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農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長——實證結(jié)果及其經(jīng)濟含義
作者:陳沖來源:原創(chuàng)日期:2013-07-30人氣:1577
由于本文選擇了向量自回歸模型(VAR)來分析各變量之間的具體關(guān)系,因此按照向量自回歸模型(VAR)估計方法的基本步驟,首先利用Dickey和Fuller提出的ADF單位根檢驗方法來對解釋變量和被解釋變量的數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。當(dāng)各變量數(shù)據(jù)呈現(xiàn)平穩(wěn)或具有一樣的單整階數(shù)時,進一步進行協(xié)整檢驗,避免偽回歸現(xiàn)象。在此基礎(chǔ)之上,再進行相關(guān)的誤差修正模型、Granger因果檢驗、脈沖響應(yīng)等實證分析,保證估計結(jié)果的準(zhǔn)確性。
(一)單位根檢驗
采用Dickey和Fuller的ADF單位根檢驗方法,借助于EViews7.0統(tǒng)計分析軟件,得出了各個變量的具體單位根檢驗結(jié)果。結(jié)果顯示,本文實證分析所用到的變量LNCSR、TZSP、JRGM、JRJG和JRXL,其數(shù)據(jù)均在10%的顯著性水平上顯示為非平穩(wěn)數(shù)列,然而進一步的一階差分序列檢驗結(jié)果卻表明,?駐LNCSR、?駐TZSP、?駐JRGM、?駐JRJG和?駐JRXL這五個變量在5%的顯著性水平下均平穩(wěn),也就是說LNCSR、TZSP、JRGM、JRJG和JRXL滿足了一階平穩(wěn),可以記為I(1),它們之間可能存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。因此,有必要同時也滿足條件來進行下一步的協(xié)整檢驗。
(二)協(xié)整檢驗
單位根檢驗結(jié)果顯示,LNCSR、TZSP、JRGM、JRJG和JRXL滿足一階平穩(wěn),即為I(1)數(shù)列,因此它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系,進一步利用Johansen協(xié)整檢驗來進行判定,同時還可以利用判定結(jié)果來構(gòu)建協(xié)整方程,以此來觀察LNCSR與TZSP、JRGM、JRJG和JRXL的長期均衡關(guān)系。需要注意的是,在對LNCSR、TZSP、JRGM、JRJG和JRXL進行協(xié)整檢驗之前,按照Johansen協(xié)整檢驗方法的具體要求,首先必須對他們進行VAR模型結(jié)構(gòu)的判定。本文綜合運用似然比(LR)檢驗以及施瓦茨(SC)、赤池信息(AIC)的定階準(zhǔn)則,最終確定出LNCSR與TZSP、JRGM、JRJG和JRXL構(gòu)建的無約束VAR模型的最優(yōu)滯后期為1。建立VAR(1)模型重新估計并進行穩(wěn)定性檢驗,發(fā)現(xiàn)所有特征根的倒數(shù)均落在了單位圓之內(nèi)(見圖2),說明所建立的VAR(1)模型系統(tǒng)是穩(wěn)定的,這為后續(xù)的協(xié)整檢驗、誤差修正模型估計的準(zhǔn)確性提供了保障。同時,因為農(nóng)民收入增長與農(nóng)村金融發(fā)展各個指標(biāo)構(gòu)建的VAR模型的最優(yōu)滯后期為1,Johansen協(xié)整檢驗的滯后期確定為0。具體協(xié)整檢驗結(jié)果如表1所示。
表1的Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果表明,在1981—2011年期間,我國農(nóng)村居民收入水平(LNCSR)與農(nóng)村資本投入水平(TZSP)、農(nóng)村金融發(fā)展水平(包括JRGM、JRJG和JRXL)各變量之間存在一個顯著的協(xié)整關(guān)系,并且均衡的協(xié)整向量為:
協(xié)整方程(11)反映了上述各個變量之間的長期均衡關(guān)系。具體來看:農(nóng)民收入與農(nóng)村的固定資產(chǎn)投資水平之間呈現(xiàn)正向關(guān)系,農(nóng)民收入水平伴隨著農(nóng)村固定資產(chǎn)投資水平的提高而提高,反映了在1981—2011年期間,我國農(nóng)村地區(qū)的社會固定資產(chǎn)投資對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)起到了提升效率、穩(wěn)定生產(chǎn)的積極作用。農(nóng)村金融發(fā)展水平對農(nóng)民收入水平的長期影響并不是單一的促進或抑制,這里需要通過區(qū)分不同的衡量指標(biāo)來進行分析。具體來說,農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)兩個指標(biāo)與農(nóng)民收入水平之間呈現(xiàn)正向關(guān)系。