中國農(nóng)村金融發(fā)展收斂性的空間計量分析

丁兆浩，呂勇斌

（中南財經(jīng)政法大學(xué) 金融學(xué)院，湖北 武漢 430073）

中國農(nóng)村金融發(fā)展收斂性的空間計量分析

丁兆浩，呂勇斌

（中南財經(jīng)政法大學(xué) 金融學(xué)院，湖北 武漢 430073）

改革開放以來，中國經(jīng)濟增長的區(qū)域差異性問題引人關(guān)注，中國農(nóng)村金融發(fā)展的區(qū)域差異性更是如此。本文采用空間計量方法研究1990～2009年中國農(nóng)村區(qū)域金融發(fā)展的收斂性，重點是研究絕對β收斂。本文首先對絕對收斂模型采用傳統(tǒng)的OLS進行估計，然后采用消除空間相關(guān)性的空間滯后模型進行估計，結(jié)果顯示，不管是采用OLS估計還是采用SLM估計都表明中國農(nóng)村地區(qū)金融發(fā)展具有絕對β收斂的特征。最后分析了中國農(nóng)村金融發(fā)展收斂的原因并提出了相關(guān)建議。

農(nóng)村金融；空間計量；收斂性

一、收斂的理論基礎(chǔ)以及相關(guān)文獻綜述

一般而言，經(jīng)濟收斂一般可以分為四種：

（一）σ收斂。σ收斂是指不同的經(jīng)濟系統(tǒng)之間人均收入的離差會隨著時間的推移而趨于下降的特征。這一概念和現(xiàn)實中我們對收斂的理解很是接近，蔡昉、都陽 （2000）使用1978～1998年期間，對中國各省人均GDP進行σ收斂與β收斂分析。在σ收斂方面，使用的是泰爾指數(shù)進行的分析，結(jié)果顯示各省間不存在收斂，但東、中、西部內(nèi)部呈現(xiàn)收斂的特性。而覃成林（2004）對自改革開放以來中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展過程進行了實證分析，結(jié)果表明1978～1990年中國區(qū)域經(jīng)濟存在σ收斂，1990～1999年卻不存在σ收斂。

（二）β收斂。β收斂可以分為絕對β收斂和相對β收斂。

1.絕對β收斂，是指經(jīng)濟增長率和初始經(jīng)濟發(fā)展水平之間存在著負相關(guān)關(guān)系，而且隨著時間的推移，所有國家或地區(qū)將收斂于相同的人均收入水平。“絕對β收斂”內(nèi)含著一個嚴格的假設(shè)：對于由一些經(jīng)濟體所組成的群體，盡管彼此相互封閉，但卻具有完全相同的基本經(jīng)濟特征，包括人口增長率、生產(chǎn)函數(shù)和資本折舊率數(shù)等，從而具有完全相同的經(jīng)濟增長路徑和均衡穩(wěn)態(tài)。

Barro（1992）從探討“貧窮國家或地區(qū)是否比富裕國家或地區(qū)擁有更快的發(fā)展速度”這一經(jīng)濟學(xué)問題出發(fā)，研究哪些因素會導(dǎo)致人均資本收入和產(chǎn)出會隨著時間的推移而趨向收斂。作者以新古典增長模型為框架，研究了美國48個相鄰地區(qū)的經(jīng)濟收斂問題。研究表明，美國在人均資本方面存在明顯的收斂證據(jù)。并指出，若從更廣闊的資本觀點出發(fā)，經(jīng)濟收斂的估計速度會更符合新古典增長模型。他將研究結(jié)果進一步調(diào)和為在更廣闊的跨區(qū)域研究中運用加入條件收斂概念的內(nèi)生經(jīng)濟增長模型。他們得出的結(jié)論是知識技術(shù)在技術(shù)領(lǐng)導(dǎo)者和跟隨者之間可以發(fā)生低成本的模仿，這就使得經(jīng)濟系統(tǒng)之間產(chǎn)生一定的收斂性質(zhì)。經(jīng)濟系統(tǒng)的開放程度是決定收斂速度快慢的決定因素。劉強（2001）分析了1981~1998年中國各省份間經(jīng)濟增長的收斂情況，認為中國地區(qū)間經(jīng)濟增長的收斂性存在著明顯的階段性和區(qū)域性。

