■ 徐仲昆 副教授（河南理工大學(xué)萬方科技學(xué)院 鄭州 451400）

引言

在改革開放以后的三十幾年里，我國農(nóng)村發(fā)生了天翻地覆的變化，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)水平明顯提升，農(nóng)民收入持續(xù)增長。但從最近幾年的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況來看，經(jīng)濟(jì)增長速度卻明顯放緩，農(nóng)民收入水平呈現(xiàn)出下降趨勢，同時城鄉(xiāng)差距也在進(jìn)一步擴(kuò)大。城鄉(xiāng)居民收入差距的擴(kuò)大，背離了建設(shè)社會主義和諧社會這一目標(biāo)，越來越多的經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域?qū)＜摇W(xué)者都感受到了農(nóng)村金融成為了制約農(nóng)民收入增長、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一大瓶頸。雖然農(nóng)村金融體制改革的實(shí)施，給予了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展強(qiáng)大的資金支持，同時也讓農(nóng)民收入有了一定的提升，但從農(nóng)民收入增長程度、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度來看，農(nóng)村金融的作用卻遠(yuǎn)不及城市金融。明確到底是農(nóng)村金融發(fā)展滯后的原因，還是其促進(jìn)居民收入增長的機(jī)制出了問題，農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入水平究竟有沒有相關(guān)性都是當(dāng)前農(nóng)村金融改革亟待解決的問題。鑒于此，本文將應(yīng)用向量誤差修正模型（VEC模型），對中國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村居民收入增長的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。

指標(biāo)選擇

因中國農(nóng)村金融相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)資料相對有限，關(guān)于具體省份的相關(guān)數(shù)據(jù)更是少之又少，所以也在一定程度上制約了本次研究對數(shù)據(jù)指標(biāo)的選擇，故本文以四川省為例，選取了HGDP（農(nóng)民人均純收入增長變化）、HFIR（農(nóng)村金融相關(guān)率）、HMCR（農(nóng)村金融市場化率）、HICR（農(nóng)村資金投資轉(zhuǎn)化率）等指標(biāo)。

在農(nóng)村居民收入增長方面，選取了HGDP來反映農(nóng)民收入增長程度，采集《四川統(tǒng)計年鑒》中的人均純收入數(shù)據(jù)，進(jìn)行物價指數(shù)處理，排除通脹干擾，再做環(huán)比計算，以年度環(huán)比增長率作為最終指標(biāo)。

在農(nóng)村金融發(fā)展方面，選取了HFIR、HMCR、HICR三個指標(biāo)。HFIR是指某一時期內(nèi)的金融活動總量與經(jīng)濟(jì)活動總量之比，用以衡量農(nóng)村金融發(fā)展的總體水平，考慮到農(nóng)村金融數(shù)據(jù)的不完善，故取鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款+農(nóng)業(yè)貸款+農(nóng)村存款與該省GDP比值的近似值作為HFIR。HMCR用以反映農(nóng)村金融市場競爭程度，選取非國有金融機(jī)構(gòu)對農(nóng)村農(nóng)業(yè)貸款與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款總金額在金融機(jī)構(gòu)對農(nóng)村農(nóng)業(yè)、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款中的占比來表示HMCR。HICR用以反映農(nóng)村資金投資的轉(zhuǎn)化利用程度，其計算方式為固定資產(chǎn)投資中的農(nóng)村投資除以金融機(jī)構(gòu)中的農(nóng)村儲蓄總量。

數(shù)據(jù)處理

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于絕大多數(shù)的時間經(jīng)濟(jì)序列都具有隨時間變化而變化的特征，也就是說時間經(jīng)濟(jì)序列在大多數(shù)時候都是不平穩(wěn)的，而在不同時間點(diǎn)上，序列的變化規(guī)律又不盡相同，所以很難通過已知的時間序列信息來評估時間序列的隨機(jī)性與數(shù)字特征，所以在序列類型基礎(chǔ)上建立起來的模型，對經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀態(tài)預(yù)測的準(zhǔn)確性、真實(shí)性都存在一定的問題，因此有必要對數(shù)據(jù)波動系數(shù)、波動成分的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。平穩(wěn)性檢驗(yàn)所采用的方法是單位根檢驗(yàn)，在本次研究中，應(yīng)用了ADF檢驗(yàn)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，也就是在檢驗(yàn)回歸方程右邊增加因變臉（y1）的滯后差分項(xiàng)，公式如下：

