農(nóng)村合作金融對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長影響的實證檢驗

李 濤，梁 晶

（1.山西財經(jīng)大學 國貿(mào)學院，太原 030006；2.太原科技大學 經(jīng)濟與管理學院，太原 030024）

0 引言

“三農(nóng)”問題一直是我國亟待解決的重要問題之一。農(nóng)業(yè)增加緩慢、城鄉(xiāng)貧富差距過大、農(nóng)民生活水平普遍較低等均制約我國經(jīng)濟的總體發(fā)展。資金的匱乏使得農(nóng)業(yè)發(fā)展想而不得，故解決農(nóng)業(yè)資金短缺問題是解決“三農(nóng)”問題的關(guān)鍵之舉。農(nóng)信社作為當前我國農(nóng)村合作金融的主要力量，在搞活農(nóng)村經(jīng)濟、推動農(nóng)業(yè)發(fā)展、增加農(nóng)民就業(yè)等方面發(fā)揮了重要作用。如果能夠了解農(nóng)信社支農(nóng)貸款對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響方向、時效以及程度，則可以制定更加適宜的金融策略，以促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟穩(wěn)定向好增長。

回顧農(nóng)村合作金融機構(gòu)或者農(nóng)信社與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長二者間關(guān)系的已有文獻，從研究方法上來說，現(xiàn)有研究通常采用VAR模型對變量間的長期作用進行分析。吳華增和蘭慶高（2017）[1]運用VAR模型對農(nóng)村經(jīng)濟增長與農(nóng)村財政金融間的關(guān)系進行分析后發(fā)現(xiàn)，當前農(nóng)村金融配置效率較低，不足以促進農(nóng)村經(jīng)濟增長。從區(qū)域上來看，文獻中往往選擇某一城市或地區(qū)進行實證研究[2，3]。從時間上來看，當前文獻采用的研究數(shù)據(jù)時間跨度較短或較早，而且通過現(xiàn)有文獻可知，國內(nèi)大部分學者認為農(nóng)村金融對于農(nóng)民增收、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響是處于制約狀態(tài)而不是促進其發(fā)展[4，5]。那么，農(nóng)村合作金融的發(fā)展能夠推動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長嗎？影響程度又如何？都是當前我國處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期農(nóng)村經(jīng)濟亟待研究的理論問題。本文的邊際貢獻在于將時間序列數(shù)據(jù)進行延展，運用VEC模型針對全國層面農(nóng)村合作金融機構(gòu)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長影響進行更加深入的實證分析。

1 研究設計

1.1 指標選擇與數(shù)據(jù)來源

基于前人研究，選擇農(nóng)信社這一具有代表性的農(nóng)村合作金融機構(gòu)，本文將時間序列進行延伸，選取1986—2017年的農(nóng)信社全國數(shù)據(jù)及農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)，基于VEC模型采用協(xié)整檢驗及脈沖函數(shù)分析農(nóng)村合作金融對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的長短期影響，試圖從全國水平上檢驗農(nóng)村合作金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的關(guān)系。其中，選用農(nóng)信社貸款余額表示農(nóng)信社支農(nóng)貸款（ASL），選用農(nóng)業(yè)GDP表示農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長（AGDP），數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（1987—2018）、《中國金融年鑒》（1987—2018）。為了消除物價變動的影響，變量均依照指數(shù)進行折算。AGDP指標根據(jù)當期的農(nóng)業(yè)GDP數(shù)據(jù)按照GDP折算指數(shù)轉(zhuǎn)換為1986年為基期的不變價農(nóng)業(yè)GDP，ASL指標按農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)折算為1986年為基期的不變價支農(nóng)貸款。

1.2 計量模型與方法

本文選擇VEC模型對二者進行實證分析，主要基于以下原因：一方面，大多數(shù)經(jīng)濟變量間是長期作用與短期波動并存的，VAR模型通常用以探討變量之間的長期關(guān)系而忽視了短期波動，而VEC模型中含有的誤差修正項在研究變量長期關(guān)系過程中還可以探究其短期波動狀況，分析變量的短期波動狀況與長期均衡態(tài)勢相偏離的程度；另一方面，采用時間序列數(shù)據(jù)的變量常常存在不平穩(wěn)性，在不平穩(wěn)的變量間若存在長期協(xié)整關(guān)系，就能夠設立VEC模型來分析變量的長期穩(wěn)定情況?；谏鲜鰲l件，本文建立了VEC模型來研究農(nóng)村合作金融對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響方向、時效及程度。

