安徽省農(nóng)村金融支持與農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展關系的實證研究

周二敏

（安徽財經(jīng)大學經(jīng)濟學院，安徽蚌埠233041）

安徽省農(nóng)村金融支持與農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展關系的實證研究

周二敏

（安徽財經(jīng)大學經(jīng)濟學院，安徽蚌埠233041）

基于協(xié)整理論和VAR模型的相關檢驗，運用1980-2011年的數(shù)據(jù)分析安徽省農(nóng)村金融支持與農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的關系.發(fā)現(xiàn)安徽省農(nóng)村金融支持與農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展存在著長期均衡關系，但是農(nóng)村金融支持不能有效的促進安徽農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展，在短期對安徽農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展甚至產(chǎn)生負向效應.

農(nóng)村金融支持；農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展；協(xié)整理論；VAR模型

1 引文

農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展，農(nóng)民收入的提高影響著我國經(jīng)濟發(fā)展的平衡性、協(xié)調性和穩(wěn)定性.黨的十八大報告中胡錦濤同志提出了我們在新時期的新要求也就是在發(fā)展平衡性、協(xié)調性、可持續(xù)性明顯增強的基礎上在2020年實現(xiàn)國民生產(chǎn)總值和城鄉(xiāng)居民收入相比2010年翻一番.但是我們可以發(fā)現(xiàn)要想實現(xiàn)經(jīng)濟的平衡發(fā)展，我們需要促進中西部地區(qū)的發(fā)展，改善區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的不平衡性，同時緩解不斷擴大的城鄉(xiāng)收入差距；要想實現(xiàn)經(jīng)濟的協(xié)調發(fā)展、可持續(xù)發(fā)展，需要變原先的“出口、投資”兩駕馬車為“出口、消費、投資”三駕馬車協(xié)調拉動，而消費的擴大尤其是農(nóng)村消費市場的開拓同樣也離不開農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展，農(nóng)民收入的提高.

國內學術界關于促進農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，提高農(nóng)民收入的研究成果頗豐.概括來說主要分為以下幾類：一是從實體經(jīng)濟探討實現(xiàn)農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，提高農(nóng)民收入的因素，農(nóng)村基礎設施的完善（林毅夫，2001）、支農(nóng)的財政政策的實施（許崇正，2003）、“農(nóng)業(yè)工業(yè)化、農(nóng)村城市化、農(nóng)民市民化”的創(chuàng)新制度的制定（吳中，2004）、農(nóng)村勞動力結構的優(yōu)化（陳宗勝2006）；二是從虛擬經(jīng)濟的角度討論影響農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展、農(nóng)民增收的因素，如促進農(nóng)村金融發(fā)展（溫濤，2005，許崇政、高希武，2005），但是近些年更多學者開始基于某個獨立省份農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的關系（羅劍朝，2008，龐如超，2008）.本文基于協(xié)整理論和VAR模型，利用安徽省1980—2011年農(nóng)村金融支持和農(nóng)村第一產(chǎn)業(yè)增加值的數(shù)據(jù)，探討安徽省農(nóng)村金融支持與農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的長期關系.

2 指標的選取和數(shù)據(jù)說明

學者們多用農(nóng)村儲蓄比率、農(nóng)村金融信貸比率或是農(nóng)村金融相關比率等來反映農(nóng)村金融發(fā)展水平，考慮到安徽省農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展主要是農(nóng)村現(xiàn)有的第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，以及現(xiàn)有數(shù)據(jù)的可得性，本文直接選取農(nóng)業(yè)存款與農(nóng)村農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)之比也就是單位從事農(nóng)業(yè)人員獲得的貸款額來體現(xiàn)農(nóng)村的金融支持，我們用I表示.農(nóng)業(yè)貸款和農(nóng)村農(nóng)業(yè)從業(yè)人員數(shù)來自于安徽省統(tǒng)計年鑒（1981—2012）.

