我國農(nóng)村信貸額與農(nóng)村居民消費(fèi)的動(dòng)態(tài)計(jì)量分析

曲曉潔，孫英雋

（上海理工大學(xué) 管理學(xué)院，上海200093）

研究報(bào)告

我國農(nóng)村信貸額與農(nóng)村居民消費(fèi)的動(dòng)態(tài)計(jì)量分析

曲曉潔，孫英雋

（上海理工大學(xué) 管理學(xué)院，上海200093）

以1985-2015年中國農(nóng)村居民消費(fèi)支出與農(nóng)村信貸額的年度數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運(yùn)用向量自回歸模型實(shí)證考察了農(nóng)村信貸沖擊對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響，實(shí)證分析表明:農(nóng)村信貸額對居民消費(fèi)增長有促進(jìn)作用，并且具有明顯的正向拉動(dòng)效應(yīng)；長期來看，農(nóng)村信貸額在促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)支出的效果并不顯著。因此，在促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)增長擴(kuò)大內(nèi)需的政策選擇上，應(yīng)克服短期行為，采用長期的戰(zhàn)略以保證農(nóng)民消費(fèi)信貸的需求，有效地促進(jìn)農(nóng)村居民的消費(fèi)支出增長，加快消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級。

農(nóng)村居民消費(fèi)；農(nóng)村信貸額；向量自回歸；方差分解

國內(nèi)外農(nóng)村信貸與農(nóng)村村民消費(fèi)支出的關(guān)系積累了大量系統(tǒng)的研究文獻(xiàn)，Bonatti和A.Fracasso［1］（2013）通過中國與美國兩期宏觀經(jīng)濟(jì)模型分析認(rèn)為，中國經(jīng)濟(jì)保持平穩(wěn)增長的政策目標(biāo)將從國內(nèi)生產(chǎn)總值的最大化轉(zhuǎn)向提高居民的收入水平，提高全國居民的消費(fèi)支出。許崇正和高希武［2］（2005）分析認(rèn)為，農(nóng)村信貸投資的增加是人均收入增長的一個(gè)重要的影響因素。陳東和劉金東［3］（2013）通過建立數(shù)理模型分析農(nóng)村信貸影響農(nóng)村消費(fèi)市場的直接效應(yīng)與中介效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)無論是短期還是長期，農(nóng)村信貸主要是通過影響居民收入進(jìn)一步影響居民消費(fèi)支出。高夢滔，嵐嵐和師慧麗（2008）［4］流動(dòng)性約束對農(nóng)村消費(fèi)有重要的影響，增加農(nóng)村居民信貸額可以有效弱化流動(dòng)性約束，實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶跨期消費(fèi)。溫濤，冉光，熊德平（2005）中國金融的發(fā)展對農(nóng)民收入增長具有顯著的負(fù)面效應(yīng)，中國農(nóng)村金融的發(fā)展對增加農(nóng)戶收入的效果更是微乎其微，相反，農(nóng)村資金的大量外流，進(jìn)一步提高城市居民的收入水平，加大城鄉(xiāng)收入差距。Xia Li，Christopher Gan和Baiding Hu（2011）小額信貸幫助個(gè)人，特別是窮人更方便的獲得金融服務(wù)。小額信貸改變了居民的生活條件，提高家庭的福利，如收入和消費(fèi)中國農(nóng)村家庭更多的參與到小額信貸項(xiàng)目（特別是增大貸款的額度），將會(huì)收益更多。然而結(jié)果表明，中國小額信貸項(xiàng)目中最受益的是非貧困居民。黃祖輝、劉西川和程恩江第一（2009）在一定的信貸需求的情況下，單純增加信貸供給并不能真正提高中低收入農(nóng)戶正規(guī)貸款的覆蓋率和福利水平。尹學(xué)群，李心丹和陳庭強(qiáng)（2011）正規(guī)金融機(jī)構(gòu)無法滿足中國農(nóng)戶的信貸需求，農(nóng)戶信貸水平及其行為取向?qū)⑻岣咿r(nóng)戶的收入和農(nóng)戶的消費(fèi)水平，農(nóng)村信貸的增加促進(jìn)了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。Yan Yuan，Lihe Xu（2015）中國的農(nóng)村信貸市場在促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長發(fā)揮了重要的作用，但正規(guī)信貸市場和非正規(guī)信貸市場往往把農(nóng)村居民排除在外。

