農(nóng)村經(jīng)濟增長與農(nóng)村財政金融關系實證分析

吳華增，蘭慶高

（沈陽農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，沈陽 110866）

農(nóng)村經(jīng)濟增長與農(nóng)村財政金融關系實證分析

吳華增，蘭慶高

（沈陽農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，沈陽 110866）

文章通過VAR模型對推動農(nóng)村經(jīng)濟增長和農(nóng)村財政金融之間的關系進行研究，利用協(xié)整檢查、格蘭杰因果檢查、脈沖響應函數(shù)分析、方差分解等方法，分析了財政金融與經(jīng)濟增長之間的關系。研究表明：農(nóng)村金融配置現(xiàn)處于較低的效率，應提高金融資源配置效率，通過發(fā)展農(nóng)村財政金融，以此來創(chuàng)新金融制度和降低風險，促進農(nóng)村經(jīng)濟增長。

VAR模型；農(nóng)村財政；經(jīng)濟增長

0 引言

50多年以來，國內外許多學者針對農(nóng)村財政金融和農(nóng)村經(jīng)濟增長的關系進行了研究，我國學者也在不斷研究這一問題。盡管研究越來越全面、越來越深入，但農(nóng)村財政金融和農(nóng)村經(jīng)濟增長的關系仍然受到廣大爭議，至今也沒有定論。我國近10多年來，每年中央都會有有關“三農(nóng)”問題的文件出臺，“三農(nóng)”問題是農(nóng)村經(jīng)濟增長迫切需要解決的問題。本文將通過對農(nóng)村金融效率、規(guī)模、結構等數(shù)據(jù)以及對農(nóng)村財政金融和農(nóng)村經(jīng)濟增長的關系進行深入探究和分析，使用協(xié)整檢查、格蘭杰因果檢查、脈沖響應函數(shù)分析、方差分解等方法進行實證研究，目的在于為農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展提供理論參考。

1 VAR模型構建

VAR模型又叫做向量自回歸模型，其不受事先條件的約束，因此一般用來評估變量的動態(tài)關系。具體來說，VAR模型是根據(jù)數(shù)據(jù)函數(shù)建立的，若經(jīng)濟指標比較多的話，也可以進行分析和預測，并且操作簡便。并且VAR模型能夠接受其他模型的轉化，如多元MA和ARMA模型，因此利用它進行經(jīng)濟方面的研究得到越來越多的學者青睞。

1．1 VAR模型公式

對變量y1,t和y2,t之間是否具有關聯(lián)性進行數(shù)據(jù)研究和分析，建立模型：

以上兩個模型不能直接證明兩個變量的直接關系，如果聯(lián)立，就可以反映兩個變量之間的關系。VAR模型最主要的兩個變量為N和 K。以兩個變量y1，t、y2，t的 VAR模型為例：

則yt=μ+π1+ut，那么，含有變量N，滯后期為k的模型表示如下：

ut=(u1tu2t…uNt)',yt為N*1界時間序列列向量。μ為N*1階常數(shù)向列向量。π1,...,πkk均為N*N階參數(shù)矩陣，其中每一個元素是非相關的。

1．2 VAR模型的脈沖響應函數(shù)

VAR模型無法解釋單個參數(shù)的估計值，因為它的估計量是一致的，因此，想要通過VAR模型進行實證分析還要觀察VAR模型的脈沖響應函數(shù)。

一般采用脈沖響應數(shù)函描述期值和未來值，這個影響包括加上標準差大小后的隨機誤差的沖擊，換而言之，就是反應了誤差對內生變量的沖擊。對于本文需要構建的VAR模型，y1,t表示金融發(fā)展，y2,t表示經(jīng)濟增長。

在模型中，誤差u1t和u2t之間不具有相關性。一個當期標準差的經(jīng)濟增長對金融發(fā)展和經(jīng)濟增長當前值和未來值的影響，是通過脈沖響應函數(shù)（u2t）來衡量的。

上文中介紹了MA可以轉化為VAR，所以通過友矩陣變換可以把任何一個VAR(k)模型改寫成一個VAR(1)模型：

或寫成：

當任何情況下其他誤差項都不變時，ψs中第i行第j列元素代表的含義為：在t期，對t+s期第i個變量所造成的影響，這個影響是誤差項u（第j個變量對應的）受到第一個單位的沖擊后產(chǎn)生的。

把第i行第j列元素看做是滯后期s的函數(shù)，yi,t+s對y,t時一次沖擊的響應過程表示如下：

解釋脈沖響應函數(shù)時，如果誤差項不是完全非相關的，那么解釋就會比較困難。當誤差項相關時，之間存在一個無法被任何特地的變量識別到的共同組成部分。對于這一問題的解決，一般引入變換矩陣M與ut相乘。

