劉思迪

（煙臺大學 生命科學學院，山東 煙臺 264005）

改革開放以來，我國農(nóng)村金融取得了巨大的發(fā)展，農(nóng)村金融作為農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展重要的資本因素，金融制度的變革、金融變量的變化將對農(nóng)村居民的消費水平、消費結構產(chǎn)生積極的影響[1-2]，被視為當前轉變經(jīng)濟發(fā)展方式、增加農(nóng)村內需的一大動力[3]。MCKINNON R I,[4]LEVCHENKO,[5]BAYOUMIT[6]等提出金融深化和金融抑制理論，認為金融發(fā)展有助于增加居民收入，緩解居民信貸約束，刺激居民消費，金融發(fā)展與居民消費之間關系問題開始引起學者廣泛關注[4-6]。我國學者在國內外學者研究基礎上，對農(nóng)村金融與農(nóng)村消費動態(tài)關系進行了積極探索：孟姚娟[7]通過分析農(nóng)村金融發(fā)展影響農(nóng)民消費的傳導機制并構建VAR模型，實證分析1978—2013年中國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民消費的關系，認為在樣本期內農(nóng)村金融發(fā)展直接或間接促進了農(nóng)民消費增長；謝順利等[8]分析農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村居民消費的影響機理，運用1995—2009年的數(shù)據(jù)來實證研究，認為我國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村居民消費存在著長期均衡關系，且農(nóng)村金融發(fā)展是農(nóng)村居民消費增長的格蘭杰原因；胡邦勇等[9-10]運用1979—2010年時間序列數(shù)據(jù)，以脈沖響應分析方法探討我國農(nóng)村金融發(fā)展水平與農(nóng)民消費之間動態(tài)關系，認為農(nóng)民人均可支配收入、農(nóng)村金融效率和農(nóng)村金融規(guī)模都顯著影響農(nóng)民的消費支出，且農(nóng)村金融效率和農(nóng)村金融規(guī)模對農(nóng)民消費支出的影響主要體現(xiàn)為長期效應，短期影響并不明顯。

農(nóng)村金融是現(xiàn)代農(nóng)村經(jīng)濟的核心[11]，我國大部分地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展緩慢，金融服務配置落后，服務質量和效率偏低，農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展依舊困難。在改革開放政策的大背景下，福建省依托海洋優(yōu)勢帶動農(nóng)村經(jīng)濟迅猛發(fā)展，但目前農(nóng)村金融工作滯后，農(nóng)村金融服務效率偏低[11-12]，且關于農(nóng)村金融發(fā)展水平與農(nóng)民消費關系鮮有研究。因此，在此背景下，選擇 1991—2013年的農(nóng)村金融發(fā)展水平以及農(nóng)民消費等指標，通過農(nóng)民人均可支配收入及人均消費等數(shù)據(jù)，建立分析模型，探討兩者之間相互關系并檢驗其作用機制，以期充分掌握農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民消費的關系，為福建省農(nóng)村經(jīng)濟特點的金融機構、政策制度和服務方式提出相應的政策建議。

1 研究方法

1.1 指標選擇及數(shù)據(jù)來源

依據(jù)參考文獻[3,10]及數(shù)據(jù)的可獲得性，選擇代表性指標研究：以農(nóng)民人均生活消費支出C作為因變量；可支配收入影響農(nóng)村人均消費，選擇農(nóng)民人均可支配收入Y作為影響變量，農(nóng)民的可支配收入既包括財產(chǎn)性收入，也包括非財產(chǎn)性收入；以農(nóng)村金融效率、金融相關率、儲蓄投資轉化率表示農(nóng)村金融發(fā)展水平。其中農(nóng)村金融效率（FE）=農(nóng)村貸款余額/農(nóng)業(yè)存款余額，反映了農(nóng)村金融機構把存款轉化為貸款用以服務經(jīng)濟的效率；金融相關率（FC）=農(nóng)業(yè)貸款余額/農(nóng)村GDP（以第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值作為農(nóng)村地區(qū)生產(chǎn)總值），用以度量經(jīng)濟貨幣化程度；儲蓄投資轉化率（SI）=農(nóng)村固定資產(chǎn)投資額/農(nóng)戶儲蓄存款余額。數(shù)據(jù)來源于《福建統(tǒng)計年鑒》（1992—2014）以及公開發(fā)表論文中相關數(shù)據(jù)[12-13]。為了消除模型數(shù)據(jù)的異方差性，對各時間序列數(shù)據(jù)取自然對數(shù)處理。