根據(jù)上述公式計算出研究數(shù)據(jù)的時間序列的檢驗(yàn)結(jié)果（見表1）。從表1可知，在5%置信水平下，HGDP與反映農(nóng)村金融發(fā)展水平的時間序列（HFIR、HMCR、HICR）為一階單整序列。使用Eviews軟件根據(jù)SIC信息準(zhǔn)則來確定滯后階數(shù)，獲得的SIC值越小表明數(shù)值選擇越好。

（二）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

在經(jīng)濟(jì)時間序列基礎(chǔ)上創(chuàng)建模型，需對序列進(jìn)行檢驗(yàn)和識別，以判定模型是否與最初的經(jīng)濟(jì)意義和假定相符。雖然經(jīng)濟(jì)變量之間普遍具有顯著相關(guān)性，但并不是所有的經(jīng)濟(jì)變量都具有實(shí)際意義，所以為了防止出現(xiàn)這種錯誤，同時判定本文所選經(jīng)濟(jì)變量之間有無因果關(guān)系，就需對反映農(nóng)民收入增長和農(nóng)村金融發(fā)展的時間序列間的關(guān)系做格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。因果關(guān)系檢驗(yàn)的變量關(guān)系公式如下：

表1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

表2 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

該檢驗(yàn)假設(shè)序列xt與yt不具有成因關(guān)系，此時β1與β2、β3…βk均相等，均為0。因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果見表2，從表2可知在10%置信區(qū)間下，該省的HGDP與HFIR具有雙向因果關(guān)系，即HGDP增長可有效促進(jìn)HFIR提高，而HFIR的提高又會推動HGDP增長，二者是相互促進(jìn)、相互影響的。該省的HGDP與HICR也存在相互影響的關(guān)系，HGDP的增長能促進(jìn)HICR提高，HICR的提高又能推動HGDP增長。檢驗(yàn)結(jié)果還顯示，HGDP是HMCR提高的原因，HGDP的增長能促進(jìn)HMCR提高，但HMCR對HGDP的影響并不顯著，其并非HGDP的顯著Granger原因，這可能與本次研究選取指標(biāo)較少和數(shù)據(jù)較短等研究缺陷有關(guān)。

模型選擇

現(xiàn)階段，在農(nóng)民收入增長與農(nóng)村金融發(fā)展的互動關(guān)系研究方面，還存在一定的爭議，這些爭議的發(fā)生不僅與選取的樣本量大小有關(guān)，還與建立的模型類型有著直接聯(lián)系。既往研究多選擇VAR模型，對選取的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行差分，該做法容易忽略許多有意義的原始變量間的長期關(guān)系。所以在本次研究中，選取了VEC向量誤差修正模型來對農(nóng)民收入增長與農(nóng)村金融發(fā)展的互動關(guān)系進(jìn)行考察。VEC是一種專門針對非平穩(wěn)序列經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行檢驗(yàn)的一種模型，只要變量間存在協(xié)整關(guān)系，變量即便在短期內(nèi)會因其他因素干擾而發(fā)生偏離，但長期看來仍具有均衡關(guān)系。

首先確立農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長的線性回歸方程：

回歸方程獲得的T值分別為：2.869（P=0.024）、4.158（P=0.004）、2.241（P=0.059），R2=0.869。對回歸方程的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果顯示EG值為-3.826，1%、5%、10%置信區(qū)間下的檢驗(yàn)值分別為-4.419、-3.260、-2.769。方程殘差經(jīng)平穩(wěn)性檢驗(yàn)顯示為平穩(wěn)序列，經(jīng)協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果顯示協(xié)整向量分別為1、0.269、0.041、0.409，變量間具有協(xié)整關(guān)系。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果建立VEC模型：

上式中的ECM為誤差修正項(xiàng)，計算出的T值分別為2.391（P=0.071）、2.831（P=0.036）、2.411（P=0.059）、2.240（P=0.072），R2值為0.887。

