農(nóng)村金融對我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出影響的實證研究

劉薇　趙艷君

摘要選取我國1990～2012年的時間序列數(shù)據(jù)，運用誤差修正模型和協(xié)整分析的方法分別探究了農(nóng)村金融對我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的短期與長期影響。結(jié)果表明，從長期來看，農(nóng)村金融發(fā)展水平、農(nóng)村金融發(fā)展效率與我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。從短期來看，我國農(nóng)村金融發(fā)展水平對我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增長有一定的促進作用，但促進作用較小。整體而言，我國農(nóng)村金融發(fā)展水平對我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的帶動作用較弱。

關(guān)鍵詞農(nóng)村金融；農(nóng)業(yè)產(chǎn)出；誤差修正模型； 協(xié)整分析

中圖分類號S-9；F30文獻標識碼A文章編號0517-6611（2014）12-03733-03

作者簡介劉薇（1980- ），女，陜西西安人，助理研究員，碩士，從事農(nóng)業(yè)經(jīng)濟管理研究。

在我國農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的過程中，農(nóng)村金融問題是當(dāng)今農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展過程中急需解決的重大問題。基于農(nóng)村金融在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展過程中的重要地位，農(nóng)村金融已成為制約農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的“瓶頸”制約因素。農(nóng)村金融方面的問題是多方面因素導(dǎo)致的多種問題的集合體，具體體現(xiàn)為農(nóng)村金融的總量、結(jié)構(gòu)、體制等多方面問題。

關(guān)于農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出關(guān)系的研究中，既有從理論層面進行的描述性分析，也有利用統(tǒng)計模型進行的實證分析，實證方面的研究可主要分為3種觀點：①農(nóng)村金融發(fā)展有利于促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的提高[1-3]，認為政府應(yīng)大膽地采取措施積極正確地對農(nóng)村金融的發(fā)展進行引導(dǎo)，使其作用得到應(yīng)有的發(fā)揮。②農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長的促進作用并不顯著[4-7]，認為造成這一結(jié)果的原因可能是農(nóng)村金融機構(gòu)單一化、壟斷化現(xiàn)象的存在，使農(nóng)村金融難以發(fā)揮其應(yīng)有的效用。③農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長有抑制作用[8]，認為農(nóng)村金融發(fā)展過程中產(chǎn)生了農(nóng)村資金的大量流失，或是現(xiàn)階段的發(fā)展戰(zhàn)略和金融體制的限制，無論在功能上還是結(jié)構(gòu)上，農(nóng)村金融都無法實現(xiàn)與農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的均衡發(fā)展。

以往有關(guān)農(nóng)村金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展之間關(guān)系的研究中，大多從定性方面進行簡單的描述性分析，缺乏實證分析的支撐，有些學(xué)者即使進行了實證分析，也大都以特定地區(qū)為分析對象，由于范圍較小，地域影響因素太多，得出的結(jié)論往往缺乏可靠性。該研究從宏觀角度探究了我國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間的關(guān)系，采用了長期分析與短期分析相結(jié)合的對比分析方法，從不同層次考察了農(nóng)村金融對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的影響，更易于綜合反映出農(nóng)村金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟之間的真實關(guān)系，研究結(jié)論對更好地從宏觀上認識農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展過程中農(nóng)村金融所起的作用與所處的地位有一定的參考價值。

1指標選取、數(shù)據(jù)來源與研究方法

1.1指標選取該研究選取農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值來反映我國農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展狀況。農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值從整體上反映了我國的產(chǎn)出水平，該研究用人均農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值反映我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平，用RGDP表示。

對于我國農(nóng)村金融發(fā)展狀況，該研究分別選擇農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)村金融發(fā)展效率2個指標。

（1）農(nóng)村金融發(fā)展的規(guī)模指標（RFIR）。該研究用農(nóng)村金融相關(guān)比率表示我國農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模，用RFIR表示。RFIR等于全部農(nóng)村金融資產(chǎn)總量與農(nóng)村生產(chǎn)總值的比值，鑒于很難搜集到我國全部的農(nóng)村金融資產(chǎn)數(shù)據(jù)，而我國農(nóng)村資產(chǎn)市場又很不健全，農(nóng)村金融工具主要有信用社的存款與貸款，因此，該研究選擇我國農(nóng)村信用社的存款與貸款余額之和代替我國農(nóng)村金融資產(chǎn)。RFIR=（我國農(nóng)村信用社存款余額+我國農(nóng)村信用社貸款余額）/我國農(nóng)村GDP。