2.條件收斂，是指區(qū)域人均收入的增長不僅受期初人均收入水平的影響，而且也受其他因素的影響，例如資源稟賦、區(qū)域間要素流動、知識溢出等。

Chen和Fleisher（1996）利用索洛經(jīng)濟增長模型，發(fā)現(xiàn)1978~1993年中國各省人均國內(nèi)生產(chǎn)總值增長存在有條件收斂性。它取決于物質(zhì)資本分享、就業(yè)增長、人文資本投資和外商直接投資等。Dayal-Gulati和Husain（2000）對1978~1997年中國經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)進行分析，認為投資、國有企業(yè)集中度和銀行存貸比是決定經(jīng)濟增長收斂的重要因素，并用我國四大國有商業(yè)銀行貸款占總貸款的比例作為指標，研究金融資產(chǎn)轉(zhuǎn)移對地區(qū)經(jīng)濟差距的影響，得出了其對經(jīng)濟增長有負面作用，會延緩我國地區(qū)經(jīng)濟收斂速度的結(jié)論。

（三）俱樂部收斂。它是指區(qū)域經(jīng)濟集團內(nèi)部存在收斂趨勢，區(qū)域經(jīng)濟集團之間不存在收斂趨勢。蔡昉等人（2000）的研究認為中國自改革開放以來，由于三個地區(qū)的經(jīng)濟差異過大，從整體看全國的收斂性并未得到支持，但是形成東部、中部和西部地區(qū)三個收斂俱樂部。沈坤榮、馬俊（2002）將中國分為東中西三大地帶，并采用1978～1999年期間各省份的資料進行收斂分析，結(jié)果顯示除西部的收斂現(xiàn)象不顯著外，東中部兩大地帶內(nèi)部的收斂現(xiàn)象很顯著，省際間人均GDP的增長出現(xiàn)了比較顯著的俱樂部收斂，而三大地帶間的差距卻沒有縮小，甚至在不斷地拉大。

從以上分析我們看到，在有關(guān)中國區(qū)域金融發(fā)展的收斂性文獻中，區(qū)域總是被當成一個個相互獨立的個體進行分析，區(qū)域間潛在的空間相關(guān)性的關(guān)系往往被忽略。但是任何一個地區(qū)的金融系統(tǒng)總是與其他地區(qū)的金融系統(tǒng)存在著千絲萬縷的聯(lián)系。特別是當外生沖擊對一個地區(qū)的金融系統(tǒng)造成影響時，不可避免的會波及到臨近地區(qū)，甚至更遠的地區(qū)。

關(guān)于金融發(fā)展的衡量指標，本文與國內(nèi)學(xué)者 （陸文喜，2004；趙偉，2006）保持一致，選取了戈德史密斯（1969）提出的金融相關(guān)比率FIR指標，即“某一時點上現(xiàn)存金融資產(chǎn)總額與國民財富之比”。通常在計算中將其簡化為金融資產(chǎn)總量與GDP之比，以衡量經(jīng)濟金融化的程度。一般而言，金融體系越發(fā)達，金融相關(guān)比率的值也就越高，金融相關(guān)比率值隨著經(jīng)濟發(fā)展而逐步提高。

二、空間計量的理論模型分析

空間計量經(jīng)濟學(xué)的基本思想就是將地區(qū)或機構(gòu)之間的相互關(guān)系引入到模型中，對基本的線性回歸模型（1）通過一個空間權(quán)重矩陣W進行修正：

根據(jù)模型設(shè)定時對“空間”的體現(xiàn)方法不同，空間計量模型主要分成兩種。一種是空間滯后模型SLM，主要是用于研究相鄰機構(gòu)或地區(qū)的行為對整個系統(tǒng)其它機構(gòu)或地區(qū)的行為都有影響的情形：

其中，W是nⅹn階的空間權(quán)重矩陣，也就是n個機構(gòu)或地區(qū)之間相互關(guān)系網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)的一個矩陣。實證估計時，對W權(quán)重矩陣需要進行行標準化，使得權(quán)重矩陣中每行的和為1。Wy為空間滯后因變量，λ是空間自回歸系數(shù)，其他變量意義與基本線性回歸模型相同。

另一種是空間誤差模型SEM，是指機構(gòu)或地區(qū)之間的相互關(guān)系是通過誤差項體現(xiàn)出來的。當機構(gòu)或地區(qū)之間的相互作用因所處的相對位置不同而存在差異的時候采用這種模型會比較合適。具體而言，對于誤差項的空間相關(guān)形式又存在著兩種基本的表達方式，模型形式如下：

