農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的非線性作用機(jī)制及優(yōu)化

鐘倩怡 吳佳靜 黃鴻逸

摘 要：文章主要研究農(nóng)村金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的非線性作用機(jī)制及優(yōu)化問題。運(yùn)用門限時(shí)間序列模型，實(shí)證分析了樣本期間農(nóng)村金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性。結(jié)果表明：農(nóng)村金融對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的門限效應(yīng)明顯。因此，在農(nóng)村金融發(fā)展的不同階段，政府應(yīng)判斷不同地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展水平并制定針對性政策。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長;農(nóng)村金融發(fā)展;門限時(shí)間序列模型

中圖分類號：F812.8 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1005-6432（2022）06-0019-02

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2022.06.019

1 作用機(jī)制與模型設(shè)定

為了捕捉金融對經(jīng)濟(jì)增長的影響，根據(jù)Pagano論證，考慮最簡單的AK增長模型：Yt=AKt。其中，Yt是t時(shí)刻的總產(chǎn)出，Kt是t時(shí)刻的資本存量;A為資本邊際貢獻(xiàn)率，短時(shí)間內(nèi)不發(fā)生變化。資產(chǎn)每期以固定速率δ進(jìn)行損耗，由于我國人口增速較為平緩，假設(shè)其保持不變，t時(shí)刻的總投資可表示為It=Kt+1-（1-δ）Kt。其中，δ為資產(chǎn)折舊率。為方便研究，假設(shè)一個(gè)沒有政府的封閉經(jīng)濟(jì)，在這個(gè)經(jīng)濟(jì)體中，資本市場為實(shí)現(xiàn)均衡，要求總儲蓄S等于總投資I，但是受信息不對稱、流動(dòng)性偏好和中介成本等因素的影響，儲蓄存在“丟失”部分1-φ[1]，φSt=It，其中，φ為投資儲蓄比。經(jīng)表達(dá)式合并推導(dǎo)，可知t+1時(shí)刻增長率gt+1為AφSt/Yt-δ。令總儲蓄率st為St/Yt，并剔除時(shí)間指標(biāo)，則增長率g可由資本邊際貢獻(xiàn)率A、投資儲蓄比φ、總儲蓄率s及資產(chǎn)折舊率δ表示，即g=Aφs-δ，簡潔地揭示了金融發(fā)展如何影響增長。對其取對數(shù)后對最后一項(xiàng)泰勒展開，可得文章的基礎(chǔ)模型：

基于此，參考劉金全和劉達(dá)禹的研究，選取文章變量指標(biāo)。根據(jù)式，且為確保變量指標(biāo)的原始屬性及使回歸結(jié)果更有經(jīng)濟(jì)含義，不采取對指標(biāo)取對數(shù)的方法處理[2]，構(gòu)建基本計(jì)量模型：

其中，因變量指標(biāo)是農(nóng)林牧漁業(yè)增加值增長率vagr;自變量矩陣x′it=（irtidrtdrt），分別是農(nóng)村投資比率ir、農(nóng)村投資存款比率idr和農(nóng)村存款比率dr，分別是由農(nóng)村固定資產(chǎn)投資除以農(nóng)林牧漁業(yè)增加值、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資除以農(nóng)戶儲蓄和農(nóng)戶儲蓄除以農(nóng)林牧漁業(yè)增加值而得;系數(shù)矩陣β′1=（β11β12β13），β1i分別為變量影響系數(shù)，β0是常數(shù)項(xiàng)，ε是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2 實(shí)證研究與結(jié)果分析

2.1 數(shù)據(jù)選取與描述性統(tǒng)計(jì)

樣本選取1978—2017年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于EPS DATA，針對缺失值，文章用插值法補(bǔ)全。觀察表1和圖1可看出，1978—2017年農(nóng)村資本邊際貢獻(xiàn)率基本不變，投資儲蓄比呈下降態(tài)勢，儲蓄率有巨幅增長，我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較起伏，呈現(xiàn)出一定的非線性特征，長期來看不具備趨勢性。因此下文采用門限時(shí)間序列模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

2.2 門限回歸模型

首先，回歸之前，需要選擇門限變量。Hansen指出門限變量若含有較強(qiáng)的時(shí)間趨勢則將代入模型中，該趨勢的存在將改變突變點(diǎn)的似然分布檢驗(yàn)，且置信區(qū)間將無法構(gòu)建，使得回歸問題無法研究[3]。因此，通過觀察圖1，文章選取不帶有趨勢的農(nóng)村投資比率（ir）作為門限變量。改寫基本計(jì)量模型，建立結(jié)構(gòu)化模型：

2.2.1 門限效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)

門限回歸模型的核心是利用門限值將樣本分為左右兩組，只有當(dāng)兩組樣本的估計(jì)參數(shù)存在顯著性差異時(shí)才能使用，否則意味著門限不存在，樣本期間內(nèi)的觀測變量之間僅為線性關(guān)系，因此必須對模型進(jìn)行門限效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)。采用Hansen提出的拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)，原假設(shè)為H0：β1i=β2i（i=1，2，3）。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，P值為0.0348，證明零假設(shè)H0被拒絕，表示模型存在一個(gè)門限值，農(nóng)村投資比率對農(nóng)林牧漁業(yè)增加值增長率的門限效應(yīng)存在，處于不同發(fā)展階段的資本對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響有顯著的區(qū)別，農(nóng)村金融發(fā)展的不同階段對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響不同。