有的學者用農(nóng)戶人均純收入這一指標來衡量農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展.但是在統(tǒng)計年鑒上的農(nóng)戶人均純收入是指農(nóng)村住戶當年從各個來源得到的總收入相應地扣除所發(fā)生的費用后的收入總和.它包括了外出打工人員的打工收入，對安徽這個勞動力輸出大省來說，外出務工收入占到現(xiàn)有收入構成的很大比重，而農(nóng)村金融支持也就是對單位農(nóng)戶的貸款額度并不涵蓋這些外出務工人員，所以為了與上面金融支持的一致，本文選取安徽省第一產(chǎn)業(yè)增加值與安徽農(nóng)業(yè)從業(yè)人員的比值即單位農(nóng)戶的年產(chǎn)值來衡量農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展，用Y表示.第一產(chǎn)業(yè)增加值和農(nóng)村從業(yè)人員數(shù)來自于安徽省統(tǒng)計年鑒（1981—2012）.

由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不但不改變原有的協(xié)整關系,而且還能使其趨勢線性化、消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象,所以在實證分析前本文先對以上兩個變量進行對數(shù)化處理,以增強數(shù)據(jù)線性化趨勢、消除異方差,對數(shù)處理后的兩個變量分別用LNY和LNI表示.

3 實證分析

本文即采用向量自回歸模型，對安徽省農(nóng)村金融支持和農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的關系做相關實證檢驗.

3.1 變量的平穩(wěn)性檢驗（ADF檢驗）

由于選取的1980-2011年的I和Y均為時間序列,為了防止出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象(兩個非平穩(wěn)時間序列即使不相關也能得到顯著的相關系數(shù)),首先需要對完成對數(shù)后的LNI和LNY序列進行平穩(wěn)性檢驗,我們采取最常用的ADF檢驗方法.ADF檢驗的形式需要根據(jù)時間序列的趨勢圖確定是否包含常數(shù)項和時間趨勢項,檢驗的滯后期則由Eviews軟件根據(jù)相關準則自動給出.在圖1中,我們分別作出了時間序列LNI、LNY和一階差分后的時間序列DLNI、DLNY的趨勢圖.可知,LNI和LNY應該含有時間趨勢項和截距項,而DLNI和DLNY則既無時間趨勢項又無截距項.

圖1 LNI和LNY以及DLNI和DLNY的趨勢

根據(jù)上述認識,表1匯總了相關檢驗結果.原始時間序列LNI和LNY即使在10%臨界值水平上也不平穩(wěn),而一階差分后的時間序列DLNI和DLNY在1%的臨界值水平下仍是顯著.從而我們可以看出,原始時間序列是一階單整的即I(1),進行一次差分后即平穩(wěn),這滿足進行協(xié)整檢驗的條件.

表1 變量平穩(wěn)性檢驗表

3.2 協(xié)整檢驗

協(xié)整概念是20世紀80年代由恩格爾(Engle)和格蘭杰(Granger)提出的.協(xié)整理論認為，雖然一些經(jīng)濟變量的本身是非平穩(wěn)序列，但是它們的線性組合卻有可能是平穩(wěn)序列.這種平穩(wěn)的線性組合被稱為協(xié)整方程且可被解釋為變量之間的長期穩(wěn)定的均衡關系.

在文中，對LNY和LNI兩個同為I(1)的時間序列進行協(xié)整檢驗，既能有效避免偽回歸，又能反映兩序列之間的長期穩(wěn)定關系.目前主要的協(xié)整檢驗方法有兩種:基于單方程模型提出的Engle-Granger兩步法和基于VAR模型提出的Johansen協(xié)整檢驗.由于本文研究的是對安徽農(nóng)業(yè)的金融支持(LNI)與農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展（LNY)這兩個變量之間的關系,所以本文將主要采用EG兩步法來檢驗變量之間的協(xié)整關系.首先建立序列之間的回歸模型,采用普通最小二乘法進行估計.然后對回歸的殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗,如果殘差序列是平穩(wěn)的,則說明它們之間存在著一種長期趨勢,即存在協(xié)整關系,而非偽回歸.具體的結果如下：

第一步，對LNY與LNI進行協(xié)整回歸，得協(xié)整方程為：

由于D-W值太低，遠小于1.5，說明殘差項有較強的一階自相關性.因此，下面考慮加入適當?shù)臏箜椀肔NY與LNI的分布滯后模型：

該方程調整后DW值在2附近，自相關性消除；R2接近1，效果良好.

