農(nóng)村社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)發(fā)展影響因素的實(shí)證分析*

許桂紅， 劉 嬌

(1. 沈陽(yáng)工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 沈陽(yáng) 110870； 2. 沈陽(yáng)建筑大學(xué) 紀(jì)律檢查委員會(huì)， 沈陽(yáng) 110168)

自20世紀(jì)90年代中后期大型正規(guī)金融機(jī)構(gòu)撤出農(nóng)村后，農(nóng)村制度內(nèi)金融資源供給渠道不斷減少，在一些地區(qū)甚至出現(xiàn)了正規(guī)金融供給的真空，在金融需求旺盛的地區(qū)還出現(xiàn)了非正規(guī)金融迅速發(fā)展的局面，引發(fā)了大量的社會(huì)問(wèn)題。要破解我國(guó)農(nóng)村金融的困境，必須增加新的融資渠道。

農(nóng)村社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)是指定位于滿足當(dāng)?shù)剞r(nóng)村中小企業(yè)和農(nóng)戶金融服務(wù)需求的新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)。農(nóng)村社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)在農(nóng)村金融市場(chǎng)上具有獨(dú)特的優(yōu)勢(shì)：他們的目標(biāo)客戶是縣及縣以下中小企業(yè)及居民，與目標(biāo)客戶主要是大中型企業(yè)的大型商業(yè)銀行存在市場(chǎng)細(xì)分的差別，不會(huì)形成激烈的競(jìng)爭(zhēng)；員工通常生活和居住在本地區(qū)，對(duì)本地市場(chǎng)十分熟悉，在開展高風(fēng)險(xiǎn)的中小企業(yè)貸款時(shí)具有明顯的信息優(yōu)勢(shì)；由于運(yùn)作都在本地，熟悉當(dāng)?shù)剞r(nóng)村金融市場(chǎng)，可以通過(guò)靈活的條件、簡(jiǎn)便的手續(xù)提高服務(wù)效率，降低運(yùn)營(yíng)成本；由于農(nóng)村社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)規(guī)模小、幾乎沒(méi)有跨區(qū)經(jīng)營(yíng)業(yè)務(wù)的能力及資格，其吸收的資金主要投入本地，因而能更好地推動(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

由于具市場(chǎng)、信息、成本、區(qū)域等方面的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)成為農(nóng)村金融創(chuàng)新的首選。從市場(chǎng)定位、經(jīng)營(yíng)規(guī)模、業(yè)務(wù)構(gòu)成等性質(zhì)和特征來(lái)看，目前我國(guó)的村鎮(zhèn)銀行、貸款公司、農(nóng)村資金互助社等各類新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)均屬于農(nóng)村社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)。自2005年我國(guó)放開對(duì)農(nóng)村金融領(lǐng)域的準(zhǔn)入限制起，至2011年底，全國(guó)242家銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)共發(fā)起設(shè)立了786家農(nóng)村社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)，其中村鎮(zhèn)銀行726家(已開業(yè)635家)，貸款公司10家，農(nóng)村資金互助社50家(已開業(yè)46家)；累計(jì)吸引各類資本369億元，各項(xiàng)貸款余額1 316億元，其中小企業(yè)貸款余額620億元，農(nóng)戶貸款余額432億元，兩者合計(jì)占各項(xiàng)貸款余額的80%。

農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)以服務(wù)于農(nóng)村社區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展為宗旨，對(duì)彌補(bǔ)長(zhǎng)期以來(lái)農(nóng)村金融服務(wù)缺失、培育農(nóng)村金融市場(chǎng)、農(nóng)村金融體系及解決“三農(nóng)”問(wèn)題起到了積極的促進(jìn)作用，在一定程度上緩解了農(nóng)村地區(qū)貸款難的問(wèn)題。但不容忽視的是，這些農(nóng)村社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)的發(fā)展還存在很多問(wèn)題，尚不能滿足農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)金融支持的需求。按照2009年銀監(jiān)會(huì)制定的我國(guó)金融機(jī)構(gòu)三年工作計(jì)劃，到2011年，全國(guó)35個(gè)省(區(qū)、市，西藏除外)、計(jì)劃單列市共計(jì)劃設(shè)立1 294家新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)，其中村鎮(zhèn)銀行1 027家，貸款公司106家，農(nóng)村資金互助社161家。很顯然，這一計(jì)劃沒(méi)有在預(yù)定的時(shí)間內(nèi)完成。那么，是哪些因素影響了農(nóng)村社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)的發(fā)展?如何促進(jìn)農(nóng)村社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)的發(fā)展，使其真正服務(wù)于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)?這些問(wèn)題亟待研究解決。

