中国农村金融对农村经济发展的影响_省略_基于农业经济发展和农民增收的视角_陈雷生.docx
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1、 吉林农业大学学报 2014,36( 6) : 742 747 http:/ Journal of Jilin Agricultural University E-mail: 中国农村金融对农村经济发展的影响 , 基于农业经济发展和农民增收的视角 陈雷生 清华大学马克思主义学院,北京 100084 摘要:基于中国农村金融发展及 “ 三农 ” 问题发展的背景,详细分析了农村金融发展对农业经济发展和农民 增收的影响,并在此基础上借助 1980 2012年的数据进行相关实证分析。结果显示 :农村金融在中国农村经 济发展中发挥了重要作用,近年来,农村金融的快速发展有效地促进了农村经济的增长,但农村金
2、融发展在促 进农民增收中的作用较弱。 关键词:农村金融;农村经济发展;农民增收 中图分类号: F830. 6 文献标识码 : A 文章编号: 1000-5684( 2014) 06074206 DOI: 10.13327/j.jjlau.2014.2375 引文格式:陈雷生 .中国农村金融对农村经济发展的影响:基于农业经济发展和农民增收的视角 ra.吉林农 业大学学报,2014,36(6):742-747. Impact of Chinas Rural Finance on Rural Economic Development: The Perspective of Agricultural
3、Economic Development and Farmers Income Increase CHEN Lei-sheng College of M rxism y Tsinghua University f Beijing 100084? China Abstract: Based on the background of Chinese rural financial development and rural problems this article analyzed the influencing mechanism of rural financial development
4、on agricultural economic development and farmers December 陈雷生:中国农村金融对农村经济发展的影响 745 本研宄在此考察农村金融发展对农业产出 (F)和农民收入 ( /)的影响,农村金融发展在此选 取农村金融规模指标 ( F/R)和农村金融支农程度 (TO)指标,基本模型设定如下: lnF = a0 + a (f) + a2ln/i + a3lnL + a4lnf/R + s (1) lnF = a0 + aW (f) + a2ln/i + a3lni + a4lnf_D + s (2) In/ =/30+ /3tA (t) + /3
5、2lnK + /33lnL + /34lnFIR + e (3) In/ - /3 + /3iA(t) + /32lnK + y83lni + /34inFD + e (4) 由于时间序列自身存在的非平稳性所致,简 单的多元回归会导致回归结果的 “ 伪回归问题 ” , 基于此,分别借助 ADF单位根检验和 Johansen协 整检验等方法,进一步确定各时间序列的平稳性 和回归方程的协整关系。如果变量自身或者其差 分项平稳,则表明变量存在单整关系,在此基础 上,进一步对存在单整关系的变量进行协整检验, 以确定农村金融发展与农业发展和农民收入之间 存在 的长期关系。 2.1.1 平稳性检验平稳性检
6、验结果见表 1 检验形式 ( c, t, k)表示单位根检验方程,包括截 距项、时间趋势和滞后阶数,是指不包括时间趋 势项 。 表 1变量的平稳性检验结果 Table 1. Results of variable stationarity test 琴量 Variable ADF检验值 ADF test value 检验形式 ( c, t, k) Test form 5%的临界值 Critical value 结论 . Conclusion InF -9.38 (c, t, 4) -1.96 稳定 In/ 1. 12 (c, 0,4) -1.96 不稳定 A(t) -1.95 (c, t, 1
7、) -2. 16 不稳定 nK -0.73 (c, t, 4) -1.96 不稳定 InL -1.21 (c, 0, l) -1.96 不稳定 InFIR -2.34 (c, t, 1) -3. 16 不稳定 nFD -0.97 (c, t, 2) -1.96 不稳定 经过检验,在 5%显著水平,除了 lnF项,其他 各个序列都不是平稳序列,在经过一阶差分后,各 序列都变为平稳序列,得出各序列在 5%显著水 平是一阶单整序列。 2.1.2 协整检验各个同阶单整的序列很可能 存在协整关系,在进行回归估计之前还要对其进 行协整检验。根据协整原理,本研宄采用 Johans en 特征根迹检验法, 通
8、过计算特征 根来分 别判断 各回归方程中不平稳序列之间的协整关系。检验 结果见表 2 (表中数据为各协整检验中的特征根 迹统计量 表示协整关系的个数 ” 表示在 1 0 % 显 著 水 平 显 著 ” 表 示 在 5%显 著 水 平 显 著)。 表 2变量协整检验结果 Table 2. Results of variable cointegration test 原假设 Null hypothesis 协整关系的个数 r = 0 r 1 r d No. of cointegration relationship 模型 ( 1) Model (1) 36.443* 22. 231* 8. 187
9、* 3 模型 ( 2) Model (2) 39. 520* 34. 527* 6. 437* 3 模型 ( 3) Model (3) 35.430*24.017* 5. 879* 3 模型 ( 4) Model (4) 39. 549* 19. 880 & 7. 034* 3 由表 2可知,模型 ( 1)、 ( 2)、 ( 3)、 ( 4)中各一 量通过某种线性组合是平稳的。因此,可以进一 阶单整的变量之间都存在着协整关系,即它们之 步对上述模型进行回归分析。 间存在着长期稳定的关系,模型中各不平稳的变 吉林农么大学学报 Journal of Jilin Agricultural Unive
10、rsity 746 吉林农业大学学报 2014年 12月 2.2指标及数据说明 农村金融发展指标:由于我国农村金融机构 的金融表现形式单一,主要是存贷业务,所以本研 宄选取农业存款、农业贷款作为农村金融发展状 况的衡量指标,借助中国 1980 2012年的相关数 据进行实证分析,具体指标构建如下: (1) 农村金融发展规模指标:在衡量我国农 村金融发展水平时,由于缺乏农村金融资产总量 的相关统计数据,故无法直接使用国外学者惯用 的戈氏和麦式指标,只能利用农村存、贷款的数据 来设定农村金融发展规模的衡量指标。基于此, 实证分析中选取农村存款、贷款余额之和占 GDP 的比重作为农村金融发展规模的替
11、代指 标。相关 数据来源于中国金融统计年鉴。 (2) 农村金融支农程度指标:由于经济增长 主要依赖于金融部门的资金融通功能,因此银行 信贷规模是度量金融发展对经济融资功能的合理 指标。就农村金融支农程度而言,本研宄采用农 村贷款余额占农村 GDP的比重来衡量中国农村 金融的支农程度,农村 GDP数据来源于新中国 五十年统计资料汇编和历年的中国统计年 鉴。 (3) 4 W技术进步的估计:以往学者主要采 用索罗余值方法计算技术进步,但索罗余值方法 受限于具体生产函数的限定。本研宄在此运用 DEA的 Malmquist指数方法来 估计中国全要素生 产率的变动状况,该方法的优点是无需设定具体 的生产函
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