2024年非正规金融发展对农村经济的影响VIP免费

非正规金融发展对农村经济的影响当前，XX省的农村正规金融体系存在着提供农村金融服务不到位的情况，主要表现为商业性金融机构经营重心向城镇转移，合作性金融机构农村信用社的商业化改革使得其经营产生了效益和定位的冲突，政策性金融机构的服务规模和范围有限，而非正规金融系统以其融资额度小、时间快、项目实、投资风险分散、回报方式灵活、手续便捷等特点，弥补了正规金融对农业领域资金供给的不足；但由于“挤出效应”的存在，非正规金融可能会进一步恶化正规金融体系资金配置状况，使更多的资金逃离农业领域流向非农产业领域，抑制农村经济发展；过度发展的非正规金融水平也可能产生相应的风险效应，影响农村经济发展的稳定性。1XX省农村非正规金融水平的测算由于非正规金融具有一定隐蔽性，当前我国并没有官方的统计数据，参考胡宗义、李鹏（20XX）采用《中国固定资产统计年鉴》中将农村固定资产投资分农村非农户投资和农村农户投资的分类。将农村非农户投资中国家预算内资金、国内贷款和利用外资部分以及农村农户投资中的国内贷款部分之和视为农村正规金融；将农村非农户投资中和农户投资中的自筹资金和其他资金之和视为农村非正规金融。鉴于XX省农村数据的可得性，得到截止20XX年XX省的非正规金融水平的相关数据。从表中发现，从2003~20XX年，XX省农村非正规金融水平长期维持在高于70%的水平。在正规金融渠道不能给予农村及农业合适的资金融通渠道的情况下，非正规金融对农村经济的发展起到了较大的作用，说明非正规金融对正规金融起到了“补充效应”的作用。2XX省非正规金融水平对农村经济增长的影响为了检验XX省非正规金融是否对正规金融起到了“补充效应”的作用并促进农村经济增长，本文将采用实证方法检验XX省非正规金融水平与XX省农村经济发展水平的相关关系。2.1模型与参数选择。参考李玮玲（20XX）所采用的实证方法，我们在柯布-道格拉斯生产函数中，将资本k分为正规金第1页共4页融资本zf和非正规金融资本uzf（已经反映在表1中）。由于短时期内技术是固定不变的，我们假设。考虑到农村经济对劳动力的吸纳能力达到最大程度后，农村经济就表现为收益恒定，可以假设。由于统计年鉴的数据缺失，为了反映XX省的农村经济增长水平，本文采用XX省农业总产值用以反映农村经济水平。则公式变化为：lngdp=++δlnuzf+γinzf从公式中我们可以知道δ为XX省农村非正规金融系统对XX省农村经济增长做出的贡献率，γ为XX省正规金融体系对XX省农村经济增长做出的贡献。通过实证我们判断非正规金融系统是否推动了XX省农村经济增长，以及间接反映出是否对非正规金融水平产生了“补充效应”。2.2实证检验。由于所得到的数据为时间序列，本文运用adf检验方法对上述变量进行单位根检验，得到lngdp（-8.86，-3.26）、lnuzf（-2.30，-1.98）和lnzf（-3.89，-3.21），其中括号内为adf检验值和临界值，说明变量在5%显著性水平下均为平稳变量。通过对变量进行协整关系检验，我们得知，在5%显著性水平下回归方程至少存在一个协整关系。通过最小二乘法得到协整回归方程为：lngdp=4.2277+0.3306lnuzf+0.2422lnzf（16.66）（6.1998）（2.6938）r2=0.9705f=164.5046dw=1.61从回归结果来看，协整方程的拟合优度很高，t统计量和f统计值都在5%水平下显著。从方程中可以看出，2003-20XX年非正规金融系统对农村经济增长做出的贡献比正规金融体系要高。2.3XX省非正规金融的过度发展可能引发的“挤出效应”和风险效应。根据表1，我们可以看到XX省非正规金融水平呈现递增的趋势，但为了解非正规金融可能引发的“挤出效应”，本文参考XX省历年农业贷款的数量和农业贷款占全部贷款的比重，从中发现，从2003-20XX年，XX省农业占款比竟然均低于3%，并且农业贷款占款比在逐年下降，这一现象在一定程度上反映了非正规金融的“繁荣”发展的背后，正规金融的发展受到一定程度的抑制。由于农村民间贷款数据难以获得，参考近年来兴起的小额贷款市场和网络借贷市场的利率数据，对比XX省农村信用社一年以内（含一年）基准利率4.35%和中国农业第2页共4页银行一年期贷款利率1.75%的水平，小额贷款市场平均利率水平远高于商...