VEC模型本質(zhì)上是擁有協(xié)整關(guān)系的VAR模型。通常情況下，對于含有多個變量及協(xié)整關(guān)系的VAR模型可表示為如下形式：

式中，yt是內(nèi)生變量向量，xt是外生變量向量，α是調(diào)整參數(shù)矩陣，δ是協(xié)整向量矩陣，q是滯后階數(shù)，εt是具有平穩(wěn)性的隨機擾動項向量。

式(1)經(jīng)過轉(zhuǎn)化形成VEC模型的表達式：

式中，ecmt-1是誤差修正項向量。根據(jù)式（2）可知，VEC模型可將系統(tǒng)中變量之間的長短期關(guān)系進行綜合分析，充分利用數(shù)據(jù)以獲取完整信息。

2 實證檢驗

2.1 農(nóng)村合作金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長趨勢

首先，本文分析了主要變量AGDP與ASL1986—2017年的整體變化趨勢，如圖1所示。從整體上看，農(nóng)信社支農(nóng)貸款和農(nóng)業(yè)GDP呈現(xiàn)共同上升的態(tài)勢，雖然支農(nóng)貸款的變化偶有波動，但總體變化狀態(tài)與農(nóng)業(yè)GDP一致。由此，本文假設：這二者之間有一定的線性關(guān)系，農(nóng)信社支農(nóng)貸款是影響農(nóng)業(yè)GDP變化的一個因素，且具有正向影響。

圖1 1986—2017年變量變化趨勢圖

2.2 平穩(wěn)性檢驗

為消除時間序列中的異方差現(xiàn)象，對不變價農(nóng)業(yè)GDP、不變價支農(nóng)貸款等數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理，得到變量lnAGDP、lnASL；再對變換后的數(shù)據(jù)取一階差分，分別用ΔlnAGDP、ΔlnASL表示。本文使用Stata14.0分別對序列l(wèi)nAGDP、lnASL進行單位根檢驗，用以判斷兩者的穩(wěn)定性。

從ADF檢驗結(jié)果來看，lnAGDP、lnASL都是一階單整序列。為了避免運用不平穩(wěn)序列構(gòu)建模型時出現(xiàn)偽回歸等問題，進一步經(jīng)過協(xié)整檢驗來確定變量間有無穩(wěn)定且長期的均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。

2.3 協(xié)整檢驗

上述ADF檢驗證明lnAGDP、lnASL均為同階單整序列，進而考慮lnAGDP、lnASL有無協(xié)整關(guān)系存在。本文對序列l(wèi)nAGDP和lnASL進行Johansen協(xié)整檢驗，在分析前以LR、FPE、AIC、SC、HQ這5項評價指標確定滯后期，從表1的結(jié)果可知，最優(yōu)滯后為2期。表2顯示了協(xié)整檢驗的結(jié)果。

表1 滯后期評價指標

表2 lnAGDP和lnASL的Johansen協(xié)整檢驗

約翰森協(xié)整檢驗的結(jié)果證明，lnAGDP和lnASL在5%的顯著性水平下，有且僅有1個協(xié)整方程，說明兩者間存在協(xié)整關(guān)系，擁有長期均衡態(tài)勢。其所對應的協(xié)整方程為：

由式（3）可得，農(nóng)信社支農(nóng)貸款（ASL）和農(nóng)業(yè)GDP（AGDP）有著長期性的均衡關(guān)系。在其他條件不變的情況下，支農(nóng)貸款每變動1%，農(nóng)業(yè)GDP將平均變動約0.99%。從長期看，農(nóng)信社支農(nóng)貸款對農(nóng)業(yè)GDP的增長有正向作用，說明農(nóng)信社支農(nóng)貸款額的提高能夠提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值，促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長。農(nóng)業(yè)貸款增加將有助于農(nóng)業(yè)企業(yè)發(fā)展以及農(nóng)民增收，進而增加消費以拉動農(nóng)業(yè)GDP的增長，即對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長具有積極作用。這也印證了上文的假設。

