第一节农村微型金融机构支农效应的实证研究
6.1.1文献回顾
众所周知，影响居民收入增长的因素很多。长期以来，许多经济学家利用各种各样的方法，对收入增长问题做出了大量研究，使得这一研究领域得以不断更新。不可否认的是，学者们已经对金融是促进经济增长的重要因素这一认识基本达成共识。然而，国外对于金融发展与经济增长关系的研究主要是集中在他们整体关系的探讨上，如Hicks（1969）、Mckinnon和Shaw（1973）、King和Levine（1993）等，而关于农村金融发展与农民收入增长关系的探索则很少。相对而言，他们对于农村金融发展中的特点与功能研究则比较多见。Adams和Vogel1986认为，农村地区金融市场应该实行更灵活的利率政策、获取较少的贷款对象，并且提高金融服务的质量。Kumar2004指出，农村信贷不同于其他信贷，农村信贷的基本特征是产量的不确定性及较高的交易费用，经常会导致一个较高的债务比率。此外，对于局部国家和地区的农村金融市场研究中，Adams、Chena和Lamberte1993将台湾和菲律宾的农村金融市场进行了比较，认为20世纪90年代初，台湾比菲律宾更有效地发挥了农村金融功能，进行资源的合理配置，这是导致台湾经济发展更好的一个原因。Klaus P.Fischer1998研究发展中国家经济、金融改革中的金融合作对于促进农村中小企业融资的功能与作用。在中国农村金融发展问题的研究上，Stiglitz、Weiss1981以中国农户作为例研究了不完全信息条件下的信贷配给理论，认为中国农户文化程度和经济发展水平与借贷发生率有很强的关系。并且，他们还发现随着收入水平的提高，农户用于盈利性投入更倾向于短期借贷。Fleisher等人1994通过对中国农村28个省份1986-1989年数据的计量分析，认为农户住房投资与名义存款利率呈现负方向的变动，与通货膨胀率呈现正方向的变动，且农业投入也与实际存款利率有关。
近些年来，伴随着我国农村金融改革的不断推进，国内学者开始对我国农村金融发展与农村居民收入增长关系进行了广泛研究，目前主要存在两种截然不同的观点。一是促进论。姚耀军2004基于VAR模型及其协整分析，利用Granger因果检验法，对中国农村1978-2002年间金融发展与经济增长的关系作出实征研究，认为中国农村金融的发展与农村经济增长存在着一种长期均衡关系。安翔2005对内生增长理论中的帕加诺模型作适当变换后，通过多元线性回归分析，结果显示：在农村经济增长过程中，金融业的发展对其具有显著的促进作用。周才云2010对1978-2007年的相关数据进行了实证检验，认为农村金融发展与农村居民收入增长存在长期协整关系。二是促退论。温涛等人2005在对中国金融发展与农民收入增长进行制度和结构分析的基础上，运用1952-2003年的实际数据，对中国整体金融发展、农村金融发展与农民收入增长的关系进行了实证研究。结果显示：中国金融发展对农民收入增长具有显著的负效应。刘旦2007运用1978-2004年的统计数据进行研究，结果表明农村金融发展效率对农民收入增长具有显著的负效应。赵洪丹2011实证分析了1978-2009年中国农村金融发展与农村经济发展的关系，结论显示：中农村金融规模对农村经济发展具有显著的负面效应，农村存款与农村经济发展之间不存在显著的格兰杰因果关系，农村经济发展对农村金融规模和农村金融效率均具有负向影响。
6.1.2帕加诺模型
上述学者因研究视角、方法和样本所取时间段的不同，而使得其结果也截然不同，这可能也是一直以来国内学者们在我国农村金融发展与农村居民收入增长关系上无法达成一致结论的原因之一。与已有文献不同的是，本文引入新的经济指标并运用帕加诺模型检验1978-2010年我国农村信用社的发展对农村居民收入增长的支持效应168。
这里，我们将首先简要分析帕加诺模型（Pagano，1993）中金融对经济增长的作用机制。
考虑最简单的内生增长模型——AK模型，其中总产出是总资本存量的线性函数。
Yt是第t期总产出，Kt是第t期总资本存量，A为资本边际产出率。为简单起见，假设人口规模不变，并且每个厂商面临收益不变的技术，所有经济体系只生产一种商品，这种商品可被用于投资或消费（如果被用于投资，每期以δ的比率折旧）。
在一个没有政府的封闭经济中，资本市场的均衡条件是：总储蓄St等于总投资It。
经济增长率依赖于边际产出率、储蓄率、储蓄投资转化率以及折旧率。而金融体系作为一个中介机构，其中的首要功能便是能够有效地将储蓄转化为投资，将资金盈余部门转移给资金短缺的部门。另一方面，金融体系的发展可以更好地降低交易成本，提高交易效率，从而更好地促进经济的增长。
6.1.3实证分析
6.1.3.1模型的建立与指标说明
上述帕加诺模型的分析结论也同样适用于农村经济金融领域的研究，因为农村金融体系也具有同样的功能。这里，笔者借鉴（6.7）式的结果进行检验1978-2010年农村储蓄投资转化率对农村名义GDP增长的促进作用，换句话说，就是探讨我国农村信用社发展对农村经济增长的中介支持作用。
利用EViews6.0软件，经检验利用广义差分法调整后的自相关检验结果D.W等于1.225071，可以看出各变量已经不存在自相关关系。下面，我们将分别对各指标进行说明。
1、农村经济增长率。由于统计资料中没有关于农村GDP的直接数据，因此笔者使用历年农业总产值与乡镇企业增加值之和的增长率作为农村名义GDP增长率的指标，也即农村经济增长率的指标。
