中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展收斂性的空間計(jì)量分析

丁兆浩，呂勇斌

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

中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展收斂性的空間計(jì)量分析

丁兆浩，呂勇斌

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

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的區(qū)域差異性問(wèn)題引人關(guān)注，中國(guó)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(jì)量方法研究1990～2009年中國(guó)農(nóng)村區(qū)域金融發(fā)展的收斂性，重點(diǎn)是研究絕對(duì)β收斂。本文首先對(duì)絕對(duì)收斂模型采用傳統(tǒng)的OLS進(jìn)行估計(jì)，然后采用消除空間相關(guān)性的空間滯后模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果顯示，不管是采用OLS估計(jì)還是采用SLM估計(jì)都表明中國(guó)農(nóng)村地區(qū)金融發(fā)展具有絕對(duì)β收斂的特征。最后分析了中國(guó)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(jì)量；收斂性

一、收斂的理論基礎(chǔ)以及相關(guān)文獻(xiàn)綜述

一般而言，經(jīng)濟(jì)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(jì)系統(tǒng)之間人均收入的離差會(huì)隨著時(shí)間的推移而趨于下降的特征。這一概念和現(xiàn)實(shí)中我們對(duì)收斂的理解很是接近，蔡昉、都陽(yáng) （2000）使用1978～1998年期間，對(duì)中國(guó)各省人均GDP進(jìn)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(jìn)行的分析，結(jié)果顯示各省間不存在收斂，但東、中、西部?jī)?nèi)部呈現(xiàn)收斂的特性。而覃成林（2004）對(duì)自改革開(kāi)放以來(lái)中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明1978～1990年中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)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(duì)β收斂和相對(duì)β收斂。

1.絕對(duì)β收斂，是指經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間存在著負(fù)相關(guān)關(guān)系，而且隨著時(shí)間的推移，所有國(guó)家或地區(qū)將收斂于相同的人均收入水平。“絕對(duì)β收斂”內(nèi)含著一個(gè)嚴(yán)格的假設(shè)：對(duì)于由一些經(jīng)濟(jì)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(jì)特征，包括人口增長(zhǎng)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(jì)增長(zhǎng)路徑和均衡穩(wěn)態(tài)。

Barro（1992）從探討“貧窮國(guó)家或地區(qū)是否比富裕國(guó)家或地區(qū)擁有更快的發(fā)展速度”這一經(jīng)濟(jì)學(xué)問(wèn)題出發(fā)，研究哪些因素會(huì)導(dǎo)致人均資本收入和產(chǎn)出會(huì)隨著時(shí)間的推移而趨向收斂。作者以新古典增長(zhǎng)模型為框架，研究了美國(guó)48個(gè)相鄰地區(qū)的經(jīng)濟(jì)收斂問(wèn)題。研究表明，美國(guó)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(diǎn)出發(fā)，經(jīng)濟(jì)收斂的估計(jì)速度會(huì)更符合新古典增長(zhǎng)模型。他將研究結(jié)果進(jìn)一步調(diào)和為在更廣闊的跨區(qū)域研究中運(yùn)用加入條件收斂概念的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型。他們得出的結(jié)論是知識(shí)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(jì)系統(tǒng)之間產(chǎn)生一定的收斂性質(zhì)。經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的開(kāi)放程度是決定收斂速度快慢的決定因素。劉強(qiáng)（2001）分析了1981~1998年中國(guó)各省份間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂情況，認(rèn)為中國(guó)地區(qū)間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(zhǎng)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(dòng)、知識(shí)溢出等。

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

（三）俱樂(lè)部收斂。它是指區(qū)域經(jīng)濟(jì)集團(tuán)內(nèi)部存在收斂趨勢(shì)，區(qū)域經(jīng)濟(jì)集團(tuán)之間不存在收斂趨勢(shì)。蔡昉等人（2000）的研究認(rèn)為中國(guó)自改革開(kāi)放以來(lái)，由于三個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)差異過(guò)大，從整體看全國(guó)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(gè)收斂俱樂(lè)部。沈坤榮、馬?。?002）將中國(guó)分為東中西三大地帶，并采用1978～1999年期間各省份的資料進(jìn)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?jī)纱蟮貛?nèi)部的收斂現(xiàn)象很顯著，省際間人均GDP的增長(zhǎng)出現(xiàn)了比較顯著的俱樂(lè)部收斂，而三大地帶間的差距卻沒(méi)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(guó)區(qū)域金融發(fā)展的收斂性文獻(xiàn)中，區(qū)域總是被當(dāng)成一個(gè)個(gè)相互獨(dú)立的個(gè)體進(jìn)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(gè)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(wàn)縷的聯(lián)系。特別是當(dāng)外生沖擊對(duì)一個(gè)地區(qū)的金融系統(tǒng)造成影響時(shí)，不可避免的會(huì)波及到臨近地區(qū)，甚至更遠(yuǎn)的地區(qū)。