結(jié)果分析

誤差修正后的VEC模型結(jié)果顯示四川省的HMCR、HICR、HFIR對HGDP均具有正向促進(jìn)作用。

（一）HICR與HGDP的關(guān)系

VEC模型檢驗(yàn)顯示HICR的系數(shù)最高（0.379），表明其對HGDP提升的促進(jìn)作用最強(qiáng)，HICR每提升1%，HGDP就會相應(yīng)地提升0.379%。改革開放以后，我國農(nóng)村的資金都為凈流出，絕大部分的農(nóng)村資金流入了城市，促進(jìn)了城市發(fā)展，這可能也是城鄉(xiāng)居民收入差距越來越大，二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)越來越明顯的一個重要原因。促進(jìn)農(nóng)村資金轉(zhuǎn)化，使其轉(zhuǎn)變?yōu)檗r(nóng)村經(jīng)濟(jì)投資，使其在農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮資本增值作用，將有助于加快農(nóng)民收入增長，縮小城鄉(xiāng)差異。

（二）HFIR與HGDP的關(guān)系

在農(nóng)村金融發(fā)展水平的整體評估中，HFIR是一項(xiàng)綜合性指標(biāo)，本次研究顯示HFIR每提高1%，HGDP就會增加0.25%，可見HFIR對HGDP的拉動作用也十分明顯。

經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為追逐利益是資本的本性，但我國早期重視城市發(fā)展的方針政策又決定了早期農(nóng)村的資本回報率肯定不及城市，從而導(dǎo)致了城市資本的聚集。另一方面，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)又會受到更多不可控因素的影響，所以要順利地開展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，就必須對農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施加以完善，而這又是一項(xiàng)需要耗費(fèi)巨額資金的工程，且資本回收緩慢，所以具有較高的資本風(fēng)險。目前，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)資本所具有的低回報率、高風(fēng)險率特點(diǎn)已成為了造成農(nóng)村經(jīng)濟(jì)貸款缺口不斷擴(kuò)大的一個重要因素。HFIR對HGDP的正向促進(jìn)作用，要求工業(yè)、城市對農(nóng)業(yè)和農(nóng)村進(jìn)行全面反哺，以利于農(nóng)村金融水平更快、更好地發(fā)展，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)民收入增長。

（三）HMCR與HGDP的關(guān)系

本次研究結(jié)果顯示，雖然HMCR對HGDP的貢獻(xiàn)率僅為3.7%，但也不能否認(rèn)HMCR對HGDP的貢獻(xiàn)意義，因?yàn)镠MCR對HGDP的影響更主要是體現(xiàn)在HMCR對HFIR和HICR的推動與促進(jìn)作用上。農(nóng)村金融市場化率越高，表明農(nóng)村經(jīng)濟(jì)資金來源渠道越多，成本也就會相應(yīng)地降低，并且城市競爭越激烈，也會增加金融機(jī)構(gòu)獲取資金的成本，這有利于提高農(nóng)村資金收益，從而提高農(nóng)民收入水平。

誤差修正項(xiàng)系數(shù)為0.069，說明農(nóng)村金融發(fā)展水平在短期內(nèi)的波動偏離均衡水平時，會以0.069的調(diào)整力度對非均衡狀態(tài)進(jìn)行調(diào)整，該項(xiàng)的設(shè)置能夠有效減少農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入水平的異常影響，減小農(nóng)民收入波動，以利于實(shí)現(xiàn)居民收入的穩(wěn)定增長。

結(jié)論

綜上所述，本研究應(yīng)用了VEC模型對農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長的關(guān)系進(jìn)行了研究，結(jié)果顯示農(nóng)村金融相關(guān)率、農(nóng)村金融市場化率、農(nóng)村資金投資轉(zhuǎn)化率均能有效促進(jìn)農(nóng)民收入增長。為此，國家應(yīng)當(dāng)積極推進(jìn)農(nóng)村金融改革，讓更多的大型金融機(jī)構(gòu)進(jìn)入農(nóng)村，提高支農(nóng)貸款效率，開發(fā)各種涉農(nóng)金融產(chǎn)品，以促進(jìn)農(nóng)村金融發(fā)展，推動農(nóng)民收入增長，縮小城鄉(xiāng)差異。

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