總之，中國學(xué)者近年研究農(nóng)戶信貸行為等對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長和消費(fèi)的主要影響，由于實(shí)證方法和樣本區(qū)間的不同，以及在同樣的方法中具體處理技術(shù)的不同，得出了不盡相同的結(jié)論。從現(xiàn)有文獻(xiàn)研究來看，主要的模型有：其一，固定參數(shù)的一般線性回歸模型，對于長期而言，無法得出農(nóng)村信貸對農(nóng)戶消費(fèi)支出的影響；其二，應(yīng)用狀態(tài)空間模型和中介效應(yīng)檢驗(yàn)的長期動(dòng)態(tài)（如陳東，劉金東，2013）分析了長期農(nóng)村信貸主要是通過提高農(nóng)戶收入，進(jìn)而影響農(nóng)戶的消費(fèi)行為。其研究成果而言，其一，中國農(nóng)村信貸對農(nóng)村消費(fèi)支出增長效果微乎其微；其二，中國農(nóng)村信貸對農(nóng)村消費(fèi)支出具有顯著的正效應(yīng)。本文選取1985—2015年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，用動(dòng)態(tài)計(jì)量分析中的協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)及方差分解模型，對農(nóng)村信貸與農(nóng)村居民消費(fèi)支出之間的長期動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)和分析。

1　模型與數(shù)據(jù)

1.1向量自回歸模型

其中，0為常數(shù)列向量，yt是向量在t時(shí)刻的取值，yt-1，yt-2，yt-3，yt-p為相應(yīng)的滯后值1，2，3，p為各期滯后期的矩陣系數(shù)。dt包括截距項(xiàng)，趨勢項(xiàng)，以及啞變量，等等。誤差項(xiàng)的均值為零，ω為正定矩陣，即假定誤差項(xiàng)序列不存在自相關(guān)，但存在協(xié)相關(guān)。向量自回歸模型描述了數(shù)據(jù)之間的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)，即是變量之間的協(xié)相關(guān)關(guān)系。

1.2樣本及數(shù)據(jù)來源

本文選取1981—2015年中國農(nóng)村居民人均信貸額（XDE）與農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出（XFZC）年度數(shù)據(jù)作為樣本，農(nóng)村居民信貸額采用農(nóng)業(yè)貸款與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款之和，1985—2007間數(shù)據(jù)整理于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，2008—2015數(shù)據(jù)來自《中國金融年鑒》，農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出的數(shù)據(jù)及農(nóng)村勞動(dòng)力人口來自歷年《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。需說明的是，模型采用的數(shù)據(jù)是1985—2015年數(shù)據(jù)，而未采用1978—1984年的數(shù)據(jù)，是考慮到1978—1984年的消費(fèi)增長是農(nóng)民受到長期桎梏后的一種超常增長階段，農(nóng)村信貸和消費(fèi)支出具有一定的特殊性。

2　估計(jì)過程與結(jié)果

2.1單位根檢驗(yàn)

在對時(shí)間序列變量進(jìn)行計(jì)量模型建立之前，需要對變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，判斷變量沒有隨機(jī)趨勢或者確定性趨勢。如果時(shí)間序列變量是不平穩(wěn)的，回歸結(jié)果將會(huì)出現(xiàn)“偽回歸”的危險(xiǎn)，即是說變量的高度相關(guān)僅僅是因?yàn)樗鼈冎g均有向上或者向下變動(dòng)的趨勢，但是實(shí)際上并沒有真正的經(jīng)濟(jì)學(xué)聯(lián)系。本文的實(shí)證分析采用的是ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)。各變量的經(jīng)過對數(shù)和季節(jié)調(diào)整處理后的原始數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