第二步，對殘差e1進行平穩(wěn)性檢驗.通過單位根的檢驗發(fā)現(xiàn)，在任意模型下，殘差e1的平穩(wěn)性檢驗都通過.我們挑選滯后階數(shù)為0，不含常數(shù)項和截距項的模型來加以說明，檢驗結果如表2所示：

表2 殘差序列e1的平穩(wěn)性檢驗表

從表2的結果顯示中我們可以看出，e1的ADF統(tǒng)計量遠小于1%的臨界值，有單位根的概率P為0，可見該序列是平穩(wěn)的.也就是說存在LNY和LNI的平穩(wěn)線性組合,即農(nóng)村金融支持與農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系.

為了檢測模型估計得效果，我們隊（2）式進行殘差檢驗，擬合預測結果如圖2.

圖2 安徽省農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展預測的擬合結果

3.3 格蘭杰因果檢驗

從圖2中我們可以發(fā)現(xiàn)，帶有一階滯后項的模型對安徽省農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的擬合度高.從(2)式中我們可以看出，安徽省農(nóng)村金融支持對安徽農(nóng)村經(jīng)濟的促進作用很小，在當期甚至為負，安徽農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展較多的是得益于上期的積累或是其他因素的促進推動作用.

通過協(xié)整檢驗我們發(fā)現(xiàn)安徽農(nóng)村金融支持和安徽農(nóng)村經(jīng)濟增長之間存在長期的穩(wěn)定關系.但二者之間是否存在相互促進的因果關系卻并不明了，為此需要進一步對LNI和LNY進行格蘭杰因果關系檢驗.該檢驗實質上是檢驗將一個變量的滯后變量是引入到另外一個變量中是否可以提高模型的解釋程度，檢驗結果見表3.

表3 格蘭杰因果檢驗結果

表3數(shù)據(jù)表明，在10%的顯著性水平上，LNY都是LNI的格蘭杰原因，而在任何滯后期LNI都不是LNY的格蘭杰原因.這說明安徽省農(nóng)村金融支持并非安徽省農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的原因，而農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展卻能顯著地推動安徽農(nóng)村金融支持的力度，這與協(xié)整檢驗的分析結果保持一致.

3.4 基于VAR模型的脈沖響應函數(shù)分析和方差分解

在實際應用中，由于VAR模型是一種非理論性的模型，它無需對變量作任何先驗性約束，因此在分析VAR模型時，往往不分析一個變量的變化對另一個變量的影響如何，而是分析當一個誤差項發(fā)生變化，或者說模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響，這種分析方法稱為脈沖響應函數(shù)分析方法(impulseresponsefunction,IRF).

圖3 脈沖響應的途徑

根據(jù)本文研究的重點，我們將脈沖設置成殘差的一個標準偏差的沖擊，響應函數(shù)軌跡的期間為十期，得到脈沖響應函數(shù)圖3所示.圖3橫軸代表脈沖響應函數(shù)軌跡的期間，而縱軸則代表響應的程度.