2.4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

為檢驗農(nóng)信社支農(nóng)貸款與農(nóng)業(yè)GDP間的長期均衡關(guān)系能否形成因果關(guān)系，本文利用Granger因果檢驗對二者進行分析，結(jié)果見表3。

表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

Granger因果檢驗的結(jié)果表明，lnAGDP和lnASL在5%的顯著性水平下拒絕原假設，農(nóng)業(yè)GDP和農(nóng)信社支農(nóng)貸款互為格蘭杰原因，兩者具有雙向的因果關(guān)系。這說明在一定程度上，農(nóng)信社支農(nóng)貸款能有效地影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長也顯著影響著農(nóng)信社支農(nóng)貸款額，這更加印證了協(xié)整檢驗的結(jié)論。農(nóng)信社支農(nóng)貸款的增加對于改善農(nóng)業(yè)經(jīng)濟將會有所幫助，反之，若農(nóng)信社支農(nóng)貸款不足、發(fā)展緩慢，那么很有可能給農(nóng)業(yè)經(jīng)濟帶來消極的影響，抑制其增長。

2.5 建立VEC模型

基于協(xié)整檢驗的結(jié)果，即lnAGDP與lnASL有長期的均衡關(guān)系，本文建立誤差修正模型，該模型可以結(jié)合變量的水平值和差分值。短期來看，長期均衡關(guān)系與短期波動共同作用造成因變量的變化。長期來看，誤差修正項EC能夠把變量拉回到長期均衡狀態(tài)。

lnAGDP、lnASL進行協(xié)整檢驗時假定了序列水平數(shù)據(jù)是固定的線性狀態(tài)、且協(xié)整方程含截距項，同時一階差分項滯后一期，故VEC模型設定如下：

上式中，A(a，b)中a是指模型的第a個方程，b是指該方程中第b個協(xié)整方程的調(diào)整系數(shù)，如：A(1，1)是指模型中第1個方程的第1個協(xié)整方程的系數(shù)，即-0.0610674；而B(a，b)中a代表第a個協(xié)整方程，b代表第b個變量的系數(shù)，如：B(1，1)是指第1個協(xié)整方程的第1個變量的系數(shù)。即1；C(a，b)中a指模型的第a個方程，b指該方程中第b個一階差分回歸量的系數(shù)，如：C(1，1)是指模型的第1個方程的第1個一階差分回歸值的系數(shù)，即-0.4058078。

最后得出模型的參數(shù)估計值，如表4所示。即：

表4 時間序列誤差修正模型（VEC）

根據(jù)VEC模型的估計結(jié)果可知，lnAGDP、lnASL二者會有短期波動，使得長期均衡關(guān)系形成了暫時的偏離狀態(tài)，但協(xié)整方程將以A=(-0.0610674,0.305454)的比率使其回到長期均衡趨勢。

從lnAGDP方程中可以看出，VEC模型的R2達到近0.91，擬合程度相對較高。誤差修正項的系數(shù)是-0.06，表明在該模型中，農(nóng)業(yè)GDP的變動在協(xié)整方程的約束下，對長期均衡關(guān)系的偏離可進行反向修正。即若上年農(nóng)業(yè)GDP偏低，則本年該項就會相應上升；相反，若上年的農(nóng)業(yè)GDP偏高，則本年的農(nóng)業(yè)GDP就會降低，以此調(diào)整變量間的關(guān)系，使之不會發(fā)生明顯偏離均衡狀態(tài)的現(xiàn)象。誤差修正項的系數(shù)值為-0.0610674，說明變量的短期波動只能以較小的力度調(diào)整其對長期均衡的偏離，且速度較慢。其余解釋變量中，農(nóng)業(yè)GDP自身滯后一期的數(shù)值對本期有一定的反向作用，為-0.4058078。農(nóng)信社支農(nóng)貸款滯后一期的數(shù)值對農(nóng)業(yè)GDP的影響為0.0560007，從長期看，農(nóng)信社支農(nóng)貸款對農(nóng)業(yè)GDP有正向作用。