表1是通過stata軟件的輸出結(jié)果整理而得到的，從表中的結(jié)果我們發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民人均生活消費(fèi)支出與農(nóng)村村民人均信貸額一階差分的ADF檢驗(yàn)值均大于臨界值，不能拒絕存在單位根的原假設(shè)，說明這兩個(gè)變量的時(shí)間序列都是不平穩(wěn)的；另一方面，ADF檢驗(yàn)對兩個(gè)變量的一階差分都在1%的顯著性水平下拒絕了存在單位根的原假設(shè)，說明農(nóng)村居民人均生活消費(fèi)支出與農(nóng)村村民人均信貸額一階差分?jǐn)?shù)值不存在單位根?？芍?，LnXDE和LnXFZC都具有一階單整性，即 LnXDE～I(xiàn)（1），LnXFZC～I(xiàn)（1）。

2.2協(xié)整檢驗(yàn)

由于本文出現(xiàn)的所有變量都是I（1）變量，所以，LnXDE與LnXFZC之間可能是協(xié)整的。首先用OLS方法估計(jì)變量LnXFZCt對LnXDEt的回歸方程：

估計(jì)結(jié)果為：

令εt=LnXFZCt-0.360 2-0.715 5 LnXFZCt

進(jìn)一步，對殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，分析殘差序列的平穩(wěn)性。因?yàn)樵摎埐钚蛄械钠椒€(wěn)性決定了解釋變量與被解釋變量之間的協(xié)整關(guān)系是否存在。一般來說，如果殘差序列平穩(wěn)，那么兩個(gè)變量之間存在（2，2）階協(xié)整，即存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。反之，如果殘差序列不平穩(wěn)，則說明變量之間不存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。為此，對第一步中的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。從表2可知，在三種檢驗(yàn)形式下，殘差序列的一階差的ADF值在10%的臨界值下達(dá)到顯著水平，即該序列是平穩(wěn)的。由此，農(nóng)村居民信貸額與農(nóng)村居民消費(fèi)支出兩者之間存在長期穩(wěn)定協(xié)整關(guān)系。

2.3格蘭杰因果檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)可以揭示變量序列之間是否存在長期均衡關(guān)系，但是無法揭示變量之間是否具有因果關(guān)系。格蘭杰因果檢驗(yàn)為解決這類問題提供了一種很好的思路和方法。建立農(nóng)村人均消費(fèi)支出（LnXFZC）與農(nóng)村人均信貸額（LnXDE）之間的格蘭杰因果關(guān)系模型。表3中檢驗(yàn)結(jié)果表明：滯后3期LnXDE不是 LnXFZC的格蘭杰原因的概率為6.5%，說明我國農(nóng)村信貸額對農(nóng)村消費(fèi)支出提高的效應(yīng)在滯后3期最為明顯，可以說農(nóng)村信貸額是農(nóng)村消費(fèi)支出提高的格蘭杰原因；而滯后 4～7期，LnXDE不是LnXFZC的格蘭杰原因的概率都在40%左右，說明我國農(nóng)村信貸額對農(nóng)村消費(fèi)支出有一定的推動(dòng)作用，但效應(yīng)不十分明顯。

2.4基于VAR模型的正交脈沖響應(yīng)分析

2.4.1VAR模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)

由于LnXDE與LnXFZC一階差分是平穩(wěn)的變量，對農(nóng)村消費(fèi)支出與農(nóng)村信貸額進(jìn)行了VAR模型估計(jì)。并對VAR模型估計(jì)的結(jié)果進(jìn)行平穩(wěn)性。圖1可以看出，所有特征值都在單位圓內(nèi)，故此VAR系統(tǒng)是穩(wěn)定的。由于得到的VAR模型是穩(wěn)定有效的，所以可以在此基礎(chǔ)上，使用正交VAR模型的脈沖響應(yīng)分析農(nóng)村消費(fèi)支出與農(nóng)村信貸額相互間的沖擊響應(yīng)刻畫出各變量間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，本文選取的是滯后期數(shù)為20期的脈沖響應(yīng)模型。

