肖志揚(yáng)

（湖南省農(nóng)業(yè)科學(xué)院，湖南 長沙 410125）

1 變量的選擇及數(shù)據(jù)的說明

選取1985～2005年的農(nóng)村金融發(fā)展和農(nóng)民收入及消費(fèi)數(shù)據(jù)作為樣本。采用以下4個(gè)指標(biāo)：（1）UI=農(nóng)民家庭人均可支配收入（元），該指標(biāo)反映了農(nóng)民收入水平；（2）RI=農(nóng)民人均消費(fèi)支出（元），該指標(biāo)反映了農(nóng)村居民消費(fèi)支出水平；（3）UM=農(nóng)民家庭平均每人全年收入中的農(nóng)村金融發(fā)展（元）；（4）RM=農(nóng)民家庭平均每人全年消費(fèi)性支出中的農(nóng)村金融發(fā)展（元）。上述指標(biāo)的對應(yīng)數(shù)據(jù)皆為年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2 模型和實(shí)證結(jié)果分析

2.1 模型的建立

通過對樣本區(qū)間內(nèi)農(nóng)民家庭人均可支配收入和農(nóng)民家庭平均每人全年消費(fèi)性支出中的農(nóng)村金融發(fā)展，農(nóng)民人均消費(fèi)支出和農(nóng)民家庭平均每人全年消費(fèi)性支出中的農(nóng)村金融發(fā)展作散點(diǎn)圖（圖1、2），發(fā)現(xiàn)農(nóng)民收入與農(nóng)村金融發(fā)展之間存在較為明顯的線性關(guān)系。由此，構(gòu)造農(nóng)民收入—農(nóng)村金融發(fā)展模型：UMt=α+βUt+μt，α為自發(fā)性消費(fèi)，α為邊際支出傾向，μt為隨機(jī)誤差。通過回歸，結(jié)果為：UM= -82.644 3 + 0.061 6UI（城鎮(zhèn)），RM= -19.505 0 + 0.048 3RI（農(nóng)村），系數(shù)都顯著異于0（顯著性水平5%），并且擬合優(yōu)度都大于0.95。同時(shí)，為了能使測量尺度縮小，并減小異方差，將UI、RI、UM、RM取自然對數(shù)，分別表示為LUI、LRI、LUM、LRM，散點(diǎn)圖(略)顯示線性關(guān)系也非常明顯，這一變換并不改變原變量之間的協(xié)整關(guān)系，因此對數(shù)變化后的模型為：LUMt=α+βLUIt+μt，這里的系數(shù)與前面模型的意義有所不同，不再表示邊際支出傾向，而表示的是支出對收入的彈性，即UI每變換1%時(shí)UM變化的百分比。同理，農(nóng)民消費(fèi)—農(nóng)村金融發(fā)展模型為RMt=α'+β'RIt+μ't，對數(shù)模型為LRMt+α'+β'LRIt+μ't。下述分析采用對數(shù)模型形式。

2.2 單位根檢驗(yàn)

很多經(jīng)濟(jì)變量作為時(shí)間序列具有一個(gè)顯著特征即非平穩(wěn)性。如果對非平穩(wěn)的時(shí)間序列采用普通最小二乘法來建立模型進(jìn)行回歸，則可能會導(dǎo)致錯(cuò)誤的結(jié)果，即出現(xiàn)偽回歸，從而導(dǎo)致各種統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)無意義。將4個(gè)時(shí)間序列LUI、LRI、LUM、LRM描點(diǎn)（圖3），發(fā)現(xiàn)這4個(gè)序列在研究期中不斷增加，表現(xiàn)出上升的趨勢，表明4個(gè)序列是不平穩(wěn)的。下面用ADF檢驗(yàn)法(augmented Dickey-Fuller test)對這4個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果見表1。

從表1可以看出，代表收入及消費(fèi)和農(nóng)村金融發(fā)展的4個(gè)變量LUI、LRI、LUM、LRM都不能拒絕存在單位根假設(shè)，因此都是非平穩(wěn)的，而其經(jīng)過二階差分后的值都小于1%、5%、10%顯著性水平上的臨界值。拒絕單位根的假設(shè)，為平穩(wěn)序列，故LUI、LRI、LUM、LRM4個(gè)序列都是二階單整序列，即Ⅰ(2)。

2.3 協(xié)整檢驗(yàn)

為消除數(shù)據(jù)的不平穩(wěn)性，使回歸有意義，通常可采用2種方法：一是用差分來進(jìn)行處理，該方法雖然可以消除不平穩(wěn)性，但差分后的數(shù)據(jù)會導(dǎo)致2個(gè)變量之間長期關(guān)系的信息損失。另一種解決方法就是協(xié)整。在某種情況下雖然2個(gè)變量都是不平穩(wěn)的，但它們的某個(gè)線性組合卻可能是平穩(wěn)的，這時(shí)2個(gè)變量被稱為是協(xié)整的，這個(gè)組合表示了變量之間的長期關(guān)系。下面對不平穩(wěn)的4個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。采用AEG法分別對LUM與LUI之間、 LRM與LRI之間進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

首先建立協(xié)整回歸方程：

?