一、文獻(xiàn)綜述

由于國(guó)情的不同，國(guó)外對(duì)于農(nóng)村社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)的專門研究還比較少，主要集中于對(duì)社區(qū)銀行的研究，并且大部分的研究都分散于對(duì)中小企業(yè)融資、融資效率、金融功能等方面的研究之中。如Berger和Udell(1995、2002)、Petersen和Rajan(2002)從中小企業(yè)融資角度研究了社區(qū)銀行與中小企業(yè)貸款之間的關(guān)系[1-3]；Cole等(2004)、Stein(2002)從關(guān)系借貸的角度研究了社區(qū)銀行在關(guān)系借貸方面存在的優(yōu)勢(shì)[4-5]；Deyoung和Denise(2004)從金融市場(chǎng)發(fā)展及技術(shù)進(jìn)步等角度研究了社區(qū)銀行在新形勢(shì)下面臨的挑戰(zhàn)[6]；Car-ter、McNulty和Verbrugge(2005)對(duì)新形勢(shì)下社區(qū)銀行的發(fā)展問(wèn)題進(jìn)行了研究[7]。但目前國(guó)外對(duì)于社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)的研究尚未形成一個(gè)完整而清晰的體系。

我國(guó)國(guó)內(nèi)對(duì)社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)的研究才剛剛開始，還處于起步階段。從國(guó)內(nèi)已有的研究材料看，主要有以下幾個(gè)方面：

(1) 在我國(guó)發(fā)展社區(qū)銀行的必要性和可行性。林毅夫、李永軍(2001)認(rèn)為，利用資本市場(chǎng)解決我國(guó)中小企業(yè)融資困難的方案是不可行的，唯一的方法就是大力發(fā)展中小金融機(jī)構(gòu)，建立一個(gè)以中小金融機(jī)構(gòu)為主體的金融體系就成為我國(guó)金融體制改革的必然選擇[8]。巴曙松(2002)則提出，在國(guó)有銀行撤出的地區(qū)建立社區(qū)銀行可以填補(bǔ)金融服務(wù)的真空[9]。晏露蓉、林曉甫(2003)則對(duì)中國(guó)社區(qū)銀行的市場(chǎng)需求和發(fā)展可能性進(jìn)行了分析[10]。

(2) 國(guó)外經(jīng)驗(yàn)與做法的介紹。嚴(yán)谷軍(2008)介紹了美國(guó)社區(qū)銀行對(duì)小型家庭農(nóng)場(chǎng)的金融支持[11]。石俊志(2007)、高彥彬(2010)對(duì)孟加拉國(guó)、馬來(lái)西亞、印度、印度尼西亞、玻利維亞、哥倫比亞、秘魯?shù)劝l(fā)展中國(guó)家小額信貸機(jī)構(gòu)的經(jīng)驗(yàn)進(jìn)行了比較系統(tǒng)的介紹[12-13]。

(3) 我國(guó)發(fā)展社區(qū)銀行的策略研究。張杰(2000)從民營(yíng)經(jīng)濟(jì)融資困境出發(fā)，提出新銀行機(jī)構(gòu)必須能完全按照市場(chǎng)原理運(yùn)作[14]。錢水土、李國(guó)文(2006)認(rèn)為，社區(qū)銀行的設(shè)立途徑有3種：由民營(yíng)企業(yè)資本組建、對(duì)現(xiàn)有小型金融機(jī)構(gòu)進(jìn)行改造、將民間非正規(guī)金融引導(dǎo)為社區(qū)銀行[15]。楊蔚東等(2006)通過(guò)SWOT分析法，研究了社區(qū)銀行的目標(biāo)市場(chǎng)、戰(zhàn)略定位和發(fā)展戰(zhàn)略[16]。

(4) 農(nóng)村社區(qū)銀行建設(shè)的研究。為了解決我國(guó)農(nóng)村金融的困境，近年來(lái)，一些學(xué)者提出了在農(nóng)村建立社區(qū)銀行的構(gòu)想。周曙東、李文森(2004)提出，將現(xiàn)有農(nóng)村信用社重組為農(nóng)村社區(qū)銀行是比之按合作制規(guī)范等更優(yōu)的選擇[17]。楊少芬等(2006)提出，把現(xiàn)有農(nóng)村信用社重組為社區(qū)型的農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)[18]。李建英、許世瑛(2004)認(rèn)為，當(dāng)前我國(guó)資金運(yùn)行“虹吸現(xiàn)象”的緩解需要農(nóng)村社區(qū)銀行[19]。隨著金融危機(jī)的出現(xiàn)，顧巧明等(2009)以金融危機(jī)為背景，從經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度分析了新農(nóng)村建設(shè)對(duì)于社區(qū)銀行的內(nèi)在需求[20]。