2.4.2正交脈沖響應(yīng)圖

由于未正交的脈沖響應(yīng)沒有太大的意義，以下根據(jù)脈沖文件畫出正交響應(yīng)圖。圖2給出了VAR模型的農(nóng)村信貸額和農(nóng)村消費(fèi)支出的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖形。

圖2可以看出，農(nóng)村消費(fèi)支出對其自身的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息有較強(qiáng)的反應(yīng)，第2期達(dá)到最高，隨后有所下降。當(dāng)在本期給農(nóng)村信貸額正沖擊后，農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出在短期內(nèi)（約3期內(nèi)）會(huì)呈現(xiàn)向上趨勢，農(nóng)村信貸額的增加會(huì)對農(nóng)村居民消費(fèi)支出帶來明顯的帶動(dòng)作用。但從第3期后逐步下滑，效應(yīng)不斷減弱?？傮w來看，農(nóng)村信貸額對農(nóng)村消費(fèi)水平的提高帶來較大的正面沖擊效應(yīng)，農(nóng)村信貸額會(huì)引起農(nóng)村消費(fèi)水平的迅速上升，但長期來看，農(nóng)村信貸額對于農(nóng)村居民消費(fèi)支出作用強(qiáng)度不大。這與經(jīng)關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果相一致。

2.4.3預(yù)測方差分解

脈沖響應(yīng)函數(shù)為我們評價(jià)農(nóng)村消費(fèi)支出對自身以及農(nóng)村信貸的反應(yīng)方向和程度提供了有用的工具，而方差分解使我們可以更進(jìn)一步分析農(nóng)村消費(fèi)支出的變化中各種沖擊的相對重要性。圖3給出了關(guān)于農(nóng)村信貸額和農(nóng)村居民消費(fèi)支出的方差分解結(jié)果。

由圖3可見，農(nóng)村消費(fèi)支出波動(dòng)在第1期主要受自身波動(dòng)的影響，農(nóng)村信貸額對農(nóng)村消費(fèi)支出波動(dòng)的沖擊（即對預(yù)測誤差的貢獻(xiàn)度）從第2期開始逐步增強(qiáng)，在第3期達(dá)到最大，隨后基本穩(wěn)定在36% -37%之間。農(nóng)村信貸額從第1期起受到自身波動(dòng)和農(nóng)村消費(fèi)支出沖擊的影響，且受農(nóng)村消費(fèi)支出影響要小于其自身波動(dòng)的影響，隨后農(nóng)村信貸受自身波動(dòng)的影響呈下降趨勢，第4期后基本穩(wěn)定在60% ～61%之間；同期，農(nóng)村信貸額受農(nóng)村消費(fèi)支出的影響逐步上升，從第2期達(dá)到穩(wěn)定，大致處于預(yù)測方差的38%～39%之間。這與脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的結(jié)果相一致。

3　結(jié)論與建議

3.1主要結(jié)論

為檢驗(yàn)農(nóng)村居民消費(fèi)支出與農(nóng)村信貸額的關(guān)系，依次進(jìn)行協(xié)整分析、格蘭杰因果分析、脈沖響應(yīng)分析和方差分解，得到如下結(jié)論。農(nóng)村居民消費(fèi)與農(nóng)村農(nóng)村信貸額之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。在短期，農(nóng)村村民人均信貸額不是農(nóng)村居民人均生活消費(fèi)支出的格蘭杰原因；在長期，農(nóng)村村民人均信貸額與人均農(nóng)村居民人均生活消費(fèi)支出相互影響。長期來看，農(nóng)村居民信貸額對農(nóng)村居民的消費(fèi)支出的影響較小。需要信貸市場對于沒有財(cái)力作為社會(huì)資本，無法受益于正規(guī)信貸市場和非正規(guī)信貸市場的農(nóng)村居民直接實(shí)施相應(yīng)的政策。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村信貸額和其所帶來的農(nóng)村居民消費(fèi)支出之間存在雙向、動(dòng)態(tài)的因果關(guān)系。因而，在努力擴(kuò)大農(nóng)村信貸額對經(jīng)濟(jì)增長、農(nóng)村居民消費(fèi)支出積極影響的同時(shí)，配合我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整，必須考慮科學(xué)發(fā)揮農(nóng)村金融對我國消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級、產(chǎn)業(yè)發(fā)展升級的促進(jìn)作用。