2.2.2 門限回歸模型估計(jì)結(jié)果

運(yùn)行程序得到具體門限值。觀察表3可知，在殘差平方和最小時(shí)，門限值γ約為0.1799，并且有95%的概率落在置信區(qū)間內(nèi)，證明該門限值顯著。

然后進(jìn)行門限時(shí)間序列模型回歸。利用門限值γ將所有樣本分為左右兩部分，分別運(yùn)行程序，確定各自的回歸方程，根據(jù)區(qū)制1和2的回歸結(jié)果（見表4），給出各區(qū)制下的線性表達(dá)式：

式（4）與式（5）分別給出了區(qū)制1和區(qū)制2的回歸表達(dá)式。分析表達(dá)式可知，農(nóng)村投資比率在任何情況下都對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長率有較大的影響，其次為農(nóng)村投資存款比率，最后為農(nóng)村存款比率。在區(qū)制1，影響系數(shù)大小表明在農(nóng)村金融發(fā)展初期，固定資產(chǎn)投資并不能發(fā)揮效用，反而適得其反，達(dá)不到農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的效果。且對比三者系數(shù)發(fā)現(xiàn)政府前期應(yīng)該發(fā)布有利于農(nóng)戶儲蓄增加的利率補(bǔ)貼、人才回流和引進(jìn)等政策，而非進(jìn)行企業(yè)固定資產(chǎn)投資補(bǔ)貼，讓企業(yè)自然因員工增加、產(chǎn)品需求增加而擴(kuò)大自身固定資產(chǎn)投資。在區(qū)制2，影響系數(shù)大小表明在農(nóng)村發(fā)展水平突破門限值后，政府應(yīng)加大對農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資的幫扶，農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資的增加也能發(fā)揮較強(qiáng)影響效應(yīng)，對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長起到促進(jìn)作用。從整體回歸結(jié)果看，各區(qū)制自變量的影響系數(shù)都發(fā)生由負(fù)轉(zhuǎn)正的變化，表明：樣本期間的農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響存在明顯的門限效應(yīng)。在農(nóng)村金融發(fā)展水平低于門限值時(shí)，農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生抑制影響，說明農(nóng)村金融發(fā)展的初期階段政府的政策能便民卻無法在短期內(nèi)顯著促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長，這意味著政府在農(nóng)村金融發(fā)展初期應(yīng)針對農(nóng)村特征調(diào)整和提高效率等，提高農(nóng)村金融發(fā)展水平。所以當(dāng)農(nóng)村金融水平高于門限值時(shí)，農(nóng)村金融發(fā)展可以促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，具有顯著的拉動(dòng)效應(yīng)。

3 結(jié)論與政策啟示

文章運(yùn)用門限時(shí)間序列模型，對我國農(nóng)村金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的非線性相關(guān)關(guān)系及優(yōu)化問題進(jìn)行了研究，主要得出以下結(jié)論。首先分析描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知：四十年來農(nóng)村金融發(fā)展水平較低，我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平起伏不定，呈現(xiàn)一定非線性特征。然后文章采用門限時(shí)間序列模型檢驗(yàn)了樣本期間農(nóng)村金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性。結(jié)果表明，農(nóng)村金融對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的門限效應(yīng)存在，不同發(fā)展階段的農(nóng)村金融對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響存在顯著差異。農(nóng)村金融發(fā)展水平較低時(shí)，政府及相關(guān)農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)不應(yīng)把精力放到固定資產(chǎn)投資與扶助中，而應(yīng)對農(nóng)戶儲蓄進(jìn)行利率補(bǔ)貼;農(nóng)村金融發(fā)展后期，當(dāng)農(nóng)村投資比率突破門限值之后，政府應(yīng)加大對農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資的補(bǔ)助和幫扶力度，使其發(fā)揮極大的影響作用，促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。

參考文獻(xiàn)：

[1]PAGANO M. Financial markets and growth：an overview[J].European Economic Review. 1993， 37（2-3）：613-622.

[2]劉金全，劉達(dá)禹. 農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的非線性關(guān)聯(lián)機(jī)制研究——基于PLSTR模型的實(shí)證檢驗(yàn)[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究，2015， 6（1）：22-35.

[3]HANSEN B E. Threshold effects in non-dynamic panels：Estimation， testing， and inference[J].Journal of Econometrics， 1999， 93（2）：345-368.

[作者簡介]鐘倩怡，女，廣東江門人，廣東工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院碩士，研究方向：應(yīng)用經(jīng)濟(jì)學(xué);吳佳靜，女，廣東揭陽人，廣東工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院本科生，研究方向：金融工程;黃鴻逸，男，廣東佛山人，廣東工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院碩士，研究方向：應(yīng)用經(jīng)濟(jì)學(xué)。

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