李國璋，耿理想，王秋晨

（蘭州大學 經濟學院，甘肅 蘭州 730000）

甘肅省農村金融效率實證研究

李國璋，耿理想，王秋晨

（蘭州大學 經濟學院，甘肅 蘭州 730000）

本文基于JeffreyWurgler直接考察資本配置效率的方法，運用協整檢驗和Granger因果檢驗研究了甘肅省農村金融效率。實證結果表明：1996～2007年甘肅省農村貸款配置效率整體較低，其農村金融市場配置功能沒有得到充分發(fā)揮。優(yōu)化制度環(huán)境，引入新的金融機構是提高甘肅省農村金融效率的必由之路。

農村金融；配置效率；JeffreyWurgler模型

金融發(fā)展理論認為經濟的增長與金融市場的發(fā)展息息相關。經濟學家普遍認為：金融市場的發(fā)展能提高資本配置效率，從而促進經濟的增長。從這個角度來看，我國從2006年開始推進的新農村建設主要靠農村金融發(fā)展的支持，而農村金融發(fā)展又離不開農村金融效率的提高。反觀甘肅省的農村金融改革狀況，雖然2006年甘肅省成為在農村增設村鎮(zhèn)銀行、貸款子公司和農村資金互助社三類銀行業(yè)金融機構的首批6個試點省份之一，但截至2009年年底，整個甘肅省僅有8家村鎮(zhèn)銀行和2家農村資金互助社，只完成了計劃數的55.6%。目前，甘肅省農村金融形勢還十分嚴峻，主要表現為資金供求矛盾十分突出，資金需求遠遠大于資金供給，農民貸款困難。這些顯然是農村金融資源配置效率方面的問題。因而研究甘肅省農村金融效率并分析其在資源配置中所產生的問題對加速甘肅省農村金融機構改革進而促進經濟增長具有重要意義。

一、文獻綜述

資本配置效率問題一直是國內外學者爭先研究的熱門話題?；诶觅Y本邊際產出率的差別程度來判斷資本配置效率的方法，AtsukuUeda（1999）、Cho（1988）研究了韓國的資本配置效率，Ba sudebGuha-Khasnobisetal.（2000）研究了印度資本配置效率，才國偉、舒元（2009）研究了我國的資本配置效率。與之不同的另外一種方法是由JeffreyWurgler（2000）首先提出來的，這種方法的主要思想是社會資本是否能主動從低資本回報率的行業(yè)或部門流向高資本回報率的行業(yè)或部門是考察資本配置效率高低的重要指標。JeffreyWurgler（2000）考察了65個發(fā)展中國家和發(fā)達國家的資本配置效率；韓立巖、蔡紅艷（2002）以39個行業(yè)1991～1999年的數據為基礎考察了我國20世紀90年代的資本配置效率；方軍雄（2006）動態(tài)研究了我國資本配置的效率，發(fā)現隨著市場化進程的深入此效率有所改善；成力為、孫瑋和王要武（2009）分析了我國制造業(yè)28個行業(yè)的資本配置效率及其行業(yè)影響因素；韓昱、花小安（2009）基于山東省工業(yè)行業(yè)的面板數據分析了中國省域層面資本配置效率。

在我國，金融市場目前可以說是進行資本配置的主要市場，所以國內的不少學者都從金融市場的角度研究資本配置效率，尤其是農村金融的資本配置角度。馬曉河（2003）以定性研究為主，對中國農村金融體系信貸資金配置效率進行了研究；藍海濤（2004）認為中國的農村金融信貸配置效率較低；姚耀軍、和丕禪（2004）對我國1999～2002年農業(yè)信貸績效，利用固定及隨即效應估計法進行了實證研究；張兵、許國玉（2007）基于JeffreyWurgler的思想研究了江蘇省農村金融資本配置效率；同樣基于這一思想，任芳、尹優(yōu)平、常冕（2009）分析了山西省農村金融資源配置效率；唐青生、周明怡（2009）基于主成分分析法研究了西部地區(qū)農村金融資源配置效率。