目前，將ut的方差協(xié)方差矩陣變換成一個對角矩陣Ω的方法有多種，其中比較常用的是利斯基分解法，利用該變換方法可以使誤差項正交。

2 實證分析

2．1 結構的選取

本文探究的是推進農(nóng)村經(jīng)濟增長和農(nóng)村財政金融之間的關系，因此所選用的相對指標就是農(nóng)村金融和經(jīng)濟的增長，經(jīng)濟增長則為人均農(nóng)業(yè)GDP代表反映出來。

（1）農(nóng)村金融的發(fā)展規(guī)模（GM）。農(nóng)村金融主要是基礎的存款、貸款業(yè)務，因此本文衡量農(nóng)村金融的發(fā)展主要是以這兩個指標來衡量的，因此：

（2）金融效率（XL）。本文將使用儲蓄率、儲蓄投資轉化率以及投資效率來衡量農(nóng)村金融效率。因此：

（3）金融結構（JG）。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的重要兩方面。鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)在農(nóng)村企業(yè)中較大比例，它是主要經(jīng)濟活動方式農(nóng)，對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結構有很大的影響。

對農(nóng)村人均農(nóng)業(yè)GDP記為RGDP。

2．2 數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)是1980—2015年中《中國金融統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》等相關數(shù)據(jù)中得出。對所有相關數(shù)據(jù)進行處理，以此來減少數(shù)據(jù)的不穩(wěn)定性和降低變量的異方差，同時，將采用Eviews7.0對所有數(shù)據(jù)進行處理。

2．3 實證分析

2.3.1 平穩(wěn)性檢驗

數(shù)據(jù)選取的時間常常是不平穩(wěn)的，如果忽略這個問題直接建立模型的話，就會出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象。所以，本文對時間序列的平穩(wěn)性進行研究和分析，具體結果如表1所示。

（4）本文用人均農(nóng)業(yè)GDP來衡量農(nóng)村經(jīng)濟的增長：

表1顯示，在1%、5%和10%的顯著性水平下，RGDP、GM、XL和JG都是不平穩(wěn)序列，而一階差分后，GM、XL和JG都變平穩(wěn)，那么就可以認為所有序列為一階單整。

2.3.2 協(xié)整檢驗

ADF檢驗中，GM、XL、JG、RGDP都是非平穩(wěn)數(shù)據(jù)，但在一定的條件下，它們有可能變?yōu)槠椒€(wěn)序列。長期的協(xié)整關系存在是有一定可能性的，因此對此做協(xié)整檢驗，主要通過兩種方法進行，分別為極大似然法和兩步法。EG兩步法計算比較容易，但是參數(shù)估計的誤差較大，因此，本文通過極大似然法對數(shù)據(jù)進行研究和檢驗，結果分析如表2所示。

在顯著水平之下，四個數(shù)據(jù)之間存在協(xié)整關系，標準化關系見下頁表3。標準化方程為：

表3 協(xié)整關系的標準化

從四個數(shù)據(jù)之間的協(xié)整關系可知，農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)濟的關系為正比關系，農(nóng)村金融增長則農(nóng)村經(jīng)濟增長，農(nóng)村金融衰退，則農(nóng)村經(jīng)濟衰退。但是人均農(nóng)業(yè)實際GDP和農(nóng)村金融結構之間是反比關系，如果農(nóng)村金融效率增長，那么農(nóng)村人均實際GDP就會增長1.08%。造成這個現(xiàn)象的原因可能農(nóng)村的金融結構不合理，農(nóng)業(yè)貸款在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)之間的分配不科學等，但農(nóng)村金融的發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的促進作用仍然存在。

2.3.3 格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果檢驗是一種常用的檢驗方法，它主要運用在兩個變量之間的關系上。在檢驗前要保證序列的平穩(wěn)，如果序列不平穩(wěn)，就要進行協(xié)整檢驗，防止出現(xiàn)偽回歸。

表4 格蘭杰因果檢驗結論

由表4的格蘭杰因果檢驗結果可以看出，在90%的置信水平下，農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展促進了財政金融的發(fā)展。所以，需要不斷提高金融效率，這樣才能促進農(nóng)村金融的優(yōu)化和提高農(nóng)村經(jīng)濟的增長。同時，農(nóng)村金融效率的提高受到其他三個因素的的影響，但影響要三者共同作用才能產(chǎn)生，單個因素幾乎不產(chǎn)生促進作用。農(nóng)村貸款的增長比農(nóng)村GDP的增長快，也就是說經(jīng)濟增長反作用于金融規(guī)模，這也是我國現(xiàn)階段現(xiàn)實經(jīng)濟的反應——信貸影響經(jīng)濟增長。