空間誤差自相關(guān)模型：

空間誤差移動平均模型：

其中，ρ是空間誤差自相關(guān)系數(shù)，θ是空間誤差移動平均系數(shù)，Wε和Wμ都是空間滯后誤差項。

而我們判斷地區(qū)間的空間相關(guān)存在與否,一般通過包括數(shù)據(jù)的Morans'I檢驗、OLS回歸殘差的Morans'I檢驗、最大似然LM-Error檢驗及最大似然LM-Lag檢驗等一系列空間檢驗進行。Moran’s I檢驗是由Moran（1950）最早提出來的，Moran’s I的表達式為：

其中，e表示回歸方程的殘差估計值。

Moran進一步指出Moran’s I值近似服從期望值為E（I）和方差為V（I）的正態(tài)分布，相關(guān)計算方程如下：

因此，服從標準正態(tài)分布的Moran’s I形式即為：

金融發(fā)展β絕對收斂的回歸方程為：

yiT+t、yit為期末、期初的金融相關(guān)比率。如果斜率系數(shù)β<0則意味著金融發(fā)展在T年間存在收斂，反之，則意味著發(fā)散。

三、中國農(nóng)村金融發(fā)展的收斂性：實證分析

（一）數(shù)據(jù)選取和處理

農(nóng)村金融方面，本文選取了1990年和2009年的全國31個省市的農(nóng)業(yè)存款和農(nóng)業(yè)貸款數(shù)據(jù)（不包括港、澳、臺地區(qū)）；農(nóng)村經(jīng)濟方面，選取的是1990年和2009年的第一產(chǎn)業(yè)增加值，以反映農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展狀況。

本文的數(shù)據(jù)（除西藏農(nóng)業(yè)存款）來源全部來自各地的統(tǒng)計年鑒，其中2009年的北京金融機構(gòu)農(nóng)業(yè)存款和農(nóng)業(yè)貸款來自《北京金融年鑒2010》。在農(nóng)業(yè)存款的數(shù)據(jù)方面，本文選取30個省市（除西藏）的金融機構(gòu)農(nóng)業(yè)存款余額，而對西藏的農(nóng)業(yè)存款數(shù)據(jù)是通過進行估計得到的。同時，本文對上述數(shù)據(jù)采用農(nóng)村CPI數(shù)據(jù)進行了處理。

（二）空間權(quán)重的設(shè)置

空間權(quán)重的設(shè)置是進行空間計量模型分析的基礎(chǔ)，空間權(quán)重的設(shè)置方法很多，本文采用的是比較簡單的一階鄰接Rook方法來構(gòu)造空間權(quán)重矩陣W。本文以全國31個省市為區(qū)域劃分標準，權(quán)重矩陣主對角線上為0，若區(qū)域i和區(qū)域j相鄰，則Wij為1，否則為0。對矩陣進行標準化，用每一行元素除以每一行的元素之和，使得每一行元素的和為1。W為n階矩陣，n代表全國31個省市區(qū)域。

（三）實證分析過程

1.空間相關(guān)性檢驗

本文首先對數(shù)據(jù)進行空間相關(guān)性的檢驗，探索性空間數(shù)據(jù)分析主要使用兩類工具：第一類用來分析空間數(shù)據(jù)在整個系統(tǒng)內(nèi)表現(xiàn)出來的分布特征，一般將這種整體的分布特征稱為全局空間相關(guān)性，用Moran指數(shù)I、Geary指數(shù)C來測度；第二類是用來分析局部子系統(tǒng)表現(xiàn)出來的分布特征，被稱為局部空間相關(guān)性，一般用G統(tǒng)計量、Moran散點圖和LISA來測度。現(xiàn)在就以全局相關(guān)性中的Moran指數(shù)I來具體說明，Moran指數(shù)I的取值范圍一般在-1到1之間，大于0表示正相關(guān)，值接近1時說明具有類似的屬性集聚在一起；小于0表示負相關(guān)，值接近-1時表明具有相異的屬性集聚在一起，如果Moran指數(shù)I接近于0，則表示屬性是隨機分布的，或者不存在空間自相關(guān)性。表1給出了模型（5）的OLS估計結(jié)果及相應(yīng)的檢驗值。

表1 ：絕對收斂模型的OLS估計參數(shù)

