模型，考察貨幣調(diào)控、金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長問題，并得出如下主要結(jié)論：

1.農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系。農(nóng)村金融效率與農(nóng)村人力資源、農(nóng)村資本存量、農(nóng)村耗電量和農(nóng)村技術(shù)進(jìn)步共同推動農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長，現(xiàn)行的相關(guān)政策可繼續(xù)執(zhí)行。

2.貨幣調(diào)控對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長具有長期無效性。這主要緣于農(nóng)村金融環(huán)境封閉、農(nóng)村資本外流、歧視性政策下信貸萎縮的傳遞效應(yīng)和資本配置的非效率等因素。農(nóng)村金融規(guī)模負(fù)向沖擊農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長，這主要是受金融歧視性政策、農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)管理方式僵硬等因素的影響。因此，需要結(jié)合市場與政府的作用，深化農(nóng)村金融體制、市場體系、運行機(jī)制改革和金融治理體系、治理能力的建設(shè)，以實現(xiàn)資源配置的高效和公平。

本研究的主要貢獻(xiàn)：基于C—D生產(chǎn)函數(shù)模型，驗證了王倩(2010)[10]138-145、趙洪丹(2011)[4]58-63等學(xué)者部分成果的合理性，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村金融發(fā)展與其他要素稟賦可共同而有效地解釋農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長，但不同金融指標(biāo)對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的影響存在明顯異質(zhì)性。本研究的局限性：因農(nóng)村金融相關(guān)數(shù)據(jù)缺失和現(xiàn)有文獻(xiàn)的不足，我們無法對其他相關(guān)結(jié)論進(jìn)行微觀檢驗與計量實證。

[1] 丁志國, 徐德財, 趙晶. 農(nóng)村金融有效促進(jìn)了我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展嗎？[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題, 2012(9).

[2] 溫濤, 冉光和, 熊德平.中國金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2005(9).

[3] 禹躍軍, 王菁華. 基于VAR模型的中國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究[J]. 經(jīng)濟(jì)問題, 2011(11).

[4] 趙洪丹. 中國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系——基于1978—2009年數(shù)據(jù)的實證研究[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)家, 2011(11).

[5] 曹協(xié)和. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)村金融發(fā)展關(guān)系分析[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題, 2008(11).

[6] 姚耀軍, 和丕禪. 中國農(nóng)村金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(1978—2001)實證分析[J]. 西北農(nóng)林科技大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版), 2004(6).

[7] 安翔. 我國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)分析——基于帕加諾模型的實證檢驗[J]. 經(jīng)濟(jì)問題, 2005(10).

[8]GreenwoodJ，JovanovicB.Financialdevelopment,growthandthedistributionofincome[J].JournalofPoliticalEconomy, 1990, 98(5).

[9]LevineR.FinancialDevelopmentandEconomicGrowth:ViewsandAgenda[J].JournalofEconomicLiterature, 1997, 35(2).

[10] 王倩. 農(nóng)村金融、財政支農(nóng)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的協(xié)整分析：1978—2007[J]. 吉林大學(xué)社會科學(xué)學(xué)報，2010(3).

[11] 靳慶魯, 孔祥, 侯青川. 貨幣政策、民營企業(yè)投資效率與公司期權(quán)價值[J].經(jīng)濟(jì)研究, 2012(5).

[12] 王征, 魯釗陽. 農(nóng)村金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距——基于我國省級動態(tài)數(shù)據(jù)模型的實證研究[J]. 財貿(mào)經(jīng)濟(jì), 2011(7).

[13] 雷輝. 我國資本存量測算及投資效率的研究[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)家, 2009(6).

[14] 單豪杰. 中國資本存量K的再估算：1952—2006[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究, 2008(10).

[15] 烏東峰，李思維.新型城鎮(zhèn)化中兩型農(nóng)業(yè)金融支持研究[J].求索，2013(10).

責(zé)任編輯：廖文婷

Monetary Adjustment, Finance Development and Rural Economy Growth

PENG Qing-hua, LI Hui

(SchoolofBusiness,HunanUniversityofScienceandTechnology,Xiangtan,Hunan411201,China)

According to the controversies whether rural finance development level accelerates rural economy growth, this paper constructs improved C-D function model included monetary adjustment, rural finance scale, rural finance efficiency and rural financial interrelation ratio etc, based on the data from 1990 to 2012, to study the economic effect of monetary adjustment and finance development to rural economy growth. The results show that: in long term, finance development accelerates rural economy growth. The efficiency of rural finance and rural human resources, rural capital stock, rural electricity consumption and rural technological progress promote the rural economic growth. The monetary control has no effect on rural economic growth in long-term. The rural financial scale negatively impact the growth of the rural economy, and rural financial interrelation ratio positively promote rural economic growth. Therefore, it’s needed to deepen reform of the rural financial system and mechanism,and promote construction of the rural financial system of governance and capacity.

monetary adjustment; finance scale; finance efficiency; rural economy

2014-12-11

彭清華(1965-)，男，湖南湘陰人，博士，湖南科技大學(xué)商學(xué)院教授。

F830

A

1001-5981(2015)03-0075-04