其中左上角的圖代表LNY對其自身信息的一個沖擊的響應；右上角的圖代表LNY對于LNI的沖擊響應；左下角的圖代表LNI對LNY的沖擊響應；而右下角的圖則代表LNI對其自身信息的一個沖擊響應.圖3中，我們可以發(fā)現(xiàn)安徽省農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展LNY對于自身信息的一個沖擊響應均為正向且沖擊的幅度較大，這說明前期的積累對安徽農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展影響較大；但是LNY對于農(nóng)村金融支持LNI的沖擊在6期之前都為負，在2期達到最低值，6期以后雖然為正向效應但是卻并不明顯，說明LNI對LNY幾乎沒有正向影響；然而LNI對于LNY的沖擊在第一期會有暫時的下降，接著就不斷上升由負向效應轉為正，這說明LNY對LNI的影響較大；LNI對于自身的沖擊在5期前雖然不斷下降但卻是正向效應，在5期后幾乎不產(chǎn)生影響.

總之安徽農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展LNY對于安徽農(nóng)村金融支持LNI沖擊的響應幾乎一直為負數(shù)，且沖擊的波動較??；而安徽農(nóng)村金融支持LNI對于安徽農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展LNY的沖擊首先表現(xiàn)為一個負向響應，之后為持續(xù)的正向響應，切波動較大.這與前面的實證結果也一致.

我們利用脈沖響應函數(shù)描述了LNY和LNI兩個內生變量中任意一個變量的沖擊對另一個的影響，而要通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化（通常用方差來衡量）的貢獻度，來進一步評價不同結構沖擊的重要性，需要進行方差分解，見圖4.

圖4 方差分解結果

圖4中，橫軸代表滯后期數(shù)而縱軸代表一個時間序列的沖擊對另一個時間序列的貢獻度.左圖顯示在安徽農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的方差分解中其自身的貢獻在十期內均在95%以上，而安徽農(nóng)村金融支持對其的貢獻度微不足道，總是低于5%.這說明安徽農(nóng)村金融支持對安徽農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的貢獻十分微弱.右圖闡釋出在安徽農(nóng)村金融支持的方差分解中其自身的貢獻度在第一期占到約100%，但是后期卻是不斷的下降而安徽農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展對其的貢獻度卻處在上升的趨勢，在第6期后兩者持平，之后安徽農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展對其的貢獻度就要遠遠超于其自身.通觀10期我們可以發(fā)現(xiàn)，安徽農(nóng)村金融支持對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的貢獻度很小，但是安徽農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展卻大大促進了安徽農(nóng)村金融的支持力度.這再次印證了前文實證分析的結論.

4 結論及政策建議

以上實證分析表明：1980-2011年間以對安徽農(nóng)業(yè)從業(yè)人員貸款額度衡量的安徽農(nóng)村金融發(fā)展與用安徽省單位農(nóng)戶的年產(chǎn)值表示的安徽農(nóng)村經(jīng)濟之間存在一種長期穩(wěn)定的均衡關系.協(xié)整分析進一步表明，這種長期關系是負相關的，即安徽農(nóng)村金融支持的增加不是促進而是阻礙了安徽農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展，這表明在安徽省農(nóng)村金融支持并沒有真正做到服務于農(nóng)村發(fā)展.Ganger因果分析說明安徽農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展是安徽農(nóng)村金融支持的格蘭杰原因，而不是相反，這與協(xié)整分析的結果是符合的.脈沖響應函數(shù)分析證實了安徽農(nóng)村金融支持對安徽農(nóng)村經(jīng)濟的促進作用幾乎不存在，這與方差分解分析的結論也高度吻合.