(5)新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)可持續(xù)發(fā)展研究。王曙光(2008)在考察了吉林東豐誠(chéng)信村鎮(zhèn)銀行和吉林梨樹百信資金互助合作社的基礎(chǔ)上，探討了新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)面臨的制約因素及其應(yīng)對(duì)策略[21]。陸遠(yuǎn)權(quán)、張德鋼(2011)認(rèn)為，為保證新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的可持續(xù)發(fā)展，需要培育農(nóng)村內(nèi)生性金融機(jī)制[22]。西南財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院課題組(2011)嘗試建立一個(gè)包括財(cái)務(wù)指標(biāo)和非財(cái)務(wù)指標(biāo)的評(píng)價(jià)體系來(lái)全面評(píng)估新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)財(cái)務(wù)可持續(xù)和機(jī)構(gòu)可持續(xù)程度[23]。

總體來(lái)看，我國(guó)在發(fā)展社區(qū)銀行的必要性、重要性論證，對(duì)國(guó)外社區(qū)銀行發(fā)展情況的介紹，發(fā)展社區(qū)銀行的思路等方面取得了比較可觀的成果和一致的認(rèn)識(shí)。但由于實(shí)踐的限制，對(duì)農(nóng)村社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)的研究還缺乏系統(tǒng)性和理論性，分析方法和工具過(guò)于簡(jiǎn)單化，相對(duì)缺少在中國(guó)現(xiàn)實(shí)社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境下如何促進(jìn)農(nóng)村社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)發(fā)展的深入研究，更缺少針對(duì)農(nóng)村社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)發(fā)展影響因素的定量研究。

為了更好地促進(jìn)農(nóng)村社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)的發(fā)展，本文從分析影響其發(fā)展的因素入手，利用定量分析模型明確影響農(nóng)村社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)因素及其影響程度，從而為相關(guān)政策的制定提供依據(jù)。

二、指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)處理

由于貸款指標(biāo)能在很大程度上反映出金融機(jī)構(gòu)的綜合實(shí)力，因此，本文選取金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款作為衡量農(nóng)村社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)發(fā)展能力的指標(biāo)。根據(jù)金融發(fā)展理論，金融機(jī)構(gòu)的發(fā)展要受到經(jīng)濟(jì)、金融、政策等環(huán)境的影響。利用《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中的數(shù)據(jù)，本研究選取城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年末余額和金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)存款作為反映金融環(huán)境的影響指標(biāo)。財(cái)政收入和財(cái)政支出作為財(cái)政支持農(nóng)村社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)發(fā)展的能力體現(xiàn)，被選為反映政策環(huán)境的影響指標(biāo)。由于農(nóng)村社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)主要服務(wù)于農(nóng)業(yè)和農(nóng)村居民，因此選取了農(nóng)村居民家庭人均純收入、第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資、農(nóng)村居民消費(fèi)水平、農(nóng)村人均住房面積作為反映經(jīng)濟(jì)環(huán)境的影響指標(biāo)。

為確定影響農(nóng)村社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)發(fā)展的具體因素及其影響程度，本研究先以時(shí)間序列做單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)變量序列是否平穩(wěn)，若平穩(wěn)，可構(gòu)造回歸模型等經(jīng)典計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型；若非平穩(wěn)，進(jìn)行差分，當(dāng)進(jìn)行到第i次差分時(shí)序列平穩(wěn)，則服從i階單整。若所有檢驗(yàn)序列均服從同階單整，可進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，以篩選出符合要求的指標(biāo)，再進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，判斷模型內(nèi)部變量間是否存在協(xié)整關(guān)系，即是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。如果有，則可以構(gòu)造VEC模型，檢驗(yàn)變量之間短期均衡關(guān)系，從而從靜態(tài)和動(dòng)態(tài)兩個(gè)角度明確各因素對(duì)農(nóng)村社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)發(fā)展的影響。為消除時(shí)間序列數(shù)據(jù)中存在的異方差現(xiàn)象，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換。城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年末余額、財(cái)政支出、金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)存款、農(nóng)村居民家庭人均純收入、財(cái)政收入、第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資、金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款、農(nóng)村居民消費(fèi)水平、農(nóng)村人均住房面積變換后分別用LNS、LNFP、LNFS、LNUPI、LNFI、LNAG、LNUFI、LNFL、LNUCL、LNUPH來(lái)表示。將我國(guó)1997—2011年的各項(xiàng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)整理后，利用Ewies軟件進(jìn)行分析。