在上述研究中有對我國社會總資本配置效率的分析，亦有對中國整個農村金融或區(qū)域性農村金融資本配置效率的研究，但是對于甘肅省內農村金融效率的實證研究幾乎沒有，這嚴重影響到我們對甘肅省農村金融狀況的正確判斷，也就更不利于對今后農村金融改革方向的確定。本文以甘肅省為例探討甘肅省農村金融的資本配置效率，重點考察甘肅省農村金融市場的資金配置功能是否得到了有效的發(fā)揮。這對加速甘肅省農村金融機構改革進而促進其經濟增長具有重要意義。

二、模型建立與指標選取

（一）模型建立

本文基于JeffreyWurgler（2000）的基本模型，模型為：

其中，I為固定資產存量，V為利潤，t和i分別為年份與行業(yè)的編號，ηi為彈性指標。在這個模型中，有重要的意義，它表示行業(yè)資金的追加（或撤出），對盈利能力變化的彈性，意味著當行業(yè)利潤相對于上年增長（或減少）一個百分點時，該行業(yè)的資產存量相對上一年將變化多少個百分點。ηi>0表示第t年內某行業(yè)利潤相對于去年增加時，投入該行業(yè)的投資也是增加的。ηi<0表示第t年內某行業(yè)利潤相對于去年增加時，該行業(yè)的投資是減少的。ηi= 0表示第t年內，某行業(yè)的投資量與利潤增減無關。

（二）指標選取

考慮到甘肅省農村經濟內傳統(tǒng)農業(yè)和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)這兩大行業(yè)在甘肅省農村總產值中占的比重較高，且數據易得，所以本文圍繞這兩個行業(yè)進行指標選取。

三、數據處理及模型求解

（一）根據《1996～2008年甘肅金融年鑒》《1996～2008年甘肅統(tǒng)計年鑒》《1996～2008年甘肅農村統(tǒng)計年鑒》所披露的相關信息，我們將1996～2007年個變量初始數據整理如下（見表1）：

從圖1中我們可以看出，除了鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值比之外，其他三個環(huán)比比值都在1～1.5之間，都處于穩(wěn)定增長的狀態(tài)。而鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值環(huán)比比值在1997年大幅度下跌至0.3，但1998年馬上又調整回來上升到2.2，還有2007年，該比值又一次下跌至0.5，其余各年增長速度都比較正常。就傳統(tǒng)農業(yè)來看，它各年的貸款環(huán)比比值普遍高于其增加值環(huán)比。而就鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)來看，情況正好相反，它各年的貸款環(huán)比比值普遍低于其增加值環(huán)比。同時，我們可以看到鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的增加值環(huán)比比值大致高于農業(yè)增加值環(huán)比比值。就此我們推斷，甘肅省農村金融機構的貸款并沒有更多地流入到資本回報率高的行業(yè)，因而其配置效率較低。

（二）模型求解

1.單位根檢驗

在進行時間系列分析時，傳統(tǒng)上要求所用的時間系列必須是平穩(wěn)的，即沒有隨機趨勢或確定趨勢，否則會產生“偽回歸”問題。但是，在現實經濟中的時間系列通常是非平穩(wěn)的，這里首先對和，和序列分別進行ADF類型單位根檢驗，結果見表2。

由表2結果可以看出，原序列X1t，X2t，Y1t，Y2t在5%顯著水平下都是非平穩(wěn)序列，為了避免偽回歸，這里不能用傳統(tǒng)的最小二乘法。而一階差分序列 ΔX1t，ΔX2t，ΔY1t，ΔY2t在 5%顯著水平下均已平穩(wěn)。我們可以對它進行差分把它變平穩(wěn)，然后回歸，但這樣會讓我們失去總量的長期信息，而這些信息對分析問題來說又是必要的，所以用協整來解決此問題?？梢耘卸?ΔX1t，ΔX2t，ΔY1t，ΔY2t都為一階單整序列，滿足協整檢驗前提，下面進行通過協整檢驗，來驗證X1t和Y1t，X2t和Y2t兩兩之間是否存在長期的穩(wěn)定關系。

表1 模型中各變量的初始數據

（續(xù)表1）

2.協整檢驗

這里涉及兩個序列間的協整關系，兩個時間序列，如果兩個變量都是單整變量，只有在它們是同階單整才可能存在協整關系。為了反映變量之間長期穩(wěn)定的比例關系，本文采用Engle和Granger于1987年提出的兩步檢驗法，即EG檢驗。

