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摘要:運用內生增長理論，本文對農村金融對農村經濟發展的作用機理展開了分析，并且結合某省數據驗證了農村金融對農村經濟發展的作用效果。從分析結果來看，相較于金融規模，金融效率可以通過促進人力資本積累和技術進步更好的推動農村經濟發展。

關鍵詞:農村金融；農村經濟發展；物質資本積累；技術進步；人力資本積累

近年來，為推動農村經濟的發展，國家出臺了多項政策推動農村地區的金融發展。而掌握農村金融對農村經濟發展的作用機理，才能更好的了解金融發展給農村經濟帶來的作用效果，從而更好的制定金融發展策略。因此，還應加強對農村金融對農村經濟發展的作用機理及作用效果的分析，以便更好的推動農村地區的發展。

一、農村金融對農村經濟發展的作用機理分析

在現代金融理論中，在經濟發展作用機制研究方面，內生經濟增長模型理論為具有一定代表性的理論，其能用于描述金融中介對經濟發展的作用機理。運用該理論，可以認為金融中介能夠為經濟發展帶來三大效應，即物質資本積累效應、技術進步和人力資本積累效應。農村金融屬于金融的組成的一部分，擁有一般金融的特征，同時也帶有一定的特點。分析農村金融發展過程可以發現，其能為農村經濟發展帶來儲蓄效應、投資效應和資源配置效應，而這三種效應能夠從物質資本積累、技術進步和人力資本積累三方面得到體現，從而對農村經濟發展產生促進作用。首先，在農村金融取得發展的過程中，農戶的信貸約束將逐步得到緩解，從而使擁有更多資金的農戶積極投入到農業生產活動中，為推動農業經濟的發展實現人力資本積累。其次，在農村金融發展的同時，金融工具將變得多元化，從而使農業建設的融資渠道得到擴寬，同時使信息不對稱帶來的農村投資不足問題得到解決，因此能夠為農村經濟發展實現物質資本積累。最后，在農村金融體系得到不斷完善的情況下，金融投資人員可以將更多資金投入到產出效率更高的農業項目中，帶動農村經濟的技術進步。因此從作用機理上來看，在農村金融取得發展的背景下，伴隨著人力資本和物資資本的積累，同時伴隨著技術進步，農村經濟將取得增長。