三、變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

如果一個(gè)隨機(jī)過(guò)程的均值和方差在時(shí)間過(guò)程上都是常數(shù)，并且在任何兩時(shí)期的協(xié)方差值僅依賴于該兩時(shí)期間的距離或滯后，而不依賴于計(jì)算這個(gè)協(xié)方差的實(shí)際時(shí)間，就稱它為平穩(wěn)的。將一個(gè)隨機(jī)游走變量(即非平穩(wěn)數(shù)據(jù))對(duì)另一個(gè)隨機(jī)游走變量進(jìn)行回歸，可能導(dǎo)致荒謬的結(jié)果，傳統(tǒng)的顯著性檢驗(yàn)將告知我們變量之間的關(guān)系是不存在的。有時(shí)候時(shí)間序列的高度相關(guān)僅僅是因?yàn)槎咄瑫r(shí)隨時(shí)間有向上或向下變動(dòng)的趨勢(shì)，并沒(méi)有真正的聯(lián)系。這種情況就稱為“偽回歸”(spurious regression)。平穩(wěn)變量建立的回歸不是偽回歸。一些包含單整變量的回歸模型中，如果等式兩端的單整階數(shù)相同，且單整變量之間存在協(xié)整關(guān)系，這樣的回歸也不是偽回歸。為了避免偽回歸問(wèn)題，本研究利用ADF檢驗(yàn)對(duì)指標(biāo)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。采用的檢驗(yàn)方程為

(1)

對(duì)式(1)進(jìn)行假設(shè)條件為γ=1的t統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)。其中t為時(shí)間趨勢(shì)變量；εt是平穩(wěn)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；a0，a1，γ，β為待估參數(shù)。如果γ=1的虛假設(shè)被接受，那么序列存在單位根，為非穩(wěn)定的時(shí)間序列，要繼續(xù)對(duì)其一階差分進(jìn)行檢驗(yàn)。如果仍無(wú)法拒絕虛假設(shè)，還必須進(jìn)行二階差分檢驗(yàn)。重復(fù)進(jìn)行以上過(guò)程，直到得出一個(gè)穩(wěn)定的差分，以判定時(shí)間序列穩(wěn)定的階數(shù)。如果γ=1的虛假設(shè)被拒絕，那么序列不存在單位根，為穩(wěn)定的時(shí)間序列。檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

經(jīng)過(guò)單位根檢驗(yàn)，10個(gè)備選指標(biāo)均為非平穩(wěn)序列，其中第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、財(cái)政收入、金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款、金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)存款、城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年末余額、農(nóng)村居民消費(fèi)水平、農(nóng)村人均住房面積指標(biāo)存在二階單整，符合進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)的條件。

四、格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)是在向量自回歸(VAR)模型結(jié)構(gòu)下，檢驗(yàn)變量間的影響程度是否顯著，從而判斷其因果關(guān)系。所要檢驗(yàn)的參數(shù)模型為

(2)

式中，m、n、p和q分別表示模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，εt為白噪聲序列。在格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)中，回歸方程中的系數(shù)顯著性對(duì)應(yīng)著變量之間的格蘭杰因果關(guān)系。原假設(shè)為

H0∶γ1j=0 (j=1，2，…，m)

檢驗(yàn)結(jié)果如果認(rèn)為原假設(shè)H0成立，則表明所有前期y2對(duì)y1沒(méi)有解釋或預(yù)測(cè)能力，此時(shí)認(rèn)為兩者沒(méi)有顯著的格蘭杰影響。由于格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)著模型中部分系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)，因此可以利用模型整體顯著性的F檢驗(yàn)進(jìn)行。