表1以數(shù)據(jù)的形式給出了Moran’s I檢驗值以及一些模型選擇的數(shù)據(jù)依據(jù)，從表我們可以看到，OLS估計殘差值的空間自相關(guān)性并不是很大，但是我們也不可否認確實存在一定程度的空間集聚。

因此，在采取空間計量模型的時候要消除中國各地之間存在的空間自相關(guān)性。而對于空間計量模型的具體選擇上表1為我們提供了依據(jù)，從表1中我們看到空間滯后模型比空間誤差模型在統(tǒng)計上更加顯著，因此，我們也可以判斷本文采用空間滯后模型會更加合適。

2.空間滯后模型及空間誤差模型估計結(jié)果

表2 ：空間滯后模型以及空間誤差模型的檢驗結(jié)果

從表2中我們看到，空間滯后模型的擬合度比空間誤差模型的擬合度要高，空間滯后模型的似然值也要高于空間誤差模型的似然值，這都說明空間滯后模型與空間誤差模型相比，采用空間滯后模型要更加合適一些。

此外，從表2中我們可以看到β系數(shù)顯著為負，說明中國在1990～2009期間的金融發(fā)展具有存在顯著的收斂性；而空間滯后系數(shù)為0.4915，意味著中國各地區(qū)在1990～2009期間的金融發(fā)展過程中，一個地區(qū)的金融發(fā)展與周圍地區(qū)之間以及整個系統(tǒng)內(nèi)的金融增長情況是正相關(guān)的關(guān)系。

從中國農(nóng)村區(qū)域金融發(fā)展的趨勢來看，不論是采用傳統(tǒng)的OLS來估計還是采用空間滯后模型來估計，β系數(shù)都顯著為負，這說明中國農(nóng)村區(qū)域金融發(fā)展在1990～2009年期間存在顯著的絕對β收斂。但是，農(nóng)村區(qū)域金融收斂的內(nèi)在機制是非常復(fù)雜的，因為數(shù)據(jù)之間存在空間相關(guān)性，所以傳統(tǒng)的OLS估計是有偏差的，也就是說傳統(tǒng)的OLS估計并沒有考慮到中國各個區(qū)域農(nóng)村金融發(fā)展之間的相互作用，例如知識溢出、技術(shù)進步、人才擴散等因素的影響，而從長遠來看，這些因素都是影響區(qū)域金融發(fā)展的重要因素，因此，采用消除空間相關(guān)性之后的空間滯后模型估計結(jié)果會更加保守穩(wěn)健一些。采用空間滯后模型之后，知識溢出、技術(shù)進步、人才擴散等因素通過滯后項表現(xiàn)出來，從表2的估計結(jié)果我們看到滯后項的估計結(jié)果是非常顯著的，這表明在中國某個區(qū)域農(nóng)村金融發(fā)展與周圍地區(qū)的農(nóng)村金融發(fā)展水平以及農(nóng)村金融發(fā)展速度都有非常密切的關(guān)系，也就是說中國區(qū)域農(nóng)村金融發(fā)展具有擴散效應(yīng)。

四、基本結(jié)論與政策建議

由此來看，中國區(qū)域農(nóng)村金融發(fā)展存在絕對β收斂。究其原因，主要有以下幾個方面。

首先，中國各個區(qū)域之間的農(nóng)村金融組織結(jié)構(gòu)有逐漸趨同的趨勢，銀行以及非銀行金融機構(gòu)等中介機構(gòu)所占比重很大，發(fā)展也比較迅速；在融資比例中，間接融資的比重很大，銀行信貸在中國的融資結(jié)構(gòu)中仍然占據(jù)絕對性的地位，在農(nóng)村地區(qū)情況更是如此。

其次，中國是一個幅員遼闊的國家，各個地區(qū)的地理環(huán)境、資源稟賦以及經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀不同，尤其是改革開放初期，中國的政策是優(yōu)先發(fā)展東部沿海地區(qū)經(jīng)濟，東部地區(qū)的優(yōu)先發(fā)展不可避免對中西部地區(qū)的發(fā)展具有推動作用。