二、農村金融對農村經濟發展的作用效果研究

為證實農村金融對農村經濟發展的作用機理及作用效果，還要建立農村經濟增長模型，并通過選取合適的指標反映農村金融對農村經濟發展的作用。結合模型分析結果，則能通過分析作用效果驗證提出的作用機理。(一)模型建立。按照內生增長模型理論可知，農業總資本存量與農業總產出存在線性關系，可以利用式(1)表示。式中，A為常數，為農業投資效果，Kt和Yt分別為農業總資本存量和總產出。Yt=AKt(1)在農村經濟資本中，主要包含人力資本和物質資本，分別利用L和K表示，二者的比值為B，為常數，即能實現二者的瞬時調整。利用式(2)，可進行生產函數表達，其中α∈[0,1]。LnY=LnA+αLnK+(1-α)LnL(2)結合上述內容，可利用式(3)反映農村經濟增加值RGDP，式中Tech指的是農村經濟增長技術因素。RGDP=F(K,L,Tech)(3)為反映農村金融發展對農村經濟增長的影響，需利用農村金融發展規模、發展效率兩個指標進行農村金融發展情況的反映。結合我國農村地區實際發展水平，目前農業有價證券規模較小，可以利用金融相關率FIR作為規模指標。在FIR與農村存款和貸款余額之和DL、農業增加值RGDP之間，存在FIR=DL/RGDP的關系。金融發展效率即金融中介將存款轉化為貸款以推動經濟增長的效率，可以利用貸款額與農業增加值的比值FE作為效率指標。在人力資本積累、物質資本積累和技術進步等效應的反映上，則分別利用K、L、Tech作為指標。針對模型的自相關問題，需利用廣義差分法完成模型處理，得到式(4)的回歸模型，t值可取-8.822和9.170，R2為0.880，DW為1.496。LnRGDP=3.390-5.883LnFIR+5.709LnFE(4)通過回歸分析可以發現，可以得到滿意的DW值，并且R2較高，得到的回歸系數顯著，可以認為農村金融發展規模與效率兩個指標能夠用于進行農村地區金融發展情況的反映。在發展規模增長1%的條件下，農村RGDP會降低5.883%；在農村金融發展效率增長1%的條件下，農村RGDP會提升5.709%；。由此可見，增加農村金融規模，將導致農村經濟發展受到抑制，但提高金融發展規模，可以促進農村經濟發展。為驗證作用機理，還要利用式(5)分析農村金融發展給農村物質資本積累、人力資本積累和技術發展帶來的影響。===),(),(),(FIRFEFTechFIRFEFLFIRFEFK(5)(二)樣本分析。在運用模型展開分析的過程中，還要從《中國農村統計年鑒》中進行某省2000-2016年指標變量樣本數據的獲取。在此基礎上，為使數據異方差性得到減少，還要對變量數據進行自然對數處理，以便使數據接近正態分布，得到取值范圍的縮小。如表1所示，為得到的模型變量統計性描述結果。在得到的分析模型中，值越接近1，則可以證明模型擁有較好的回歸擬合效果。而t值越大，說明模型系數越顯著。表1模型變量統計性描述結果變量均值標準差最大值最小值農村金融發展規模0.86120.22571.34800.4291農村金融發展效率0.55640.11570.78870.4291農村物質資本積累89.2992.66361.0717.02農村人力資本積累2.75631.65456.26010.9315農村技術進步0.75040.52441.52150.0523(三)作用效果。運用Eviews8.0完成回歸模型OLS回歸分析可以發現，從得到的物質資本積累實證模型來看，如式(6)，t值為8.88456、-5.6117和-4.4993，R2為0.805，DW為1.997。在農村金融發展規模增長1%的條件下，農村物質資本積累會降低0.9687%；而在發展效率增長1%的條件下，農村物質資本積累會降低5.2725%。由此可見，該省農村金融的發展，將給農村物質資本積累帶來不良影響。LnK=7.8913-0.9687FIR-5.2725FE(6)從得到的人力資本積累實證模型來看，如式(7)，t值為-3.3384.-7.074和-13.876，R2為0.812，DW為2.063。在農村金融發展規模增長1%的條件下，農村人力資本積累會降低2.7347%；而在發展效率增長1%的條件下，農村RGDP會提升9.6634%。由此可見，該省農村金融規模的發展將給農村人力資本積累帶來不良影響，但金融效率發展能夠給人力資本積累帶來促進作用。LnL=-1.4954-2.7347FIR*9.6634FE(7)從得到的技術進步實證模型來看，如式(8)，t值為-4.027、-8.349和-6.500，R2為0.898，DW為1.896。在農村金融發展規模增長1%的條件下，農村技術進步會降低5.2381%；而在發展效率增長1%的條件下，農村技術進步會提升8.421%。由此可見，該省農村金融規模的發展，將給農村技術進步帶來不良影響，但金融效率的發展，將給技術進步帶來促進作用。LnRech=-0.1624-5.2381FIR*8.4212FE(8)由上述分析可知，在農村金融取得發展的過程中，農村資金配置情況可以得到一定程度的改善，而農村人力資本積累情況和技術進步情況則會得到顯著改善，從而有效推動農村經濟的發展。

通過分析農村金融對農村經濟發展的作用機理及作用效果可以發現，推動農村金融發展，可以通過改善農村物質資本積累、人力資本積累和技術進步推動農村經濟發展。而在實際發展農村金融的過程中，還應結合當地實際需求進行金融規模和金融效率的適當發展，以便為農村經濟發展提供更多保障。

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作者:張娟 陳媛 彭龍 楊東 劉琳 王永行 單位:1.巴彥淖爾市農牧業科學研究院 2.包頭市園林綠化管理局