基于VAR 模型的農村金融發展對農村居民收入增長實證分析
——以河南省為例

彭一鵬

（河南工業大學，鄭州 450007）

做好“三農”工作的出發點和落腳點就是要實現農民增收的目標，當農民生活水平在原有的基礎上得到較大提高時，主體作用才能有效發揮，成為鄉村振興的推動者和受益者。本文從1992 至2011 年的河南省的統計數據資料進行搜集、整理和分析，并參考曹雪等[1]的方法，通過構建VAR 模型，來研究河南省農村金融機構的發展程度與農村的人均收入增長的關系。

1 數據來源及變量選取

1.1 數據來源

本文選取河南省1992 年至2011 年的統計數據，其中河南省農村居民收入、農戶投資總額和全社會固定資產投資總額均來自《河南省統計年鑒》，而農村金融機構存貸款余額來自《國泰安數據庫》。農村正規金融機構作為河南省內農村金融產業發展資金的重要來源，一直擔負著政府扶持農村的重點工作，由于部分正規金融機構涉農存貸款統計數據不完整，故整合難度較大。因此，本文借鑒沙柢等[2]的方法，選取河南省農村信用社1992—2011 年農戶的存貸款余額作為樣本數據。

1.2 變量選取

1.2.1 因變量的選取

農村居民收入（INCOME）。本文選取河南省農村居民家庭人均可支配收入作為農村居民收入指標。

1.2.2 自變量的選取

金融發展規模指數（FIR）。有關中國農村金融市場發展情況的重要指標也有不少，但一般常用的是由Goldsmith 等[3]給出的金融業相關率，金融業相關率代表的是金融資產總額占中國國內總額的比例。我們常用農產品存、貸款余額的和來看作農村金融資產，所以，農業金融相關率為 FIR=（RD+RL）/RGDP。

金融發展效率指標（RDL）。本文選取河南省農村信用社農戶存貸款之比作為樣本數據。

河南省農村固定資產投資力度（INV），即“河南省農村與全社會固定資產投資總額之比”。

2 模型設計

河南省農村金融發展與農村居民收入增長關系的生產函數

式中：INCOME 代表農村居民收入；FIR 代表農村金融業發展規模指數；RDL 代表農村金融業發展效益指數；INV 代表農村固定資產投資力度。

為盡可能使統計平滑，減少異方差產生的影響，并能將其趨向線形化，如果我們對原始資料先取對數，統計的自然對數變換并不影響原本的協整關系，式（1）就轉變為

式中：α 為常數項，農村金融相關率、農村發展效率和農村固定資產投資力度的產出彈性分別用β、γ、δ 表示，μ代表隨機誤差。

3 實證分析過程

3.1 單位根檢驗

由于原時間序列取對數后的表現都是非平穩的，在對這4個變量進行二階差分后，見表1，結果顯示均是平穩的。且4個變量二階差分后的ADF 檢驗值均小于在1%顯著水平下的臨界值。因此，可以判斷這四個時間序列是二階單整的時間序列，可能存在協整關系[4]。

3.2 協整檢驗

根據表2 可知，通過AIC 準則和SC 準則來確定VAR 模型中進行協整檢驗的滯后階數為2。另外，若想證明VAR 模型是否具有較強穩定性，可以運用VAR 來進行實證分析，即VAR 模型中的所有方程特征根的倒數必須都位于單位圓內。如圖1 所示，每個方程的特征根倒數都在單位圓內，因此，建立的VAR 模型是穩定的[5]。

圖1 VAR 模型單位根檢驗

表 1 LNINCOME、LNFIR、LNRDL、LNINV 二階差分單位根檢驗結果

表2 LNINCOME、LNFIR、LNRDL、LNINV 時間序列的最優滯后階數檢驗結果

運用 Eviews 8.0，通過使用Johansen 協整檢驗法來驗證變量之間是否存在長期的均衡關系。

運用Eviews 8.0，設置2 為最優滯后期，檢驗結果見表3。

根據表 3，可以得到 LNINCOME、LNFIR、LNRDL、LNINV 之間的均衡向量表示：

表3 1992—2011 年Johansen 協整檢驗結果

θ=（1.000 000，-0.727 315，-2.741 433，1.656 957，-5.609 480），因而得出協整方程為

LNINCOME ＝0.727315LNFIR+2.741433LNRDL-1.656957LNINV+5.609480。

根據所得協整方程分析出，河南省農村地區居民收入水平與農村金融相關率、農村金融發展效率、農村固定資產投資力度之間存在長期均衡關系。

3.3 格蘭杰（Granger）因果關系檢驗

驗證了協整關系后，接下來考察河南省農村居民收入（LNINCOME）、農村金融相關率（LNFIR）、農村金融效率（LNRDL）和農村固定資產投資力度（LNINV）之間的因果關系，使用Eviews 8.0 表現的因果關系見表4。

根據表4 中的數據，可得出結論：河南省農村居民收入（LNINCOME）與農村金融相關率（LNFIR）、農村金融效率（LNRDL）之間只存在單向的Granger 原因，即LNFIR 和LNRDL 是引起 LNINCOME 變化的Granger 原因，河南省農村居民收入會隨著農村金融相關率和農村金融效率的變動而變動。而河南省農村固定資產投資力度（LNINV）與農村居民收入之間存在著雙向的Granger 原因。

表4 LNINCOME、LNFIR、LNRDL 和LNINV 格蘭杰因果關系檢驗結果

4 結論與建議

根據上文實證分析得出以下結論，一方面，提高農村金融服務發展水平對農村居民可支配收入增長具有單向促進作用。首先，加強農村當地的金融機構規模建設，即擴大農村金融網點覆蓋率，以此來滿足農業發展、農村建設和農民增收3 方面需求。其次，簡化農村老齡化、低文化人群貸款流程，以此來降低農民貸款難度。另一方面，加大對農村固定資產投資力度會對農村居民可支配收入增長在短期內有較大的提升。在通過改變農村固定資產投資力度來影響農村居民收入水平時，應著眼長期促增長效果，第一，制度要有創新，第二，政府要有作用，如此才能“如虎添翼”。

基于以上結論本文提出如下簡要政策建議。

（1）推動農村金融機構制度創新，發展高效的支農貸款流程

農村正規金融機構制度亟待發展與改革提升，如今農村正規金融機構在提交貸款申請后等待期長、放款流程冗長低效、貸款申請要求高。推進農村金融機構農戶貸款制度，簡化支農貸款流程。

（2）加強農村金融發展投資力度，發揮有效的惠民增收作用

強化政府在農村金融發展的“領導人”作用，不僅要加大財政支農的規模和力度，也要增強涉農金融機構的“窗口指導”力度，在政策導向、正向激勵、懲戒措施上出臺相關規定，鼓勵其增加面向農業、農村和農民的貸款規模。