再次，中國是社會主義國家，這種國體的性質(zhì)就是減輕兩極分化，中國的政策性質(zhì)也是導(dǎo)致中國區(qū)域經(jīng)濟金融具有收斂性的一個原因，中國政策在建國初期是優(yōu)先發(fā)展東部地區(qū)以及沿海城市地區(qū)，但是中國政府強調(diào)在東部地區(qū)以及沿海城市地區(qū)發(fā)展到一定程度的時候就要幫助中西部地區(qū)和農(nóng)村城鎮(zhèn)地區(qū)的經(jīng)濟和金融發(fā)展，因此中國區(qū)域金融特別是農(nóng)村地區(qū)的金融發(fā)展具有收斂性的特點。

最后是個人追求理想的方式的原因，現(xiàn)在有很多人致力于農(nóng)村地區(qū)的發(fā)展，認為在農(nóng)村地區(qū)更能實現(xiàn)自己的抱負，更夠得到更多的滿足感，這樣就不可避免的造成了一些人才從城市地區(qū)流向農(nóng)村地區(qū)，這種人才擴散效應(yīng)導(dǎo)致了農(nóng)村地區(qū)金融發(fā)展收斂性的特征。

實證證明，經(jīng)過改革開放30多年的發(fā)展，中國經(jīng)濟取得了舉世矚目的成就，中國農(nóng)村金融也發(fā)展迅速，并且中國農(nóng)村地區(qū)金融發(fā)展具有收斂性的特征。因此各省區(qū)在充分發(fā)揮本地區(qū)比較優(yōu)勢的情況下要加強基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，擴大對外開放程度，實施經(jīng)濟自由化，并且各級政府還是要協(xié)調(diào)統(tǒng)籌各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)村金融發(fā)展。

（注：本文受2010年度國家社科基金項目“中國農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異的空間分析”資助，立項號：10CJY040）

[1]黃硯玲，龍志和，林光平.中國區(qū)域金融發(fā)展收斂性的空間計量經(jīng)濟研究——來自浙江省67個縣市區(qū)1997~2008年的實證分析[J].上海經(jīng)濟研究，2010，（4）.

[2]全詩凡，王鵬程.云南省人均GDP的空間相關(guān)和地區(qū)收斂性研究[J].中國證券期貨，2009，（9）.

[3]張學(xué)良.中國區(qū)域經(jīng)濟收斂的空間計量分析——基于長三角1993~2006年132個縣市區(qū)的實證研究[J].財經(jīng)研究，2009，（7）.

[4]陳曉玲，李國平.地區(qū)經(jīng)濟收斂實證研究方法評述[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2007，（8）.

[5]張艷，劉亮.經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟增長——基于中國城市數(shù)據(jù)的實證分析[J].世界經(jīng)濟文匯，2007，（1）.

[6]林光平，龍志和，吳梅.中國地區(qū)經(jīng)濟—收斂的空間計量實證分析[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2006，（4）.

[7]劉夏明，魏英琪，李國平.收斂還是發(fā)散——中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展爭論的文獻綜述[J].經(jīng)濟研究，2004，（7）.

[8]陳秀山，等.區(qū)域經(jīng)濟理論[M].商務(wù)印書館，2004.

[9]徐現(xiàn)祥，李郇.中國城市經(jīng)濟增長的趨同分析[J].經(jīng)濟研究，2004，（5）.

[10]蔡昉，都陽.中國地區(qū)經(jīng)濟增長的趨同與趨異——對西部開發(fā)戰(zhàn)略的啟示[J].經(jīng)濟研究，2000，（10）.

[11]劉強.中國經(jīng)濟增長的收斂性分析[J].經(jīng)濟研究，2001，（6）.

[12]沈坤榮，馬俊.中國經(jīng)濟增長的“俱樂部收斂”特征及其成因研究[J].經(jīng)濟研究，2002，（1）.

[13]陳安平，李國平.中國地區(qū)經(jīng)濟增長的收斂性：時間序列的經(jīng)驗研究[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟，2004，（11）.

[14]Anselin，L.，Bera，A.K.Spatial Dependence in Linear Regression Models with an Introduction to Spatial Econometrics[J].in：Giles，D.，Ullah，A.（Eds.），Handbook of Applied Economic Statistics，Marcel Dekker，New York，1998.

[15]Dupont V.Do Geographical Agglomeration，Growth and Equity Conflict[J].Papers in Regional Science，2007.

[16]H.Lz，lWerner.Convergence offinancialsystems：towardsan evolutionary perspective[J].Journalof Institutional Economics，2006.

[17]Barro，R.J.andX.Sala-I-Martin，“Convergence Across Stats and Regions”[J].Brookings Paper，Econ Activity，1991.