3.2政策建議

①加快發(fā)展農(nóng)村電商以激活商品流通和促進(jìn)農(nóng)民增收。中國金融機(jī)構(gòu)創(chuàng)新業(yè)務(wù)模式、產(chǎn)品設(shè)計(jì)和風(fēng)險(xiǎn)控制模式，適應(yīng)行業(yè)消費(fèi)本身特點(diǎn)，降低風(fēng)險(xiǎn)控制的成本；

②以健全農(nóng)民增收長效機(jī)制促農(nóng)村居民消費(fèi)提高。鼓勵(lì)鄉(xiāng)鎮(zhèn)發(fā)展農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)和農(nóng)村服務(wù)業(yè)，尤其是新農(nóng)村建設(shè)下鄉(xiāng)村旅游的可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略［5］，形成符合地方特點(diǎn)、具有地方特色的支柱產(chǎn)業(yè)，為農(nóng)村城鎮(zhèn)化提供產(chǎn)業(yè)支撐和剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的載體，增強(qiáng)農(nóng)村居民消費(fèi)能力；

③以個(gè)人業(yè)務(wù)消費(fèi)化來消除農(nóng)民消費(fèi)壓力。有針對性地促進(jìn)農(nóng)村消費(fèi)信貸市場，擴(kuò)大農(nóng)村居民的消費(fèi)預(yù)期，促進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級。

［1］LuigiBonatti，Andrea Fracasso.Hoarding of International Reserves in China:Mercantilism，Domestic Consumption and USMonetary Policy［J］.Journalof InternationalMoney and Finance，2013，32（2）: 1044-1078.

［2］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(shí)證分析［J］.金融研究，2005（9）:173-185.

［3］陳東，劉金東.農(nóng)村信貸對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響—基于狀態(tài)空間模型和中介效應(yīng)檢驗(yàn)的長期動(dòng)態(tài)分析［J］.金融研究，2013（6）: 160-172.

［4］高夢滔，畢嵐嵐，師慧麗.流動(dòng)性約束、持久收入與農(nóng)戶消費(fèi)—基于中國農(nóng)村微觀面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究［J］.統(tǒng)計(jì)研究，2008（6）: 48-55.

［5］鐘鳳，李秀霞.基于新農(nóng)村建設(shè)的可持續(xù)鄉(xiāng)村旅游發(fā)展模式研究［J］.中國林業(yè)經(jīng)濟(jì)，2010（6）:42-45.

［責(zé)任編輯：路實(shí)］

Analysisof Dynam ic Econometric Relationship between RuralCreditand RuralConsum ption in China

QUXiao-jie，SUNYing-jun
（SchoolofManagementofUniversity ofShanghai for Scienceand Technology，Shanghai200093，China）

This paper based on the annual data of Chinese rural consumption expenditure and rural credit from 1981 to 2015，using vector autoregressivemodel empirically investigate the impactof rural crediton rural consumption，the empirical analysis shows that rural credit plays an active role in rural consumption acceleration，and hasan obvious positive pulling effect.In the long run，however，the promotion effect is not strong.Therefore，in chosing policies of promoting rural consumption growth to expand domestic demand，short-term behaviors should be prohibited，taking a long-term strategy to ensure the demand of farmers' consumer credit，effectively promote the growth of rural consumption expenditure and speed up the developmentof consumption structureescalation.

rural consumption；ruralcredit；vectorauto regression；impulse responseanalysis

F063.2

A

1673-5919（2016）03-0099-04

10.13691/j.cnki.cn23-1539/f.2016.03.034

2016-04-21

曲曉潔（1991-），女，河南睢縣人，碩士研究生。