李冰　賀旭

摘要：本文采用1995-2014年尚志市農(nóng)村經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)，基于VAR模型，對農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行了分析。研究結(jié)果表明：農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長之間存在一種長期均衡關(guān)系，農(nóng)村金融發(fā)展促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村金融；經(jīng)濟(jì)增長；協(xié)整檢驗(yàn)；因果檢驗(yàn)

引言：

農(nóng)村金融是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的核心驅(qū)動力，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展離不開農(nóng)村金融的支持，同時農(nóng)村金融發(fā)展能夠有效解決“三農(nóng)”問題。2015年中央一號文件《關(guān)于加大改革創(chuàng)新力度加快農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)的若干意見》指出，推進(jìn)農(nóng)村金融體制改革，推動金融資源加大投向“三農(nóng)”力度，確保涉農(nóng)信貸規(guī)模持續(xù)增加，鼓勵各類商業(yè)銀行創(chuàng)新“三農(nóng)”金融服務(wù)。農(nóng)村金融發(fā)展能夠帶動農(nóng)村經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步增長，解決“三農(nóng)”問題。

1.指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)來源

1.1指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)來源

1.1.1指標(biāo)選取

（1）農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長水平指標(biāo)

農(nóng)村人均經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)（RPGDP）。本研究采用農(nóng)村人均RPGDP來衡量尚志市農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長水平，鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，選取第一產(chǎn)業(yè)人均增加值作為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長總量，RPGDP=第一產(chǎn)業(yè)增加值/農(nóng)村人口數(shù)量。

（2）農(nóng)村金融發(fā)展水平指標(biāo)

農(nóng)村金融相關(guān)率（FIR）。鑒于尚志市證券市場不發(fā)達(dá)，以及為了獲取農(nóng)村金融相關(guān)率指標(biāo)，本文選取農(nóng)村各類存貸款/農(nóng)村GDP來衡量農(nóng)村金融相關(guān)率，即FIR=（農(nóng)村各類存款+農(nóng)村各類貸款）/農(nóng)村GDP。

農(nóng)村金融效率（FE）。本研究采用農(nóng)村貸款與農(nóng)村存款比率反應(yīng)農(nóng)村金融效率，即FE=農(nóng)村貸款/農(nóng)村存款。

（3）農(nóng)村投資水平指標(biāo)

農(nóng)村投資（FI）。本文選取第一產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資總額與農(nóng)村GDP比值表示農(nóng)村投資。即FI=第一產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資總額/農(nóng)村GDP。

1.1.2數(shù)據(jù)來源

本文收集的數(shù)據(jù)時間跨度為1995—2014年，所有數(shù)據(jù)均為年度數(shù)據(jù)。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于1996—2014年的《哈爾濱統(tǒng)計(jì)年鑒》、尚志市統(tǒng)計(jì)局及人民銀行統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)整理而來。

1.2模型建立

本文根據(jù)生產(chǎn)函數(shù)理論框架，農(nóng)村金融發(fā)展和農(nóng)村投資作為“生產(chǎn)投入”要素，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)作為“生產(chǎn)產(chǎn)出”要素。即農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長函數(shù)關(guān)系可表示為：

Y=f（F，K，L）（1）

其中，Y表示農(nóng)村經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，F(xiàn)表示農(nóng)村金融發(fā)展水平，K表示農(nóng)村投資，L表示農(nóng)村勞動力投入。引入農(nóng)村投資作為控制變量，為了更好地衡量農(nóng)村金融發(fā)展水平和農(nóng)村投資要素與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，對農(nóng)村勞動力投入增加容量限制L。即函數(shù)關(guān)系式可表示為：

Y=f（F，K）min（L，L），θ>0（2）

令m=（Lθ）表示尚志市農(nóng)村勞動力投入達(dá)最大限制容量，農(nóng)村金融發(fā)展和農(nóng)村投資共同決定農(nóng)村經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出。將農(nóng)村金融相關(guān)率、效率作為衡量農(nóng)村金融發(fā)展水平的指標(biāo)，分別表示為FIR、FE，用FI代替K表示農(nóng)村投資水平。β1、β2分別代表FIR、FE的邊際產(chǎn)出，β3代表FI的邊際產(chǎn)出，以RPGDP代替dY/m表示農(nóng)村人均經(jīng)濟(jì)增長總量，為了減少異方差性，對RPGDP取自然對數(shù)。因此，本文構(gòu)建如下模型進(jìn)行實(shí)證分析：

LNRPGDP=β0+∑ni=1β1FIRt-1+∑ni=1β2iFEt-1+∑ni=1β3iFIt-1+μ（3）

其中，t=1，2，3…；t，i為滯后階數(shù)，β0代表常數(shù)項(xiàng)，代表隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.實(shí)證分析

2.1單位根檢驗(yàn)