1.2 數(shù)據(jù)檢驗與計量模型

根據(jù)計量經(jīng)濟學基本原理，為防止模型出現(xiàn)虛假回歸現(xiàn)象，在進行時間序列回歸分析時，應檢驗時間序列平穩(wěn)性。若時間序列表現(xiàn)出非平穩(wěn)特征，則對時間序列進行差分變換并進一步檢驗差分序列的平穩(wěn)性；通過Johansen協(xié)整檢驗法分析各變量之間長期均衡關系并通過向量誤差修正模型研究各變量之間短期均衡關系；通過脈沖響應函數(shù)分析農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民消費沖擊的動態(tài)變化；最后通過方差分解分析各變量沖擊對模型內生變量的相對重要性。

（1）平穩(wěn)性檢驗

目前使用比較廣泛的是ADF檢驗（augmented dickey-fuller test）和 PP 檢驗 （phillips-perron test）。ADF檢驗是當誤差項存在自相關的情況下將DF檢驗進行的擴展，它假設模型包含足夠多的滯后項使得一個n階自回歸模型的殘差是白噪聲的，并計算原假設滯后的差分項系數(shù)等于零的t統(tǒng)計量。PP檢驗主要應用于一階自回歸模型的殘差不是白噪聲，而存在自相關的情況。

（2）協(xié)整檢驗與格蘭杰因果檢驗

假定自變量序列為{x1}，…，{xk}，響應變量序列為{yt}，構造回歸模型假定回歸殘差序列{εt}平穩(wěn)，我們稱響應序列{yt}與自變量序列{x1}，…，{xk}之間具有協(xié)整關系。格蘭杰因果關系檢驗原理為：如果x是引起y變化的原因，則必須滿足條件：x應該有助于預測y，即在y關于y的過去值的回歸中，添加x的過去值作為獨立變量應當顯著地增加回歸的解釋能力。

（3）脈沖響應

脈沖響應函數(shù)刻畫的是，在擾動項上加一個標準差大小的沖擊對于內生變量當前值和未來值所帶來得影響。假設兩變量的VAR（1）模型為：

如果μ1，t發(fā)生變化，不僅當前的Y值立即改變，而且還會通過當前的Y值影響到Y和X的今后取值。

（4）方差分解

脈沖響應函數(shù)描述的是VAR模型中的一個內生變量的沖擊給其他內生變量所帶來的影響。而方差分解(variance decomposition)是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化(通常用方差來度量)的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性。因此，方差分解給出對VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息。

各個括號中的內容是第 j個擾動項εj從無限過去到現(xiàn)在時點對yi影響的總和。

2 結果分析

2.1 平穩(wěn)性檢驗

回歸分析時，首先需對時間序列變量平穩(wěn)性進行檢驗。本文選擇ADF檢驗法，依AIC、SIC準則選擇滯后階數(shù)，結果見表1。

由表1可知，在5%的顯著水平下，各時間序列變量原序列的ADF絕對數(shù)值比5%臨界值絕對數(shù)值小，即各個變量原序列存在單位根，為不平穩(wěn)序列。而一階差分序列的ADF絕對值均大于5%臨界值絕對值，表明各個變量的一階差分序列均不存在單位根，即各變量為一階單整序列I（1），可進行協(xié)整檢驗。

2.2 協(xié)整檢驗

采用Johansen協(xié)整檢驗法[14]檢驗農(nóng)民消費支出、農(nóng)民可支配收入和農(nóng)村金融發(fā)展水平各變量間的協(xié)整關系。根據(jù)LR檢驗統(tǒng)計量，AIC和SC信息準則、HQ信息準則，確定最優(yōu)滯后階數(shù)為2，結果見表2。由表2可知，在5%顯著水平下，跡統(tǒng)計量和最大特征根統(tǒng)計量均拒絕零假設，表明時間序列 C、Y、FC、FE、SI之間僅存在2個協(xié)整關系。農(nóng)村金融發(fā)展水平對農(nóng)民消費影響的第一個標準化協(xié)整方程見式（3），對數(shù)似然為169.3673。