農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模的正向作用說明了在我國農(nóng)村地區(qū),金融資源越多,農(nóng)民收入水平的增長越有利;而農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)的正向作用反映了鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)具有轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動力、增加農(nóng)民非農(nóng)收入的積極作用,鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款余額比重的增加不僅利于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的長遠發(fā)展,對農(nóng)民收入增長的促進也很明顯。以“貸存比”來衡量的農(nóng)村金融發(fā)展效率指標(biāo)非但沒有起到促進農(nóng)民收入增長的應(yīng)有作用,反而是較為顯著地抑制了農(nóng)民收入的增長。這可能是因為在我國的農(nóng)村地區(qū),與農(nóng)業(yè)、農(nóng)村和農(nóng)民相關(guān)的各項資金一直處于外流的現(xiàn)狀,農(nóng)村的很多貸款被低效率地挪用或使用,資金短缺一直是農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的一個“短板”,最終影響到農(nóng)民收入水平的提高。
在分析了LNCSR與TZSP、JRGM、JRJG、JRXL之間的長期均衡關(guān)系的基礎(chǔ)上,進一步利用向量誤差修正模型(VECM)來分析各個變量之間的短期動態(tài)關(guān)系,具體估計結(jié)果如表2所示:農(nóng)民收入水平的誤差修正項的系數(shù)為0.032 4(大于0),并且t檢驗的顯著性水平較高,說明如果農(nóng)民的收入水平LNCSR偏離長期的均衡狀態(tài),模型中的誤差修正項(EMC)會對其進行較為顯著的正向調(diào)整。在反映農(nóng)村金融發(fā)展水平的JRGM、JRJG和JRXL三個指標(biāo)中,除了JRXL在10%的顯著性水平下對農(nóng)民收入的增長具有抑制作用,JRGM與JRJG在誤差修正模型中的系數(shù)均不顯著,說明農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)的變化對農(nóng)民收入增長的作用在短期并不明顯。就整體而言,短期內(nèi),農(nóng)民收入水平與農(nóng)村金融發(fā)展之間沒有出現(xiàn)預(yù)期的正向關(guān)系,反而在某些方面存在著消極影響。改革開放以來我國的農(nóng)村正規(guī)金融都不自覺地遵循著“偏農(nóng)離農(nóng)”的路徑,大多數(shù)留在農(nóng)村地區(qū)的基層金融機構(gòu)都只是一個簡單的“吸儲”目的,而在貸款等其他金融服務(wù)方面功能發(fā)揮十分有限;而對于農(nóng)村的非正規(guī)金融,不是被政府不斷正規(guī)化,就是不斷地被打壓。農(nóng)村正規(guī)金融單一、短視的服務(wù)模式與非正規(guī)金融的發(fā)展受挫,最終使得農(nóng)村地區(qū)的生產(chǎn)以及投資長期處于自我發(fā)展的境地,農(nóng)村資金短缺常態(tài)化,農(nóng)村金融發(fā)展難以發(fā)揮對農(nóng)民收入增長的促進作用。
(三)格蘭杰因果檢驗
以上的協(xié)整檢驗和誤差修正模型分別分析了LNCSR與TZSP、JRGM、JRJG和JRXL之間的長期均衡關(guān)系和短期波動情況,按照向量自回歸模型(VAR)的分析步驟,進一步利用Granger(1969)提出的Granger因果關(guān)系檢驗法進一步分析LNCSR與TZSP、JRGM、JRJG和JRXL是否構(gòu)成因果關(guān)系。表3為具體的Granger因果檢驗結(jié)果。
由表3的檢驗結(jié)果可以看出,有關(guān)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入水平的因果關(guān)系,同樣不能“一刀切”地給出結(jié)論,而是要區(qū)分不同的農(nóng)村金融發(fā)展衡量指標(biāo)。具體來說:農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模(JRGM)和農(nóng)村金融發(fā)展效率(JRXL)均成為了農(nóng)民收入水平的Granger原因,分別通過了5%和1%的顯著性水平,但是農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)(JRJG)與農(nóng)民收入水平之間沒有這樣的關(guān)系;值得注意的是,農(nóng)民收入水平?jīng)]有成為任何一個農(nóng)村金融發(fā)展指標(biāo)的Granger原因,各指標(biāo)的檢驗結(jié)果均沒有通過10%的顯著性水平。Granger因果檢驗的結(jié)論一定程度上反映了我國農(nóng)村金融發(fā)展對于農(nóng)民收入增長的正向作用尚不明顯,有些層面甚至還起到了抑制作用;同時,在我國的農(nóng)村金融市場,不能印證部分國外學(xué)者(Greenwood & Jovanovic,1990[5])所提出的“收入水平的提高推動金融組織和金融交易發(fā)展”的觀點。