2、农村储蓄率。本文中的农村储蓄率为历年农村信用社储蓄额与农村名义GDP的比值。
3、农村的资本边际生产率。这里，农村的资本边际生产率为历年固定资产投资与名义GDP的比值。
4、农村的储蓄投资转化率。目前，学术界对储蓄投资转化率的定义还没有统一的界定。傅强、刘远举2007认为储蓄投资转化率代表广义的储蓄额（包括国民存入金融机构的储蓄和投入到股票市场、债券市场等金融市场的资金）转化为全社会固定资产投资额的比率。而包群等人2004将储蓄定义为国民储蓄（即国民总收入与居民消费、政府支出的差额），投则资包含外商投资和全社会固定资产投资额。鉴于农村经济的特点及相关数据的可得性，本文中的储蓄投资转化率为农村信用社的贷款与农村存款的比值。
此外，这里的数据来自《中国统计年鉴》（1982-2011）、《中国农村金融统计年鉴》（1979-1989）、《中国金融年鉴》（2000-2010）、《中国农村统计年鉴2010》、《中国乡镇企业统计资料（1978-2002）》及相关统计网站，通过计算和整理我们得到结论。
6.1.3.2单位根检验
单位根检验是研究经济时间序列平稳性的一种基本方法，也是变量之间协整检验的前提。下面首先将采用扩展的迪克—富勒检验（Augmented Dickey-Fuller Test）来检验上述变量之间是否存在单位根。其基本原理为：设临界值为？那么对于任何检验的t值，如果t＞？则不拒绝原假设，表明二者之间存在单位根；反之，如果t＜？则拒绝原假设，表明二者之间不存在单位根。依据上述数据，我们使用EViews6.0软件得出如下结果：
6.1.3.3Johansen协整检验
协整检验的目的是决定一组非平稳序列的线性组合是否具有稳定的均衡关系，一种有效的检验方法由Johansen和Juselius（1990）提出，被称为Johansen协整检验。其基本思想在于：如果两个或多个时间序列变量是不平稳的，但它们的同阶差分是平稳的，则这些非平稳的时间序列变量存在长期的协整关系。在经济学意义上，这种协整关系的存在便可以通过一个变量的绝对值的变化影响另一个变量的绝对值的变化，若变量之间没有协整关系，则不存在一个变量来影响另一个变量的绝对值变化的基础。原始变量之间存在单位根，后将其分别进行一阶差分，各变量之间不存在单位根，在5%显著水平下至少存在一个协整向量，表明改革开放以来我国农村储蓄投资转化率对农村经济增长具有一定的促进作用，也即农村微型金融的发展有利于农村经济增长率的提高。
方程（6.9）各系数下面括号内的数据是标准差。该方程表明1978-2010年我国农村名义GDP增长率与储蓄率、资本边际生产率、储蓄投资转化率之间存在着长期稳定的、均衡的协整关系。具体地说，协整方程的右边测算出农村的边际生产率对名义GDP增长率的贡献率为5.399907，表明农村资本的边际生产率与名义GDP增长率之间呈现正相关关系，更精确地讲，就是农村资本边际生产率每增加一个百分点，农村名义GDP将增加5.399907百分点；储蓄投资转化率与名义GDP增长率之间也是正的关系，系数为5.965233，说明了长期以来农村储蓄投资转化率的提高对农村名义GDP增长有显著影响，农村储蓄投资转化率每增加一个百分点，农村名义GDP将增加5.965233百分点；相对而言，只有农村储蓄率与名义GDP增长率呈现负相关关系，说明了我国农村居民储蓄的过多增长并不有利于农村经济的增长。因此，需要积极鼓励金融机构的参与，才能将储蓄资金有效地转化为投资，进而更有利于农村经济健康、稳定的增长。
6.1.3.4误差修正模型
误差修正模型（error correction model，ECM）最早由Sargen（1964）提出，并经Engle和Granger加以推广。从理论上讲，协整检验只是表明变量之间的长期平稳关系，而大多经济变量之间既存在长期影响也有短期波动，ECM模型则很好的反映了具有协整关系的非平稳时间序列变量之间的关系。
由于农村名义GDP增长率与储蓄率、资本边际生产率、储蓄投资转化率之间存在着长期稳定的、均衡的协整关系，根据Granger定理，一定存在描述居民储蓄短期波动向长期均衡调整的误差修正模型。
显然，该方程中所估计的系数大部分在统计上均是显著的，只有个别的不甚显著，但是整体来看，这些系数在标准检验的基础上是显著的，其中D.W.的值为1.371954，表明了原方程变量之间不存在明显的自相关性，F值为6.343651，且的值为0.513920，说明方程的整体检验结果较好。我们知道，ecmt-1系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度，系数越大表明调整力度越大，或者说自我修正功能越强，反之亦然。误差修正模型中估计的ecmt-1系数较大（为-0.679877），说明了长期均衡误差对Lng调整速度较快，深层经济含义是指储蓄投资转化率与农村经济增长的长期协调性对农村经济增长的影响大。
6.1.3.5格兰杰因果检验
上述检验的结果可以看出，我国农村微型金融发展和农村经济增长之间存在长期协整关系。但为了更清楚的表明二者之间孰先孰后或者说“先是有鸡还是先是有蛋”的关系，有必要作出进一步的检验。格兰杰因果关系检验是一种用来分析变量之间因果关系的办法，其基本涵义是指如果两经济变量X与Y在包含过去信息的条件下，对Y的预测效果要好于只单独由Y的过去信息对Y的预测，即变量X有助于变量Y预测精度的改善，则称X对Y存在格兰杰因果性关系。即变量X有助于变量Y预测精度的改善，则称X对Y存在格兰杰因果性关系。
