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(duì)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(zhǎng)之間存在一種長(zhǎng)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(zhǎng)。
關(guān)鍵詞:農(nóng)村金融;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);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(dòng)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(shí)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(hào)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(dòng)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(lì)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(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步增長(zhǎng),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(zhǎng)水平指標(biāo)
農(nóng)村人均經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(zhǎng)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(zhǎng)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(chǎng)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(shí)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(zhǎng)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(dòng)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(zhǎng)的關(guān)系,對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)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(dòng)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(zhǎng)總量,為了減少異方差性,對(duì)RPGDP取自然對(duì)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(shí)間序列數(shù)據(jù),非平穩(wěn)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)的使用會(huì)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(duì)原始時(shí)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(duì)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(shì)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(duì)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(zhǎng)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(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系,由于在時(shí)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(duì)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(zhǎng)存在正相關(guān)性,農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(zhǎng)存在雙向格蘭杰因果關(guān)系,F(xiàn)IR對(duì)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(zhǎng)。從短期來看,F(xiàn)IR和FE對(duì)LNRPGDP的沖擊效果均呈現(xiàn)正向較低值平衡發(fā)展;從長(zhǎng)期來看,F(xiàn)IR和FE對(duì)LNRPGDP的沖擊效果均呈現(xiàn)正向平穩(wěn)增長(zhǎng)趨勢(shì)。
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(lì)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(chǔ)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)
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