(四)脈沖響應(yīng)函數(shù)
Granger因果檢驗發(fā)現(xiàn),在衡量農(nóng)村金融發(fā)展水平的三個指標(biāo)中,只有農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)民金融發(fā)展效率成為農(nóng)民收入增長的Granger原因。基于這一檢驗結(jié)果,本文利用Sims提出的向量自回歸(VAR)技術(shù)對LNCSR與JRGM、LNCSR與JRXL之間進行脈沖響應(yīng)分析,以此來更加深入地分析它們之間的具體關(guān)系。由于在向量自回歸模型(VAR)估計中,各變量的先后順序會對最終脈沖響應(yīng)分析結(jié)果產(chǎn)生影響,因此借鑒已有研究成果的做法(溫濤、冉光和,2005;余新平、熊德平,2010,等),這里對LNCSR與JRGM、LNCSR與JRXL之間分別利用VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)進行估計,以此來避免變量順序變化對脈沖結(jié)果可能產(chǎn)生的影響。具體脈沖響應(yīng)結(jié)果如圖3和圖4所示。
圖3和圖4分別顯示的是農(nóng)民收入水平與農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、農(nóng)民收入水平與農(nóng)村金融發(fā)展效率對相關(guān)單一沖擊的標(biāo)準(zhǔn)差的動態(tài)反應(yīng)。從圖3可以看出:農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模的正向沖擊對農(nóng)民收入水平的短期效應(yīng)并不明顯,但在滯后2期以后其正向效應(yīng)開始逐漸增強;農(nóng)民收入水平對來自農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模的正向沖擊在較長時期內(nèi)呈現(xiàn)負向效應(yīng),在滯后4期時這種負面效應(yīng)達到頂點,然后逐漸減弱,并于滯后8期時開始轉(zhuǎn)為正向效應(yīng),也就是說農(nóng)民收入水平對農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模最終會起到一定的正向促進作用,但是這一促進作用具有一定的滯后性。從圖4可以看出:與農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模不同,農(nóng)民收入水平對來自農(nóng)村金融發(fā)展效率的正向沖擊呈現(xiàn)持續(xù)性的負向效應(yīng),并在滯后5期以后這一負面效應(yīng)趨于平穩(wěn),這與協(xié)整方程(11)式的估計結(jié)果是一致的;農(nóng)村金融發(fā)展效率對農(nóng)民收入水平的正向沖擊同樣呈現(xiàn)負向效應(yīng),并于滯后4期時達到頂點,隨后逐漸向正向效應(yīng)逼近。
四、結(jié)論與政策啟示
本文運用1981—2011年的相關(guān)數(shù)據(jù),對我國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長之間的關(guān)系進行了實證檢驗。實證結(jié)果顯示:從長期來看,農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)對于農(nóng)民收入的增長具有促進作用,而農(nóng)村金融發(fā)展效率當(dāng)前卻抑制了農(nóng)民收入的增長;不同的是,在短期內(nèi),農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和結(jié)構(gòu)兩個指標(biāo)與農(nóng)民收入增長之間沒有明顯的正向關(guān)系,反而是農(nóng)村金融發(fā)展效率依然具有較為顯著的抑制作用。這在一定程度上反映出了我國農(nóng)村地區(qū)大量的農(nóng)村存款余額被轉(zhuǎn)移或流失,農(nóng)民和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的融資需求得不到滿足,農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展與農(nóng)民收入的增長受到限制。Granger因果關(guān)系檢驗表明,農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)村金融發(fā)展效率是農(nóng)民收入增長的Granger原因(農(nóng)村金融發(fā)展效率對農(nóng)民收入增長起到的作用是負向的),而農(nóng)民收入增長并不是農(nóng)村金融發(fā)展的Granger原因,這點還可以由脈沖響應(yīng)函數(shù)進一步證實。