（2）農(nóng)村金融發(fā)展的效率指標（RLD）。金融效率指標主要就是指資金的配置效率，就是指資金從閑置的部門分配到資金缺乏部門的效率。所以在農(nóng)村金融發(fā)展的過程中，效率就是指把農(nóng)村的存款以貸款的形式放出去推動農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展。所以可以把農(nóng)村金融發(fā)展的效率定義為農(nóng)村金融機構(gòu)把農(nóng)村儲蓄轉(zhuǎn)化為農(nóng)村投資的能力，用農(nóng)業(yè)貸款余額/農(nóng)業(yè)存款余額的比值來衡量，這在一定程度上反映了農(nóng)村金融資源的外流能力。

具體指標選擇與說明見表1。

1.2數(shù)據(jù)來源該研究的樣本區(qū)間為1990～2012年，除了特殊說明的數(shù)據(jù)，所使用的數(shù)據(jù)來源于1990～2012年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》、《中國社會經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》以及《中國金融統(tǒng)計年鑒》，該研究用Eviews7.0軟件對各指標數(shù)據(jù)進行分析。

另外，對所有含有價格信息的指標變量均采用1990年的GDP平減指數(shù)進行平減。

1.3研究方法通過Granger因果檢驗和協(xié)整檢驗，分別從長期和短期建立誤差修正模型驗證農(nóng)村金融與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間的關(guān)系。

2結(jié)果與分析

2.1變量平穩(wěn)性檢驗無論進行一般的回歸分析、協(xié)整檢驗，還是進行誤差修正模型和向量自回歸模型的分析，都需要對模型中的各變量進行平穩(wěn)性檢驗，因此，該研究首先選擇ADF方法對模型中用到的各指標變量進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果見表2。

其中，lnRGDP、lnRFIR、lnRLD分別表示我國農(nóng)民人均總產(chǎn)值、農(nóng)村金融發(fā)展水平、農(nóng)村金融發(fā)展效率，ΔlnRGDP、ΔlnRFIR、ΔlnRLD分別表示我國農(nóng)民人均總產(chǎn)值、農(nóng)村金融發(fā)展水平、農(nóng)村金融發(fā)展效率對數(shù)值的差分。

由表2可知，lnRGDP、lnRFIR、lnRLD的ADF檢驗統(tǒng)計量

2.2Granger因果檢驗為了進一步驗證我國農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、農(nóng)村金融發(fā)展效率與我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間的因果關(guān)系，進行Granger因果檢驗。

由于Granger因果檢驗要求變量具有平穩(wěn)性，因此本文分別選擇各變量對數(shù)值的一階差分作為進行Granger檢驗的指標變量。檢驗結(jié)果見表3、4。

2.3農(nóng)村金融發(fā)展水平對我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響分析

（1）協(xié)整檢驗。通過EG兩步法進行協(xié)整檢驗，我國農(nóng)村金融發(fā)展水平和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間的關(guān)系可用模型表示為：

式中，lnRGDP表示人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的對數(shù)值；lnRFIR表示農(nóng)村金融發(fā)展水平的對數(shù)值；a表示農(nóng)村金融發(fā)展水平對人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)出影響的彈性系數(shù)；c表示模型中的常數(shù)項；u表示隨機誤差項。

通過回歸可得上述模型的殘差序列，對殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗，ADF檢驗結(jié)果顯示，1%、5%、10%顯著性水平下的臨界值分別為-2.792 72、-1.977 7、-1.602 1，t統(tǒng)計量為-2.680 966，對應(yīng)的P值為0.012 5，小于5%的顯著性水平，拒絕原假設(shè)不平穩(wěn)的假設(shè)。因此，認為農(nóng)村金融發(fā)展水平與我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間存在協(xié)整關(guān)系，協(xié)整關(guān)系式成立。

（2）建立誤差修正模型。通過以上協(xié)整檢驗結(jié)果可知，農(nóng)村金融發(fā)展水平與我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間的協(xié)整關(guān)系成立，說明農(nóng)村金融發(fā)展水平與我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。根據(jù)Granger定理，具有協(xié)整關(guān)系的兩個變量之間一定可以建立誤差修正模型（ECM），該研究采取EG兩步法構(gòu)建誤差修正模型。