2.3.4 脈沖響應函數(shù)分析

脈沖響應函數(shù)是用來描述內生變量的期值和未來值的影響的，簡單來說，就是反應誤差對內生變量的沖擊。

圖1 GM比率沖擊引起的沖擊響應函數(shù)

由圖1可知，農(nóng)村金融規(guī)模GM對RGDP的沖擊在開始時接近0，所以作用是非常小的；隨著沖擊的增加，達到最高值后開始趨于穩(wěn)定（圖1a），GM對RGDP的沖擊的變化率平均在20%左右（圖1b）。

圖2 JG比率沖擊引起的沖擊響應函數(shù)

由圖2可知,農(nóng)村金融結構JG對RGDP的沖擊在“1”的時候接近0，在隨后的幾期中，小于0，呈現(xiàn)負影響，從第5期開始有上升的趨勢，即開始出現(xiàn)正面影響，但并不明顯（圖2a）。JG對RGDP的沖擊的變化率平均在10%左右（圖2b）。

圖3 XL比率沖擊引起的沖擊響應函數(shù)

由圖3可知，農(nóng)村金融發(fā)展效率XL對RGDP的沖擊一直都很小，趨近于0，沒有太明顯的作用（圖3a）。XL對RGDP的沖擊的變化率平均在0%左右（圖3b）。

2.3.5 方差分解

數(shù)據(jù)的方差分解結果如表5所示。

表5 方差分解:農(nóng)村人均農(nóng)業(yè)GDP

方差分解數(shù)據(jù)表明，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模占農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長變化的23.27415%，農(nóng)村金融結構占農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長變化的7.350145%、農(nóng)村金融效率占農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長變化的1.12107%，同時也可以看出農(nóng)村金融的效率和結構的變化對農(nóng)村經(jīng)濟增長的影響很小。

2．4 結果分析

通過上文的分析可以知道，RGDP、GM、XL、JG之間的關系為長期的，并且相互協(xié)調發(fā)展。如果農(nóng)村金融增長，那么農(nóng)村經(jīng)濟就會相應的增長，因此從整體上來說，農(nóng)村金融的發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展有促進作用。

長遠來說，農(nóng)村金融對農(nóng)村經(jīng)濟的增長有一定的影響，只有農(nóng)村經(jīng)濟增長了才能反促進金融發(fā)展效率。量的擴張引起了增長，內在質的提高產(chǎn)生了發(fā)展，所以發(fā)展是發(fā)生質的改變，表現(xiàn)出量的增長。因此，想要解決經(jīng)濟和金融中所遇到的經(jīng)濟增長的問題，首先要做到優(yōu)化經(jīng)濟結構，改革金融體制。

3 總結

我國對農(nóng)村的金融體制一直在進行著改革，并且不斷深入。金融機構也在不斷地完善各種業(yè)務，農(nóng)村的經(jīng)濟發(fā)展也得到了促進，農(nóng)業(yè)結構也得到良性的調整。但是，農(nóng)村的金融發(fā)展仍然面臨很多困難，包括農(nóng)村金融市場發(fā)展不完備，競爭主體很少，投資的回報率也沒有太大的提升。這些問題使得農(nóng)村的經(jīng)濟增長緩慢，人們生活水平落后。為了提高農(nóng)村經(jīng)濟的增長，增長金融效率，金融體制改革還要不斷地深入。

為了提高農(nóng)村經(jīng)濟增長，就要提高科技創(chuàng)新力。將先進的科學技術運用到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，形成規(guī)范化、規(guī)模化的農(nóng)村經(jīng)濟產(chǎn)出模式，發(fā)展鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)和民營企業(yè)，以此來把投資回報率提高上去。加快城鎮(zhèn)化建設，縮小城鄉(xiāng)收入水平的差距，實現(xiàn)農(nóng)民的素質的普遍提高也很重要，這就需要政府的資金和技術支持。另外，農(nóng)村的金融體制改革要繼續(xù)不斷深入，向農(nóng)村轉移更多的資源，建立新型化的農(nóng)村金融結構，在建立的同時要加強對金融的監(jiān)督管理，把農(nóng)村金融的風險降到最低，保證農(nóng)村金融發(fā)展的健康、穩(wěn)定。

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224.9

A

1002-6487（2017）20-0168-04

國家自然科學基金青年項目（71402167）；國家社會科學基金青年項目（12CZZ023）；教育部人文社會科學研究青年基金項目（14YJC790172）

吳華增（1990—），男，遼寧沈陽人，博士研究生，研究方向：農(nóng)村財政金融。

蘭慶高（1959—），男，遼寧莊河人，教授，博士生導師，研究方向：農(nóng)村財政金融。

(責任編輯/浩 天)