雖然部分農(nóng)村金融發(fā)展指標(biāo)呈現(xiàn)出了對農(nóng)民收入增長的負向影響,但是我們不能就此否定農(nóng)村金融資源對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)民收入增長的積極作用,只能說明我國當(dāng)前農(nóng)村金融制度和經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略傾向,導(dǎo)致農(nóng)村金融發(fā)展在結(jié)構(gòu)、功能和效率上,沒有凸顯出對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)民收入增長的積極作用。增加農(nóng)民收入一直都是我國農(nóng)村經(jīng)濟深化改革的主要目的之一,提升農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)民收入增長的積極作用也是我國農(nóng)村金融制度改革的大勢所趨。因而為了達到這一目標(biāo),體現(xiàn)農(nóng)村金融發(fā)展的應(yīng)有作用,需要對我國農(nóng)村地區(qū)的金融結(jié)構(gòu)和功能進行改進,實現(xiàn)農(nóng)村金融服務(wù)體系的多元化,在農(nóng)村正規(guī)金融逐步完善和健全的基礎(chǔ)上,積極幫助農(nóng)村地區(qū)民間金融的合理發(fā)展,使之成為正規(guī)金融的有力補充;同時,要通過政策引導(dǎo)、政府扶持等手段,積極改變農(nóng)村地區(qū)金融資源的低效率配置和大量流失的長期現(xiàn)狀,根本性地解決農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的資金保障問題,以此提高農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入增長的貢獻度。
參考文獻:
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(一)單位根檢驗
采用Dickey和Fuller的ADF單位根檢驗方法,借助于EViews7.0統(tǒng)計分析軟件,得出了各個變量的具體單位根檢驗結(jié)果。結(jié)果顯示,本文實證分析所用到的變量LNCSR、TZSP、JRGM、JRJG和JRXL,其數(shù)據(jù)均在10%的顯著性水平上顯示為非平穩(wěn)數(shù)列,然而進一步的一階差分序列檢驗結(jié)果卻表明,?駐LNCSR、?駐TZSP、?駐JRGM、?駐JRJG和?駐JRXL這五個變量在5%的顯著性水平下均平穩(wěn),也就是說LNCSR、TZSP、JRGM、JRJG和JRXL滿足了一階平穩(wěn),可以記為I(1),它們之間可能存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。因此,有必要同時也滿足條件來進行下一步的協(xié)整檢驗。
(二)協(xié)整檢驗
單位根檢驗結(jié)果顯示,LNCSR、TZSP、JRGM、JRJG和JRXL滿足一階平穩(wěn),即為I(1)數(shù)列,因此它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系,進一步利用Johansen協(xié)整檢驗來進行判定,同時還可以利用判定結(jié)果來構(gòu)建協(xié)整方程,以此來觀察LNCSR與TZSP、JRGM、JRJG和JRXL的長期均衡關(guān)系。需要注意的是,在對LNCSR、TZSP、JRGM、JRJG和JRXL進行協(xié)整檢驗之前,按照Johansen協(xié)整檢驗方法的具體要求,首先必須對他們進行VAR模型結(jié)構(gòu)的判定。本文綜合運用似然比(LR)檢驗以及施瓦茨(SC)、赤池信息(AIC)的定階準(zhǔn)則,最終確定出LNCSR與TZSP、JRGM、JRJG和JRXL構(gòu)建的無約束VAR模型的最優(yōu)滯后期為1。建立VAR(1)模型重新估計并進行穩(wěn)定性檢驗,發(fā)現(xiàn)所有特征根的倒數(shù)均落在了單位圓之內(nèi)(見圖2),說明所建立的VAR(1)模型系統(tǒng)是穩(wěn)定的,這為后續(xù)的協(xié)整檢驗、誤差修正模型估計的準(zhǔn)確性提供了保障。同時,因為農(nóng)民收入增長與農(nóng)村金融發(fā)展各個指標(biāo)構(gòu)建的VAR模型的最優(yōu)滯后期為1,Johansen協(xié)整檢驗的滯后期確定為0。具體協(xié)整檢驗結(jié)果如表1所示。