2.6 協(xié)整方程的平穩(wěn)性檢驗

擬合VEC模型之后，對協(xié)整方程進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如圖2所示。圖中注腳顯示模型有一個特征根為1，其余特征根均處于單位圓以內(nèi)且遠小于1，說明該協(xié)整方程平穩(wěn)，可進行IRF分析和方差分解模擬。

圖2 VEC模型特征根位置圖

2.7 脈沖響應分析和方差分解

為了準確分析農(nóng)信社支農(nóng)貸款對農(nóng)業(yè)GDP的影響程度，本文使用脈沖響應函數(shù)探究農(nóng)信社支農(nóng)貸款的變動對農(nóng)業(yè)GDP的沖擊及農(nóng)業(yè)GDP的變動對支農(nóng)貸款的沖擊，結(jié)果見圖3和圖4。

圖3 lnAGDP對lnASL的脈沖響應

圖3為農(nóng)信社支農(nóng)貸款的沖擊引起的農(nóng)業(yè)GDP變動的脈沖響應圖。從圖3中可以看出，農(nóng)業(yè)GDP對農(nóng)信社支農(nóng)貸款的沖擊形成連續(xù)的正向響應，而且響應強烈。剛開始是正向響應并迅速上升，第3期時上升到最大，之后開始緩慢下降，直到第8期開始趨于平穩(wěn)。這表明農(nóng)信社支農(nóng)貸款的沖擊對農(nóng)業(yè)GDP的影響效果立竿見影，對農(nóng)業(yè)GDP有持續(xù)的拉動作用，雖然后期影響速度會趨于緩慢，但仍形成正向的影響。

圖4 lnASL對lnAGDP的脈沖響應

圖4是農(nóng)業(yè)GDP的沖擊引起的農(nóng)信社支農(nóng)貸款變化的脈沖響應圖。從圖4中可以看出，農(nóng)信社支農(nóng)貸款對農(nóng)業(yè)GDP的沖擊形成持續(xù)的正向響應。一開始為正響應并逐漸增加，在第4期達到最大并趨于平緩，第6期后稍有下降，8期之后逐漸趨于平穩(wěn)。這表明農(nóng)業(yè)GDP受到?jīng)_擊后會對農(nóng)信社支農(nóng)貸款有一定影響，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟有所增長必然推動農(nóng)業(yè)企業(yè)的發(fā)展及農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展，進而增加對農(nóng)村合作金融的需求，支農(nóng)貸款必然增加。

通過以上對農(nóng)業(yè)GDP和農(nóng)信社支農(nóng)貸款之間的脈沖響應分析，可以看出這兩者之間存在很強的關(guān)聯(lián)性，影響時間長，且具有時滯效應，此結(jié)論印證了VEC模型的回歸結(jié)果，說明農(nóng)業(yè)GDP與農(nóng)信社支農(nóng)貸款之間有緊密的長期均衡關(guān)系。為了進一步明確農(nóng)信社支農(nóng)貸款的變動對農(nóng)業(yè)GDP的影響程度，本文利用方差分解方法分析農(nóng)信社支農(nóng)貸款對于農(nóng)業(yè)GDP變化的貢獻程度。結(jié)果見表5。