關(guān)于金融發(fā)展的衡量指標(biāo)，本文與國(guó)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(biāo)，即“某一時(shí)點(diǎn)上現(xiàn)存金融資產(chǎn)總額與國(guó)民財(cái)富之比”。通常在計(jì)算中將其簡(jiǎn)化為金融資產(chǎn)總量與GDP之比，以衡量經(jīng)濟(jì)金融化的程度。一般而言，金融體系越發(fā)達(dá)，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(jì)發(fā)展而逐步提高。

二、空間計(jì)量的理論模型分析

空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的基本思想就是將地區(qū)或機(jī)構(gòu)之間的相互關(guān)系引入到模型中，對(duì)基本的線性回歸模型（1）通過(guò)一個(gè)空間權(quán)重矩陣W進(jìn)行修正：

根據(jù)模型設(shè)定時(shí)對(duì)“空間”的體現(xiàn)方法不同，空間計(jì)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(jī)構(gòu)或地區(qū)的行為對(duì)整個(gè)系統(tǒng)其它機(jī)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(gè)機(jī)構(gòu)或地區(qū)之間相互關(guān)系網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)的一個(gè)矩陣。實(shí)證估計(jì)時(shí)，對(duì)W權(quán)重矩陣需要進(jìn)行行標(biāo)準(zhǔn)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(jī)構(gòu)或地區(qū)之間的相互關(guān)系是通過(guò)誤差項(xiàng)體現(xiàn)出來(lái)的。當(dāng)機(jī)構(gòu)或地區(qū)之間的相互作用因所處的相對(duì)位置不同而存在差異的時(shí)候采用這種模型會(huì)比較合適。具體而言，對(duì)于誤差項(xiàng)的空間相關(guān)形式又存在著兩種基本的表達(dá)方式，模型形式如下：

空間誤差自相關(guān)模型：

空間誤差移動(dòng)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(dòng)平均系數(shù)，Wε和Wμ都是空間滯后誤差項(xiàng)。

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

其中，e表示回歸方程的殘差估計(jì)值。

Moran進(jìn)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(jì)算方程如下：

因此，服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的Moran’s I形式即為：

金融發(fā)展β絕對(duì)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(guó)農(nóng)村金融發(fā)展的收斂性：實(shí)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(guó)31個(gè)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(tái)地區(qū)）；農(nóng)村經(jīng)濟(jì)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(jì)的發(fā)展?fàn)顩r。

本文的數(shù)據(jù)（除西藏農(nóng)業(yè)存款）來(lái)源全部來(lái)自各地的統(tǒng)計(jì)年鑒，其中2009年的北京金融機(jī)構(gòu)農(nóng)業(yè)存款和農(nóng)業(yè)貸款來(lái)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(gè)省市（除西藏）的金融機(jī)構(gòu)農(nóng)業(yè)存款余額，而對(duì)西藏的農(nóng)業(yè)存款數(shù)據(jù)是通過(guò)進(jìn)行估計(jì)得到的。同時(shí)，本文對(duì)上述數(shù)據(jù)采用農(nóng)村CPI數(shù)據(jù)進(jìn)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(jìn)行空間計(jì)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(jiǎn)單的一階鄰接Rook方法來(lái)構(gòu)造空間權(quán)重矩陣W。本文以全國(guó)31個(gè)省市為區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)，權(quán)重矩陣主對(duì)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(duì)矩陣進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)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(guó)31個(gè)省市區(qū)域。

（三）實(shí)證分析過(guò)程

1.空間相關(guān)性檢驗(yàn)

本文首先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行空間相關(guān)性的檢驗(yàn)，探索性空間數(shù)據(jù)分析主要使用兩類工具：第一類用來(lái)分析空間數(shù)據(jù)在整個(gè)系統(tǒng)內(nèi)表現(xiàn)出來(lái)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(lái)測(cè)度；第二類是用來(lái)分析局部子系統(tǒng)表現(xiàn)出來(lái)的分布特征，被稱為局部空間相關(guān)性，一般用G統(tǒng)計(jì)量、Moran散點(diǎn)圖和LISA來(lái)測(cè)度?，F(xiàn)在就以全局相關(guān)性中的Moran指數(shù)I來(lái)具體說(shuō)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(shí)說(shuō)明具有類似的屬性集聚在一起；小于0表示負(fù)相關(guān)，值接近-1時(shí)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(jī)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(jì)結(jié)果及相應(yīng)的檢驗(yàn)值。