因?yàn)楦裉m杰因果檢驗(yàn)要求各變量之間因果關(guān)系的確立，僅當(dāng)各變量的單整階數(shù)相等時(shí)才有效，因此這里僅對(duì)存在二階單整的7個(gè)指標(biāo)進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果表明：金融機(jī)構(gòu)貸款增長(zhǎng)是第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值、農(nóng)村居民消費(fèi)水平及農(nóng)村人均住房面積增長(zhǎng)的格蘭杰原因，即金融機(jī)構(gòu)貸款可以促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)及農(nóng)村生活水平的增高；財(cái)政收入、城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年末余額及農(nóng)村居民消費(fèi)水平的增長(zhǎng)是金融機(jī)構(gòu)貸款增長(zhǎng)的原因，即反映稅收情況的財(cái)政收入指標(biāo)和能夠反映農(nóng)民收入及生活水平提高的城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年末余額及農(nóng)村居民消費(fèi)水平指標(biāo)是影響農(nóng)村社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)發(fā)展的因素。根據(jù)這一結(jié)果進(jìn)行約翰遜協(xié)整檢驗(yàn)，以明確它們對(duì)農(nóng)村社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)發(fā)展的長(zhǎng)期影響。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表2 變量間的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

五、約翰遜協(xié)整檢驗(yàn)

Engle和Granger(1987)指出，兩個(gè)或多個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列的線性組合可能是平穩(wěn)的[24]。假如這樣一種平穩(wěn)的線性組合存在，這些非平穩(wěn)(有單位根)時(shí)間序列之間被認(rèn)為是具有協(xié)整關(guān)系的。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(zhǎng)期均衡關(guān)系。本文利用約翰遜(Johanse)協(xié)整檢驗(yàn)方法進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。約翰遜協(xié)整檢驗(yàn)的目的是確定一組非穩(wěn)定序列是否是協(xié)整的。約翰遜協(xié)整檢驗(yàn)有兩個(gè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量和最大特征值檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。

在跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量中，檢驗(yàn)原假設(shè)是有r個(gè)協(xié)整關(guān)系，而不是k個(gè)協(xié)整關(guān)系，其中k是內(nèi)生變量的個(gè)數(shù)，r=0，1，…，k-1。原假設(shè)有r個(gè)協(xié)整關(guān)系的跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算方法為

(3)

式中，λi是矩陣的第i個(gè)最大特征值。

最大特征值統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)的原假設(shè)是有r個(gè)協(xié)整關(guān)系，反之，有r+1個(gè)協(xié)整關(guān)系。最大特征值統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算方法為

LRmax(r|r+1)=-Tlog(1-λr+1)=

LRtr(r|k)-LRtr(r+1|k)

(r=0，1，…，k-1)

(4)

在實(shí)際應(yīng)用中，通過(guò)解出估計(jì)系數(shù)矩陣中對(duì)應(yīng)不同秩數(shù)的特征根，利用該特征值最大統(tǒng)計(jì)值統(tǒng)計(jì)量和跡統(tǒng)計(jì)量與臨界值比較，來(lái)判斷是否存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。如果統(tǒng)計(jì)量的值超過(guò)臨界值，則拒絕假設(shè)，二者存在協(xié)整關(guān)系。

對(duì)金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款、財(cái)政收入、城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年末余額及農(nóng)村居民消費(fèi)水平進(jìn)行約翰遜協(xié)整檢驗(yàn)。根據(jù)VAR模型的AIC、SC、FPE和HQ準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后期為2，協(xié)整方程形式為序列有線性趨勢(shì)，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，沒(méi)有協(xié)整關(guān)系的假設(shè)被拒絕，金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款、財(cái)政收入、城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年末余額及農(nóng)村居民消費(fèi)水平之間存在長(zhǎng)期影響關(guān)系。為明確各影響因素對(duì)農(nóng)村社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)發(fā)展的綜合影響，本文選取第一個(gè)協(xié)整關(guān)系，其協(xié)整關(guān)系的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)見表4。將協(xié)整關(guān)系寫成數(shù)學(xué)表達(dá)式，并令其等于ECM，則

ECM=LNFL+0.268 739LNFI-0.884 318LNS-0.053 726LNUCL

(5)

表3 約翰遜協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表4 標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整關(guān)系系數(shù)

變量間的協(xié)整關(guān)系表明，在長(zhǎng)期內(nèi)金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款與財(cái)政收入成反向關(guān)系，與城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年末余額及農(nóng)村居民消費(fèi)水平成正向關(guān)系。財(cái)政收入每增長(zhǎng)1%，金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款將下降0.268 739%；城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年末余額每增長(zhǎng)1%，金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款將增長(zhǎng)0.884 318%；農(nóng)村居民消費(fèi)水平每增長(zhǎng)1%，金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款將增長(zhǎng)0.053 726%?？梢?，城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年末余額對(duì)金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款的長(zhǎng)期影響最顯著，其次是財(cái)政收入，最后是農(nóng)村居民消費(fèi)水平。協(xié)整關(guān)系反映了各變量間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，在短期內(nèi)，變量可能偏離其長(zhǎng)期均衡狀態(tài)，但會(huì)逐漸向長(zhǎng)期均衡調(diào)整。變量間的短期均衡關(guān)系可以用向量誤差修正模型(VEC)進(jìn)行估計(jì)。