本文所采用的數(shù)據(jù)是1995-2014年的時間序列數(shù)據(jù)，非平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)的使用會導(dǎo)致偽回歸現(xiàn)象，使最終分析的結(jié)果不具有實(shí)際意義。因此，先對原始時間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，釆用ADF單位根檢驗(yàn)。運(yùn)用Eviews6.0軟件對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示：

說明：檢驗(yàn)形式中（C，T，L）分別代表常數(shù)項(xiàng)、趨勢項(xiàng)、滯后階數(shù)；DLNRPGDP、DFIR、DFE、DFI分別代表相應(yīng)的一階差分。

根據(jù)ADF單根檢驗(yàn)結(jié)果顯示：變量LNRPGDP、FIR、FE、FI水平值接受原假設(shè)，說明因變量和自變量水平值存在非平穩(wěn)性；一階差分后，所有變量在10%顯著性水平上具有平穩(wěn)性。因此，所有變量在10%顯著性水平下是一階差分平穩(wěn)的，即各變量屬于I（1）。

2.2協(xié)整檢驗(yàn)

本研究選用Jonhansen檢驗(yàn)法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。根據(jù)SC準(zhǔn)則確定VAR模型的最優(yōu)滯后期為2。利用相關(guān)檢驗(yàn)對其進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)擬合優(yōu)度較好，殘差序列也具有平穩(wěn)性。Jonhansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示：

根據(jù)變量間的協(xié)整關(guān)系，可以得到以下協(xié)整方程：

LNRPGDP=0.671646FIR+0.568483FE-5.528399FI（7）

（0.24396）（0.58869）（0.65934）

方程（7）表明，所選變量即LNRPGDP、FIR、FE、FI之間存在長期均衡關(guān)系。其中，F(xiàn)I與LNRPGDP存在負(fù)相關(guān)；而代表農(nóng)村金融發(fā)展水平的FIR和FE與LNRPGDP存在正相關(guān)。

2.3格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰于1969年提出了格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)方法，用于檢驗(yàn)各變量之間因果關(guān)系。通過協(xié)整檢驗(yàn)已經(jīng)驗(yàn)證農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，由于在時間序列中各變量存在滯后性，所以予判斷各變量之間關(guān)系，需進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示：

通過因果檢驗(yàn)結(jié)果顯示：FIR、FE和FI與LNRPGDP存在雙向格蘭杰因果關(guān)系，F(xiàn)IR和FI對LNRPGDP促進(jìn)作用顯著，F(xiàn)E促進(jìn)LNRPGDP不顯著。從整體上來看，農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長存在正相關(guān)性，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長反向促進(jìn)農(nóng)村金融發(fā)展效果強(qiáng)于農(nóng)村金融推動農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長效果。

3.結(jié)論及建議

3.1結(jié)論

本文運(yùn)用1995-2014年尚志市經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，基于VAR模型分析，實(shí)證結(jié)果表明：農(nóng)村金融發(fā)展水平與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長存在雙向格蘭杰因果關(guān)系，F(xiàn)IR對LNRPGDP促進(jìn)作用顯著，F(xiàn)E促進(jìn)LNRPGDP不顯著，農(nóng)村金融發(fā)展滯后于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長。從短期來看，F(xiàn)IR和FE對LNRPGDP的沖擊效果均呈現(xiàn)正向較低值平衡發(fā)展；從長期來看，F(xiàn)IR和FE對LNRPGDP的沖擊效果均呈現(xiàn)正向平穩(wěn)增長趨勢。

3.2建議

首先，構(gòu)建多層次的農(nóng)村金融體系，完善頂層設(shè)計(jì)。隨著農(nóng)村金融體系改革，應(yīng)該逐漸降低門檻準(zhǔn)入機(jī)制，允許民間資本參與，充分發(fā)揮農(nóng)村資金互助社、村鎮(zhèn)銀行、貸款公司等新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)“支農(nóng)”作用。鼓勵各類商業(yè)銀行創(chuàng)新“三農(nóng)”金融服務(wù)，開展“三農(nóng)”融資擔(dān)保業(yè)務(wù)。

其次，大力發(fā)展農(nóng)村普惠金融。以農(nóng)村信用社、農(nóng)商行、郵儲銀行、農(nóng)業(yè)銀行為主體，商業(yè)銀行和新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)為兩翼，構(gòu)建多層次、多元化農(nóng)村普惠金融服務(wù)體系，提升農(nóng)村金融服務(wù)效率；加強(qiáng)農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)金融建設(shè)，完善農(nóng)村金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提升金融服務(wù)可獲得性。（作者單位：東北農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院）

參考文獻(xiàn)：

[1]禹躍軍，王菁華.基于VAR模型的中國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究[J].經(jīng)濟(jì)問題，2011，12：106-110.

[2]江美芳，朱冬梅.農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的影響——基于江蘇省數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)問題，2011，12：74-78.

[3]譚崇臺，唐道遠(yuǎn).農(nóng)村金融發(fā)展、農(nóng)村金融需求對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長影響的實(shí)證[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2015，10：110-113.