利用最小二乘法分別對上式進(jìn)行估計(jì)，計(jì)算結(jié)果：然后求出上述模型的殘差序列，得到：

可見， 、 的單位根檢驗(yàn)中ADF值小于在5%顯著性水平的臨界值，表明它們是平穩(wěn)的，即LUM與LUI之間、LRM與LRI之間具有協(xié)整關(guān)系；（3）和（4）的回歸方程是協(xié)整的回歸方程，不是謬誤回歸。這2個(gè)方程表明了農(nóng)民收入—農(nóng)村金融發(fā)展之間長期或均衡的關(guān)系。

2.4 誤差修正模型

上述分析表明LUM與LUI之間、LRM與LRI之間具有協(xié)整關(guān)系，即具有一種長期或均衡的關(guān)系，但是在短期中，很有可能出現(xiàn)偏離均衡的情況。因此，將(5)式和(6)式中的殘差作為均衡誤差項(xiàng)把農(nóng)村金融發(fā)展的短期行為與其長期行為聯(lián)系起來。下面建立誤差修正模型（ECM）。

令et=，即建立農(nóng)民收入—農(nóng)村金融發(fā)展的誤差修正模型為：

經(jīng)試算，得到以下模型為較優(yōu)模型：

同理，可以得到農(nóng)民消費(fèi)—農(nóng)村金融發(fā)展的誤差修正模型：

至此，得出了我國1985～2005年樣本區(qū)間內(nèi)農(nóng)民收入—農(nóng)村金融發(fā)展的長短期關(guān)系模型。

2.5.1 農(nóng)民收入—農(nóng)村金融發(fā)展關(guān)系模型 （3）式中LUI對LUM的影響系數(shù)是1.684 7，這說明農(nóng)民人均可支配收入每變化1%，相應(yīng)的農(nóng)村金融發(fā)展變化1.684 7%，這說明二者之間相關(guān)性較為明顯。短期中，農(nóng)村金融發(fā)展的變化不僅與收入有關(guān)，還與上期的均衡誤差項(xiàng)有較大的關(guān)系。居民可支配收入的短期變化對農(nóng)村金融發(fā)展的影響為正，影響系數(shù)為0.818 0，可見短期中收入對農(nóng)村金融發(fā)展的影響程度遠(yuǎn)遠(yuǎn)不及長期。均衡誤差項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，符合反向修正原則，這說明

LUM和LUI之間存在的長期穩(wěn)定關(guān)系制約著這2個(gè)變量的變化，并促使它們走向均衡。系數(shù)絕對值決定了均衡恢復(fù)的速度，在（7）中其系數(shù)為－0.374 0，這說明均衡誤差項(xiàng)對均衡偏差的調(diào)整幅度為34.70%，調(diào)整速度是較快的。

2.5.2 農(nóng)民消費(fèi)—農(nóng)村金融發(fā)展關(guān)系模型 (4)式中LRI對LRM的影響系數(shù)是1.468 8，其含義是農(nóng)村居民人均消費(fèi)每變換1%，農(nóng)村居民家庭人均農(nóng)村金融發(fā)展變化1.468 8%，這說明農(nóng)村居民人均消費(fèi)與農(nóng)村居民家庭人均農(nóng)村金融發(fā)展2個(gè)變量之間相關(guān)性較為明顯。從(8)式的誤差修正模型可以看出，LRI的短期變化對LRM的短期變化影響系數(shù)為0.719 3，影響顯著，而均衡誤差項(xiàng)為0，表明LRM對LRI的變化在同一時(shí)期就立即進(jìn)行調(diào)整，并促使它們走向均衡。

?

3 結(jié)論及建議

通過對1985～2005年樣本區(qū)間的農(nóng)民收入和農(nóng)村金融發(fā)展關(guān)系的實(shí)證分析，得出以下結(jié)論：（1）我國農(nóng)民收入、農(nóng)村消費(fèi)與農(nóng)村金融發(fā)展之間存在較為明顯的相關(guān)性，都發(fā)揮了正向作用，并且與農(nóng)村金融發(fā)展存在一個(gè)長期穩(wěn)定的協(xié)調(diào)關(guān)系，即他們之間存在著動態(tài)均衡機(jī)制。從系數(shù)值來看，就長期而言，農(nóng)民人均收入是影響農(nóng)村金融發(fā)展的最重要因素。因此，應(yīng)該千方百計(jì)地增加農(nóng)民收入，以此作為農(nóng)村金融深化戰(zhàn)略的重要著眼點(diǎn)。（2）我國農(nóng)民收入變化對農(nóng)村金融發(fā)展的影響程度差別較大，短期內(nèi)的影響程度較小，長期內(nèi)影響較為明顯。因此無論增收政策是長期的還是短期的，都會對提高農(nóng)村金融發(fā)展水平有很大影響。另外，農(nóng)村金融發(fā)展對收入的彈性高于對消費(fèi)的彈性，但這并不意味著刺激農(nóng)村消費(fèi)的政策不重要，相反，要制定各種促進(jìn)農(nóng)民消費(fèi)的激勵(lì)政策。

[1] [美]達(dá)摩達(dá)爾·古扎拉蒂.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)基礎(chǔ)(第四版)[M].北京：中國人民大學(xué)出版社，2004.

[2] 潘省初.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京：中國人民大學(xué)出版社，2002.

[3] 高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模:Eviews應(yīng)用及實(shí)例[M].北京：清華大學(xué)出版社，2006.