六、向量誤差修正模型的建立

根據(jù)格蘭杰定理，如果非平穩(wěn)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則必然可以建立誤差修正模型(VEC)來(lái)反映變量之間長(zhǎng)期均衡和短期波動(dòng)之間的關(guān)系。VEC模型是一種受約束的VAR模型，是用已知協(xié)整的非穩(wěn)定序列來(lái)定義的。為了明確金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款、財(cái)政收入、城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年末余額及農(nóng)村居民消費(fèi)水平之間的短期偏離修正機(jī)制，本文采用的VEC模型的基本形式為

λECMt-1+εt

(6)

式中，系數(shù)γ(-1≤γ≤0)代表調(diào)整速度，用來(lái)衡量達(dá)到一個(gè)新的均衡的調(diào)整速度。如果γ的估計(jì)值趨近于-1，意味著均衡修正機(jī)制反應(yīng)速度很快，短期的偏離能夠很快重新回到均衡，變量之間存在短期協(xié)整關(guān)系。當(dāng)γ的估計(jì)值趨近于0時(shí)，意味著一旦受到某個(gè)偶然因素的沖擊，重新回到長(zhǎng)期均衡狀態(tài)的速度很慢。根據(jù)無(wú)約束向量自回歸模型的AIC、SC、HQ準(zhǔn)則，選取滯后期數(shù)為1。經(jīng)過(guò)計(jì)算得到VEC的具體形式為

ΔLNFL=0.754 985+0.650 114ΔLNFLt-1-

0.550 137ΔLNFIt-1+0.238 340ΔLNSt-1+

1.652 411ΔLNUCLt-1-0.187 091ECMt-1

(7)

ECM的具體形式見式(5)。方程的決定系數(shù)為0.680 803，AIC和SC值分別為-3.242 131和-2.981 385，都比較小，表明模型的整體效果較好。調(diào)整速度為-0.187 091，為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。誤差修正模型表明：財(cái)政收入、城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年末余額及農(nóng)村居民消費(fèi)水平存在短期均衡，即在短期內(nèi)，財(cái)政收入、城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年末余額及農(nóng)村居民消費(fèi)水平有可能會(huì)偏離金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款指標(biāo)，但短期的偏離會(huì)很快調(diào)整回到長(zhǎng)期均衡，上一年度的非均衡誤差以0.187 091的比率對(duì)本年度金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款增長(zhǎng)作出迅速調(diào)整，從而修正金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款增長(zhǎng)的偏離。

七、結(jié) 論

計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析結(jié)果表明：財(cái)政收入、城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年末余額及農(nóng)村居民消費(fèi)水平的增長(zhǎng)是金融機(jī)構(gòu)貸款增長(zhǎng)的原因，在長(zhǎng)期內(nèi)金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款與財(cái)政收入成反向關(guān)系，與城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年末余額及農(nóng)村居民消費(fèi)水平成正向關(guān)系。城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年末余額對(duì)金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款的長(zhǎng)期影響最顯著，也就是說(shuō)，城鄉(xiāng)居民收入的提高及農(nóng)村居民生活水平的提高都會(huì)促進(jìn)農(nóng)村社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)的發(fā)展。而財(cái)政收入的主要來(lái)源是稅收收入，因此，如果降低對(duì)農(nóng)村社區(qū)納稅主體的征稅額，將會(huì)促進(jìn)農(nóng)村社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)的發(fā)展。在短期內(nèi)，財(cái)政收入、城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款年末余額及農(nóng)村居民消費(fèi)水平有可能會(huì)偏離金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款指標(biāo)，但短期的偏離會(huì)很快調(diào)整回到長(zhǎng)期均衡，從而修正金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款增長(zhǎng)的偏離。根據(jù)這一結(jié)論，要促進(jìn)農(nóng)村社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)的發(fā)展，應(yīng)從提高城鄉(xiāng)居民收入、改善農(nóng)村居民生活水平和減輕包括農(nóng)村社區(qū)型金融機(jī)構(gòu)在內(nèi)的農(nóng)村社區(qū)納稅主體的稅收負(fù)擔(dān)入手。

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