檢驗方法如下：

為檢驗兩變量xi和yt是否協整，如果它們是同階單整的，用一個變量對另一個變量回歸，即有yt=α+βxi+ε，用α贊和β贊表示回歸系數的估計值，則模型殘差估計值為ε贊=yt-α贊-β贊xt，若ε贊是平穩(wěn)的，則xt和yt具有協整關系。我們記Y1t=α1+β1X1t+e1，Y2t=α2+β2X2t+e2，對序列e1和e2進行ADF單位根檢驗。

由表2可知，殘差序列和在5%顯著水平下均為非平穩(wěn)序列，表明序列和，和之間均不具有協整關系。也就是說，從長期來看，甘肅省農業(yè)貸款與農業(yè)增加值之間并不存在穩(wěn)定的協整關系，甘肅省鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值之間也不存在穩(wěn)定的協整關系。經濟理論指出，如果經濟變量間存在著長期均衡關系，這種均衡關系意味著經濟系統(tǒng)不存在破壞均衡的內在機制，如果變量在某時期受到干擾后偏離其長期均衡點，則均衡機制將會在下一期進行調整以使其重新回到均衡狀態(tài)。反推這個理論，我們可以得出1996～2007年間甘肅省農業(yè)和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款配置效率是比較低的。

表2 ADF單位根檢驗結果

3.Granger因果檢驗

在協整檢驗的基礎上，再對各變量之間進行因果檢驗，以進一步判斷它們之間的關系，本文在最優(yōu)滯后期（2）上檢驗。

由表4結論可以得到，農業(yè)增加值環(huán)比不是農業(yè)貸款環(huán)比的Granger原因。同時，農業(yè)貸款環(huán)比也不是農業(yè)增加值環(huán)比的Granger原因。也就是說甘肅省農業(yè)貸款的增減并不能引起農業(yè)增加值的變化，而且前者也不能隨后者的變化而相應地作出調整。鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值環(huán)比不是鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款環(huán)比的Granger原因，說明鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款不能隨其增加值的變化而增減。而鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款環(huán)比是鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值環(huán)比的Granger原因，我們可以理解為，對鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款，能夠使鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)采用新的設備和引進先進技術，因而使鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值增大。

四、結論及建議

從短期（Granger因果檢驗）和長期（協整檢驗）來看，農業(yè)和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的貸款環(huán)比均不能對它們的增加值環(huán)比做出響應，因此每個行業(yè)增加值的提高并不能引起當地金融機構對其投入貸款的增加。JeffreyWurgler關于資本配置效率的研究認為，在一個資本配置效率較高的資本市場中，某個行業(yè)利潤的增加可以引起更多的資金流入該行業(yè)，也就是說行業(yè)利潤增長應該能夠引起投資相應的增長。而農業(yè)貸款環(huán)比和農業(yè)增加值環(huán)比以及鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款環(huán)比和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值環(huán)比各自之間并不存在這種關系，因此，我們可以判斷甘肅省農業(yè)貸款和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款的配置效率是比較低的。另外，農業(yè)和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)是甘肅省農村經濟社會最主要的兩部分，因此它們的貸款分配便構成了甘肅省農村金融資本配置的主體。而農業(yè)貸款和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款配置效率比較低，表明甘肅省農村金融整體效率較低。

表3 單位根檢驗結果

表4 Granger因果檢驗結果

兩方面原因使得甘肅省農村金融的低效率：一是甘肅省農村金融模式屬于“供給優(yōu)先”模式。甘肅省農村金融市場機制內在缺陷和利率管制決定了該種模式的存在。而這種模式的存在本身就已脫離了金融市場的調節(jié)范圍。二是甘肅省農村存在金融壓抑現象。農村金融資金由領導行政性決定貸給誰，服務人員態(tài)度不好，信貸程序多而雜還有貸款期限不靈活導致農民貸款難且不愿貸款。這種現象同樣導致了市場機制不能充分發(fā)揮。所以甘肅省農村貸款并不能受市場機制調節(jié)從而對各行業(yè)增加值的變化作出相應調整。

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F832

A

1671-2862（2010）04-0031-03

2010－07－26

李國璋，男，蘭州大學經濟學院教授，博士生導師，研究方向：數量經濟學、區(qū)域經濟學；耿理想，男，蘭州大學經濟學院碩士研究生；王秋晨，女，蘭州大學經濟學院碩士研究生。