之所以出現(xiàn)安徽農(nóng)村金融支持對安徽農(nóng)村經(jīng)濟在短期不但不起正向效用，反而產(chǎn)生負向的抑制效用這一奇特現(xiàn)象，是由于在目前的市場機制下的經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略和現(xiàn)有的金融體制中的不健全所導致的.安徽農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展使得安徽農(nóng)村金融發(fā)展，存入農(nóng)村金融機構中的金額增加了，但是資本具有逐利性，農(nóng)村金融機構考慮到資本收益，多是將增加的貨幣量轉到城市.國有四大商業(yè)銀行大量撤離農(nóng)村地區(qū)，農(nóng)村信用合作社一家獨大，提供的服務質量下降了也不能很好的滿足農(nóng)民的資金需要，更為嚴重的是農(nóng)村資金大量流失.2010年安徽省農(nóng)村信用社系統(tǒng)存款2581.57億元，成為安徽存款最多的金融機構，但是該年度總貸款卻僅有1735.60億元，涉農(nóng)貸款只有1244.98億元，還有很大一部分資金用于非農(nóng)項目.從上面我們可以發(fā)現(xiàn)，不是資本對經(jīng)濟發(fā)展的促進作用這一定律在安徽的土地上不適用，而是因為增加的貸款額度遠比不上與經(jīng)濟發(fā)展相適應的金融支持額度，安徽農(nóng)村的金融的支持作用并沒有發(fā)揮出來.

安徽省作為一個農(nóng)業(yè)大省，應該確實保障農(nóng)民的利益，重視農(nóng)村的發(fā)展.應該將農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展和農(nóng)民收入的增長作為安徽省經(jīng)濟發(fā)展的一個重要方面，應該發(fā)揮好農(nóng)村金融對農(nóng)村經(jīng)濟的促進推動作用.這就需要我們營造良好的農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境，深化農(nóng)村金融機構改革，打造合格的農(nóng)村資金需求主體，提供適當?shù)霓r(nóng)村金融支持政策.推動農(nóng)村金融市場正常發(fā)育，不但要防止農(nóng)村金融資源的流失，還要加大對“三農(nóng)”的政策扶持，完善農(nóng)村金融服務于農(nóng)村經(jīng)濟的功能，實現(xiàn)農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)濟的協(xié)調發(fā)展，以提高農(nóng)村金融對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展、農(nóng)民收入增長的貢獻.唯其如此，安徽省農(nóng)村金融支持才能真正成為農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)民收入增長的前提和條件.

〔1〕林毅夫.增加農(nóng)民收入需要農(nóng)村基礎設施的牢固[J].調研世界,2001(7):3-4.

〔2〕許崇正.論增加農(nóng)民收入的對策[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2003 (06):8-13.

〔3〕顧建列，趙靜芳.吳中:制度創(chuàng)新造福農(nóng)民[J].江蘇農(nóng)村經(jīng)濟，2004(02):29.

〔4〕陳宗勝，周云波，任國強.影響農(nóng)村三種非農(nóng)就業(yè)途徑的主要因素研究[J].財經(jīng)研究,2006(5):4-18.

〔5〕溫濤，冉光和，熊德平.中國金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長[J].經(jīng)濟研究,2005(9):30-43.

〔6〕許崇正、高希武.農(nóng)村金融對增加農(nóng)民收入支持狀況的實證分析[J].金融研究,2005(9):173-185.

〔7〕羅劍朝、闞先學.山西省農(nóng)村金融對增加農(nóng)民收入支持狀況實證分析[J].大連理工大學學報(社會科學版)，2008 (01):19-22.

〔8〕龐如超.農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長關系實證研究——以河北省為例[J].華北金融，2008(06):9-12.

〔9〕譚燕芝.農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長之關系的實證分析:1978～2007[J].上海經(jīng)濟研究，2009(04):50-57.

〔10〕余新平、熊德平.安徽省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長[J].寧波大學學報，2010（01）：123-127.

〔11〕汪旭暉，劉勇.中國能源消費與經(jīng)濟增長:基于協(xié)整分析和Granger因果檢驗[J].資源科學，2007（05）:57-62.

〔12〕韓心靈.安徽農(nóng)村金融發(fā)展研究[J].金融縱橫，2011（07）：53-56.

F832.35

A

1673-260X（2013）03-0049-04

安徽財經(jīng)大學研究生創(chuàng)新基金“淮河流域經(jīng)濟發(fā)展方式轉變的評價指標體系構建及評價方法研究”（ACYC2012011）