第一步，建立長期關(guān)系模型，得協(xié)整等式如下：

括號中的t值較為顯著，且系數(shù)為正。說明長期而言，農(nóng)村金融發(fā)展水平對我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出有顯著地正向影響。農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模在一定程度上也反映了農(nóng)民的收入水平，這是因為農(nóng)村金融資金中大部分來源于農(nóng)民的存款，又基于中國農(nóng)民缺少投資渠道，農(nóng)民的收入絕大部分都被農(nóng)民存入信用社，因此，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平越高，信用社的存款也會越多，貸款也會因此越多。

由以上協(xié)整關(guān)系式可得誤差修正序列為：

2.4農(nóng)村金融發(fā)展效率對我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響分析

（1）協(xié)整檢驗。通過EG兩步法進行協(xié)整檢驗，我國農(nóng)村金融發(fā)展效率和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間的關(guān)系可用模型表示為：

式中，lnRGDP表示人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的對數(shù)值；lnRLD表示農(nóng)村金融發(fā)展效率的對數(shù)值；a表示農(nóng)村金融發(fā)展效率對人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)出影響的彈性系數(shù)；c表示模型中的常數(shù)項；u表示隨機誤差項。

通過回歸可得以上模型的殘差序列，對殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗，ADF檢驗結(jié)果顯示，1%、5%、10%顯著性水平下的臨界值分別為-2.771 9、-1.974 0、-1.602 9，t統(tǒng)計量為-2.881 152，對應(yīng)的P值為0.008 0，小于5%的顯著性水平，拒絕原假設(shè)不平穩(wěn)的假設(shè)。因此，認為農(nóng)村金融發(fā)展效率與我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間存在協(xié)整關(guān)系，協(xié)整關(guān)系式成立。

（2）建立誤差修正模型。通過以上協(xié)整檢驗結(jié)果可知，農(nóng)村金融發(fā)展效率與我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間的協(xié)整關(guān)系成立，說明農(nóng)村金融發(fā)展效率與我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。根據(jù)Granger定理，具有協(xié)整關(guān)系的2個變量之間一定可以建立誤差修正模型（ECM），該研究采取EG兩步法構(gòu)建誤差修正模型。

第一步，建立長期關(guān)系模型，得協(xié)整等式如下：

括號中的t值較為顯著，且系數(shù)為正。說明長期而言，農(nóng)村金融發(fā)展效率對我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出有顯著的促進作用。

由以上協(xié)整關(guān)系式可得誤差修正序列為：

第二步，建立短期動態(tài)動態(tài)關(guān)系模型，即誤差修正模型：

由此可以看出，從長期來看我國農(nóng)村金融發(fā)展效率對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出有著顯著地影響，農(nóng)村金融發(fā)展效率每增加1%將帶來我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增加108.026%的增長。

由于ΔlnZCC與ΔlnRLD本身就表示自身的增長率，因此，從短期動態(tài)關(guān)系模型來看，短期內(nèi)，前期我國農(nóng)村金融發(fā)展效率的增長率每增加1%，本期我國的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出效率增長率將增加3.970%。此外，誤差修正項ECM（t-1）的系數(shù)為正，說明長期均衡趨勢偏離的收斂機制是：①當(dāng)lnZCC（t-1）+108.026 9lnRLD（t-1）-112.411 2<0時，誤差修正項的ECM（t-1）對我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增長將產(chǎn)生消極抑制的作用；②當(dāng)lnZCC（t-1）-0.749 152lnRLD（t-1）-3.631 181>0時，ECM

3對策與建議

由以上分析可知，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、農(nóng)村金融發(fā)展效率與我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但短期內(nèi)，無論是農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模還是農(nóng)村金融發(fā)展效率對我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的促進作用都不十分明顯，可見我國現(xiàn)有的農(nóng)村金融體制已經(jīng)不能有效發(fā)揮農(nóng)村金融對地方農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的促進作用。結(jié)合地方實際，筆者認為這與地方農(nóng)村金融資金外流的現(xiàn)象有一定關(guān)系。因此，完善我國農(nóng)村金融市場，建立針對我國農(nóng)村經(jīng)濟的金融體系迫在眉睫。此外，還應(yīng)采取有力措施，突破現(xiàn)行以我國農(nóng)村信用社為主的改革模式和供給主導(dǎo)型思維，建設(shè)需求為導(dǎo)向的農(nóng)村金融體系，形成符合農(nóng)村經(jīng)濟社會發(fā)展需要的金融制度安排，并以此進一步限制農(nóng)村金融資金的外流。

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