由式（3）可知，長期來看農(nóng)民消費主要受農(nóng)民可支配收入影響，農(nóng)民可支配收入增加1%，農(nóng)民消費支出增加0.456 8%，增長幅度較低。而農(nóng)村金融相關率、農(nóng)村金融效率、儲蓄投資轉化率每增加1%，農(nóng)民消費增加0.947 0%，-0.889 0%，0.638 8%。農(nóng)村金融相關率、儲蓄投資轉化率對消費增加表現(xiàn)為正向作用，即農(nóng)村金融相關率、儲蓄投資轉化率的提升促進消費需求，而農(nóng)村金融效率即貸存比增加抑制農(nóng)村消費，與胡邦勇[10]結論類似，可能由于農(nóng)民消費貸款余額占農(nóng)村貸款余額比例低，農(nóng)民消費需求受到抑制。

2.3 格蘭杰因果檢驗

協(xié)整檢驗結果表明，時間序列變量ln C、ln Y、ln FC、ln FE、ln SI之間存在著長期穩(wěn)定均衡關系。可采用格蘭杰因果關系檢驗法探討農(nóng)村消費與農(nóng)村金融發(fā)展水平因果關系，見表3。

表1 各變量平穩(wěn)性檢驗Table 1 The result of augmented dickey-fuller unit root test

表2 Johansen協(xié)整檢驗結果Table 2 The result of cointegration test by Johansen

表3 農(nóng)村消費與農(nóng)村金融發(fā)展水平格蘭杰因果關系檢驗Table 3 The granger causality test between rural consumption and rural financial development level

由表3可知，在5%顯著性水平下，農(nóng)民可支配收入ln Y、儲蓄投資轉化率ln SI是農(nóng)民消費ln C的格蘭杰原因。反之，農(nóng)民消費ln C并不是農(nóng)民可支配收入ln Y、儲蓄投資轉化率ln SI的格蘭杰原因。農(nóng)村金融結構ln FC與農(nóng)民消費ln C互為格蘭杰因果關系，農(nóng)村金融效率ln FE與農(nóng)民消費ln C之間不存在格蘭杰因果關系。因此，提升農(nóng)民可支配收入、儲蓄投資轉化率、改善金融相關率有利于農(nóng)村居民消費水平的提高，與協(xié)整檢驗結論一致。

2.4 誤差修正模型

向量誤差修正模型可衡量短期內各變量之間可能存在的失衡關系，基于向量誤差修正模型考察各個時間序列間的短期動態(tài)關系，向量誤差修正模型見式（4）。

其中

在上述誤差修正模型中，誤差修正系數(shù)大小反映短期對偏離長期均衡的調整力度，誤差修正系數(shù)為-0.270。從短期來看，農(nóng)民可支配收入增長率每增加1%，農(nóng)民消費支出增長率增加0.261%，農(nóng)村金融效率增長率每增加1%，農(nóng)村居民消費支出增長率增加0.119%。而農(nóng)村金融相關率、儲蓄投資轉化率每增加1%，農(nóng)村居民消費支出分別下降0.263%、0.131%，對消費產(chǎn)生了消極的影響。

2.5 脈沖響應分析

對于VAR模型，可通過脈沖響應函數(shù)（IRF）刻畫系統(tǒng)的動態(tài)特征，即每個內生變量的變動或沖擊對它自己及所有其他內生變量產(chǎn)生的影響，農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民消費等變量間的正交化脈沖響應關系見圖1。

圖1 金融發(fā)展水平對農(nóng)民消費脈沖響應圖Figure 1 The impulse response diagram of financial development level to farmers'consumption

在圖1中，縱軸表示響應程度，橫軸表示沖擊作用的滯后期長度，選取滯后10期觀測變量之間影響程度。由圖1可知，給定農(nóng)村居民可支配收入一個標準差正向沖擊后，農(nóng)民可支配收入對農(nóng)民消費需求的沖擊效果，從第1期開始表現(xiàn)為正向沖擊作用，即農(nóng)民可支配收入對農(nóng)民消費需求正向影響，第2期達到最大，而后轉為負向作用，可能由于預防性動機需要而降低當前的消費意愿。當金融相關率受到一個標準差沖擊后，1～3期表現(xiàn)為微弱的負向作用，第4期開始表現(xiàn)為持續(xù)正向響應，在第8期后趨于穩(wěn)定。當金融效率受到一個標準差沖擊后，前10期為負向抑制作用。當儲蓄投資轉化率受到一個標準差正向沖擊后，前7期表現(xiàn)為對農(nóng)民消費需求正向促進作用，且在第4期表現(xiàn)為最大，在第7期之后轉為負向響應。