表1 ：絕對(duì)收斂模型的OLS估計(jì)參數(shù)

表1以數(shù)據(jù)的形式給出了Moran’s I檢驗(yàn)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(jì)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(rèn)確實(shí)存在一定程度的空間集聚。

因此，在采取空間計(jì)量模型的時(shí)候要消除中國(guó)各地之間存在的空間自相關(guān)性。而對(duì)于空間計(jì)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(jì)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(huì)更加合適。

2.空間滯后模型及空間誤差模型估計(jì)結(jié)果

表2 ：空間滯后模型以及空間誤差模型的檢驗(yàn)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(shuō)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(fù)，說(shuō)明中國(guó)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(guó)各地區(qū)在1990～2009期間的金融發(fā)展過(guò)程中，一個(gè)地區(qū)的金融發(fā)展與周圍地區(qū)之間以及整個(gè)系統(tǒng)內(nèi)的金融增長(zhǎng)情況是正相關(guān)的關(guān)系。

從中國(guó)農(nóng)村區(qū)域金融發(fā)展的趨勢(shì)來(lái)看，不論是采用傳統(tǒng)的OLS來(lái)估計(jì)還是采用空間滯后模型來(lái)估計(jì)，β系數(shù)都顯著為負(fù)，這說(shuō)明中國(guó)農(nóng)村區(qū)域金融發(fā)展在1990～2009年期間存在顯著的絕對(duì)β收斂。但是，農(nóng)村區(qū)域金融收斂的內(nèi)在機(jī)制是非常復(fù)雜的，因?yàn)閿?shù)據(jù)之間存在空間相關(guān)性，所以傳統(tǒng)的OLS估計(jì)是有偏差的，也就是說(shuō)傳統(tǒng)的OLS估計(jì)并沒(méi)有考慮到中國(guó)各個(gè)區(qū)域農(nóng)村金融發(fā)展之間的相互作用，例如知識(shí)溢出、技術(shù)進(jìn)步、人才擴(kuò)散等因素的影響，而從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)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(jì)結(jié)果會(huì)更加保守穩(wěn)健一些。采用空間滯后模型之后，知識(shí)溢出、技術(shù)進(jìn)步、人才擴(kuò)散等因素通過(guò)滯后項(xiàng)表現(xiàn)出來(lái)，從表2的估計(jì)結(jié)果我們看到滯后項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果是非常顯著的，這表明在中國(guó)某個(gè)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(shuō)中國(guó)區(qū)域農(nóng)村金融發(fā)展具有擴(kuò)散效應(yīng)。

四、基本結(jié)論與政策建議

由此來(lái)看，中國(guó)區(qū)域農(nóng)村金融發(fā)展存在絕對(duì)β收斂。究其原因，主要有以下幾個(gè)方面。

首先，中國(guó)各個(gè)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(shì)，銀行以及非銀行金融機(jī)構(gòu)等中介機(jī)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(guó)的融資結(jié)構(gòu)中仍然占據(jù)絕對(duì)性的地位，在農(nóng)村地區(qū)情況更是如此。

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

再次，中國(guó)是社會(huì)主義國(guó)家，這種國(guó)體的性質(zhì)就是減輕兩極分化，中國(guó)的政策性質(zhì)也是導(dǎo)致中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)金融具有收斂性的一個(gè)原因，中國(guó)政策在建國(guó)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(guó)政府強(qiáng)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(shí)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(jì)和金融發(fā)展，因此中國(guó)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(diǎn)。

最后是個(gè)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(rèn)為在農(nóng)村地區(qū)更能實(shí)現(xiàn)自己的抱負(fù)，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(kuò)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(shí)證證明，經(jīng)過(guò)改革開(kāi)放30多年的發(fā)展，中國(guó)經(jīng)濟(jì)取得了舉世矚目的成就，中國(guó)農(nóng)村金融也發(fā)展迅速，并且中國(guó)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(shì)的情況下要加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，擴(kuò)大對(duì)外開(kāi)放程度，實(shí)施經(jīng)濟(jì)自由化，并且各級(jí)政府還是要協(xié)調(diào)統(tǒng)籌各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)村金融發(fā)展。

（注：本文受2010年度國(guó)家社科基金項(xiàng)目“中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展區(qū)域差異的空間分析”資助，立項(xiàng)號(hào)：10CJY040）

[1]黃硯玲，龍志和，林光平.中國(guó)區(qū)域金融發(fā)展收斂性的空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)研究——來(lái)自浙江省67個(gè)縣市區(qū)1997~2008年的實(shí)證分析[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2010，（4）.

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