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    農(nóng)民收入與農(nóng)村金融發(fā)展關(guān)系研究基于協(xié)整分析和誤差修正模型

    2010-06-08 13:05:20肖志揚(yáng)
    湖南農(nóng)業(yè)科學(xué) 2010年16期
    關(guān)鍵詞:農(nóng)民收入農(nóng)村金融協(xié)整

    肖志揚(yáng)

    (湖南省農(nóng)業(yè)科學(xué)院,湖南 長(zhǎng)沙 410125)

    1 變量的選擇及數(shù)據(jù)的說(shuō)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(duì)應(yīng)數(shù)據(jù)皆為年度數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年的《中國(guó)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(guò)對(duì)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(guò)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(cè)量尺度縮小,并減小異方差,將UI、RI、UM、RM取自然對(duì)數(shù),分別表示為L(zhǎng)UI、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?cè)兞恐g的協(xié)整關(guān)系,因此對(duì)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(duì)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(duì)數(shù)模型為L(zhǎng)RMt+α'+β'LRIt+μ't。下述分析采用對(duì)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(duì)非平穩(wěn)的時(shí)間序列采用普通最小二乘法來(lái)建立模型進(jìn)行回歸,則可能會(huì)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(wú)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(shì),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(duì)這4個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),結(jié)果見(jiàn)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(guò)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??刹捎?種方法:一是用差分來(lái)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(huì)導(dǎo)致2個(gè)變量之間長(zhǎng)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(chēng)為是協(xié)整的,這個(gè)組合表示了變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系。下面對(duì)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(duì)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(duì)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(jiàn), 、 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(zhǎng)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(zhǎng)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(zhǎng)期行為聯(lián)系起來(lái)。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(guó)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(zhǎng)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(duì)LUM的影響系數(shù)是1.684 7,這說(shuō)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(shuō)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(duì)農(nóng)村金融發(fā)展的影響為正,影響系數(shù)為0.818 0,可見(jiàn)短期中收入對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展的影響程度遠(yuǎn)遠(yuǎn)不及長(zhǎng)期。均衡誤差項(xiàng)的系數(shù)為負(fù),符合反向修正原則,這說(shuō)明

    LUM和LUI之間存在的長(zhǎng)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(duì)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(shuō)明均衡誤差項(xiàng)對(duì)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(duì)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(shuō)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(duì)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(duì)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(guò)對(duì)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(guó)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(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)調(diào)關(guān)系,即他們之間存在著動(dòng)態(tài)均衡機(jī)制。從系數(shù)值來(lái)看,就長(zhǎng)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(guó)農(nóng)民收入變化對(duì)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(zhǎng)期內(nèi)影響較為明顯。因此無(wú)論增收政策是長(zhǎng)期的還是短期的,都會(huì)對(duì)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(duì)收入的彈性高于對(duì)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(guó)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(guó)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.

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