2.6 方差分解

基于VAR模型可進行方差分解研究模型動態(tài)特征，方差分解見表4。

由表4可知，農(nóng)民消費支出的變化主要受自身變化，居民可支配收入，金融相關率的影響。由于農(nóng)民消費支出是模型中出現(xiàn)第一個內生變量，根據(jù)算法要求，第一步預測誤差全部來自自身擾動。從第2期開始，農(nóng)民消費支出的變化受自身擾動變化逐漸減小，由89.74%逐漸減為第10期的49.36%。農(nóng)民消費支出變動來自農(nóng)民可支配收入的擾動逐期上升，在長期中居民可支配收入的沖擊能解釋農(nóng)民消費支出變動的20.95%。金融相關率的沖擊解釋農(nóng)民消費支出的變動逐期上升，在長期達到24.89%。農(nóng)民金融效率的沖擊解釋農(nóng)民消費支出的變動在第三期最大達到6.87%，之后逐期下降維持在2%左右。儲蓄投資轉化率的沖擊解釋農(nóng)民消費支出的變動在第3期達到最大，而后呈遞減趨勢，在長期達到2.17%。在農(nóng)村金融發(fā)展水平變量中，農(nóng)村金融相關率對農(nóng)民消費影響最大，從長期來看農(nóng)民可支配收入水平、農(nóng)村金融相關率是影響農(nóng)民消費的主要因素。

3 結論與討論

通過1991年、2013年時間段農(nóng)民消費需求和農(nóng)村金融發(fā)展關系分析，可知（1）協(xié)整檢驗表明農(nóng)民消費支出水平、農(nóng)村金融發(fā)展水平以及農(nóng)民可支配收入間存在協(xié)整關系。格蘭杰因果關系表明農(nóng)民可支配收入、儲蓄投資轉化率是農(nóng)民消費的格蘭杰原因，農(nóng)村金融結構與農(nóng)民消費互為格蘭杰因果關系；（2）脈沖響應分析表明，農(nóng)村金融相關率對農(nóng)民消費的影響主要體現(xiàn)為長期正向效應，儲蓄投資轉化率改善在短期內顯著增加農(nóng)民的消費支出，而長期內對農(nóng)民的消費支出影響很??；（3）方差分解表明，長期農(nóng)村金融效率和儲蓄投資轉化率對農(nóng)民消費支出的影響較小，影響農(nóng)民消費支出的主要因素主要是農(nóng)民人均可支配收入、農(nóng)村金融相關率。

表4 方差分解表Table 4 Variance decomposition table

在長期，提升農(nóng)民可支配收入、儲蓄投資轉化率、改善金融相關率有利于農(nóng)村居民消費水平的提高，推動農(nóng)民消費需求提高。在短期，農(nóng)村金融相關率、儲蓄投資轉化率抑制農(nóng)村居民消費支出。這說明農(nóng)村金融發(fā)展長期一定程度上會促進農(nóng)民消費需求增加，但短期農(nóng)村金融發(fā)展水平有待改善。發(fā)揮農(nóng)村金融作用，可從幾方面入手：（1）完善農(nóng)村金融制度，優(yōu)化金融環(huán)境[15]。一是建設和完善農(nóng)村保險體系；二是培養(yǎng)競爭性農(nóng)村金融市場；三是培育優(yōu)良的農(nóng)村金融信用環(huán)境。（2）加大金融對農(nóng)村建設信貸支持，提高農(nóng)村居民消費能力。一是鼓勵農(nóng)村金融機構拓寬金融服務范圍；二是根據(jù)縣域農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)特點，制定適合區(qū)域發(fā)展的農(nóng)村金融信貸政策；三是根基實際情況，積極推動多種形式的金融機構協(xié)調發(fā)展。（3）政府不僅要改善農(nóng)村居民的消費問題，更需關注農(nóng)村居民的消費傾向，引導人們樹立正確、積極、有助于促進福建農(nóng)村金融發(fā)展的消費觀。

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