表5 農(nóng)業(yè)GDP預測誤差的方差分解

根據(jù)表5顯示，在第1期，農(nóng)業(yè)GDP自身的貢獻率達到了100%，不存在其他變量的貢獻率。在第2期，農(nóng)業(yè)GDP自身的貢獻率為80%，農(nóng)信社支農(nóng)貸款的貢獻率為20%左右，而在第3期，農(nóng)業(yè)GDP自身貢獻率大約為67%，農(nóng)信社支農(nóng)貸款的貢獻率約為33%，由此可見，農(nóng)信社支農(nóng)貸款對農(nóng)業(yè)GDP的影響存在一定的時滯性。從第4期開始，農(nóng)業(yè)GDP自身的貢獻率逐步降低到51%～56%，而農(nóng)信社支農(nóng)貸款的貢獻率不斷增加，由約43%上升至49%左右。到7期之后，支農(nóng)貸款的貢獻率增速開始變得緩慢，基本趨于平穩(wěn)。從長期看，農(nóng)信社支農(nóng)貸款的沖擊對農(nóng)業(yè)GDP變動的解釋度為47%左右，支農(nóng)貸款對農(nóng)業(yè)GDP的增長占據(jù)較大的貢獻率。這表明在長期均衡中，農(nóng)信社支農(nóng)貸款的沖擊對農(nóng)業(yè)GDP有一定程度的影響，支農(nóng)貸款對農(nóng)業(yè)GDP有較強的拉動作用，說明農(nóng)信社支農(nóng)貸款對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長有持續(xù)且較強烈的推動作用。

3 結(jié)論與建議

本文基于VEC模型對1986—2017年全國經(jīng)濟發(fā)展水平上的農(nóng)村合作金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長進行實證檢驗。結(jié)果表明：農(nóng)信社支農(nóng)貸款與農(nóng)業(yè)GDP間具有長期均衡的關(guān)系，而且互為格蘭杰因果。農(nóng)信社支農(nóng)貸款與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間有較強的關(guān)聯(lián)性，支農(nóng)貸款對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長具有正向的影響，雖然具有一定的時滯性，但對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的拉動作用比較強烈且持久。此外，農(nóng)信社支農(nóng)貸款的變動會迅速引起農(nóng)業(yè)GDP較大幅度的變化，并且有較長時間的持續(xù)性起伏。這說明我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長水平隨農(nóng)信社支農(nóng)貸款變化的波動性較大，也就是說，農(nóng)村合作金融體系的變動會對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟產(chǎn)生一個很大的沖擊，它是影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長水平的強有力因素。

針對以上實證檢驗結(jié)果反映出來的問題，同時結(jié)合我國農(nóng)村合作金融現(xiàn)狀，從政府和農(nóng)村合作金融機構(gòu)兩方面提出如下政策建議：

就政府而言，第一，農(nóng)信社支農(nóng)貸款作為長期影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的重要因素，這提示相關(guān)部門應當運用引入民間資本以及實施惠農(nóng)的稅收扶持政策等方式從資金上推動農(nóng)信社的深層次發(fā)展。第二，加強宏觀金融引導作用，側(cè)重于農(nóng)村合作金融的監(jiān)管體系建設，敦促農(nóng)信社開展更多能夠滿足農(nóng)民需求的支農(nóng)服務及金融產(chǎn)品。第三，積極投身于城鄉(xiāng)一體化建設中，避免農(nóng)村合作金融資源流向非農(nóng)地區(qū)或非農(nóng)企業(yè)，造成城鄉(xiāng)差距越來越大的現(xiàn)象。第四，減少政府的行政干預，引入市場競爭機制，營造一個競爭與監(jiān)管兼具的農(nóng)村合作金融環(huán)境。

就農(nóng)村合作金融機構(gòu)而言，第一，農(nóng)信社支農(nóng)貸款對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響具有時滯性，說明農(nóng)信社促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的效果不能立竿見影，處于農(nóng)村合作金融壟斷地位的農(nóng)信社不能充分滿足農(nóng)村的金融服務需求，開展更豐富的金融業(yè)務才能促使其更好的發(fā)展。第二，要深刻認識到立足“三農(nóng)”、服務“三農(nóng)”的宗旨，將解決“三農(nóng)”問題作為最具挑戰(zhàn)性的任務。在農(nóng)村合作金融基礎設施方面，擴大營業(yè)網(wǎng)點，增加電子設備，以此滿足農(nóng)民的日常金融服務需要；在農(nóng)村合作金融人才建設方面，以高福利等方式吸引金融人才進入農(nóng)村合作金融機構(gòu)，為更好地開展農(nóng)村合作金融服務獻計獻策；在農(nóng)村合作金融產(chǎn)品方面，創(chuàng)新支農(nóng)金融產(chǎn)品，為廣大的農(nóng)民群眾提供適宜的金融服務，擴大農(nóng)民增收途徑，進而促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長。