表1的Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果表明,在1981—2011年期間,我國農(nóng)村居民收入水平(LNCSR)與農(nóng)村資本投入水平(TZSP)、農(nóng)村金融發(fā)展水平(包括JRGM、JRJG和JRXL)各變量之間存在一個顯著的協(xié)整關(guān)系,并且均衡的協(xié)整向量為:
協(xié)整方程(11)反映了上述各個變量之間的長期均衡關(guān)系。具體來看:農(nóng)民收入與農(nóng)村的固定資產(chǎn)投資水平之間呈現(xiàn)正向關(guān)系,農(nóng)民收入水平伴隨著農(nóng)村固定資產(chǎn)投資水平的提高而提高,反映了在1981—2011年期間,我國農(nóng)村地區(qū)的社會固定資產(chǎn)投資對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)起到了提升效率、穩(wěn)定生產(chǎn)的積極作用。農(nóng)村金融發(fā)展水平對農(nóng)民收入水平的長期影響并不是單一的促進或抑制,這里需要通過區(qū)分不同的衡量指標(biāo)來進行分析。具體來說,農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)兩個指標(biāo)與農(nóng)民收入水平之間呈現(xiàn)正向關(guān)系。農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模的正向作用說明了在我國農(nóng)村地區(qū),金融資源越多,農(nóng)民收入水平的增長越有利;而農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)的正向作用反映了鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)具有轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動力、增加農(nóng)民非農(nóng)收入的積極作用,鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款余額比重的增加不僅利于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的長遠發(fā)展,對農(nóng)民收入增長的促進也很明顯。以“貸存比”來衡量的農(nóng)村金融發(fā)展效率指標(biāo)非但沒有起到促進農(nóng)民收入增長的應(yīng)有作用,反而是較為顯著地抑制了農(nóng)民收入的增長。這可能是因為在我國的農(nóng)村地區(qū),與農(nóng)業(yè)、農(nóng)村和農(nóng)民相關(guān)的各項資金一直處于外流的現(xiàn)狀,農(nóng)村的很多貸款被低效率地挪用或使用,資金短缺一直是農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的一個“短板”,最終影響到農(nóng)民收入水平的提高。
在分析了LNCSR與TZSP、JRGM、JRJG、JRXL之間的長期均衡關(guān)系的基礎(chǔ)上,進一步利用向量誤差修正模型(VECM)來分析各個變量之間的短期動態(tài)關(guān)系,具體估計結(jié)果如表2所示:農(nóng)民收入水平的誤差修正項的系數(shù)為0.032 4(大于0),并且t檢驗的顯著性水平較高,說明如果農(nóng)民的收入水平LNCSR偏離長期的均衡狀態(tài),模型中的誤差修正項(EMC)會對其進行較為顯著的正向調(diào)整。在反映農(nóng)村金融發(fā)展水平的JRGM、JRJG和JRXL三個指標(biāo)中,除了JRXL在10%的顯著性水平下對農(nóng)民收入的增長具有抑制作用,JRGM與JRJG在誤差修正模型中的系數(shù)均不顯著,說明農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)的變化對農(nóng)民收入增長的作用在短期并不明顯。就整體而言,短期內(nèi),農(nóng)民收入水平與農(nóng)村金融發(fā)展之間沒有出現(xiàn)預(yù)期的正向關(guān)系,反而在某些方面存在著消極影響。改革開放以來我國的農(nóng)村正規(guī)金融都不自覺地遵循著“偏農(nóng)離農(nóng)”的路徑,大多數(shù)留在農(nóng)村地區(qū)的基層金融機構(gòu)都只是一個簡單的“吸儲”目的,而在貸款等其他金融服務(wù)方面功能發(fā)揮十分有限;而對于農(nóng)村的非正規(guī)金融,不是被政府不斷正規(guī)化,就是不斷地被打壓。農(nóng)村正規(guī)金融單一、短視的服務(wù)模式與非正規(guī)金融的發(fā)展受挫,最終使得農(nóng)村地區(qū)的生產(chǎn)以及投資長期處于自我發(fā)展的境地,農(nóng)村資金短缺常態(tài)化,農(nóng)村金融發(fā)展難以發(fā)揮對農(nóng)民收入增長的促進作用。
(三)格蘭杰因果檢驗
以上的協(xié)整檢驗和誤差修正模型分別分析了LNCSR與TZSP、JRGM、JRJG和JRXL之間的長期均衡關(guān)系和短期波動情況,按照向量自回歸模型(VAR)的分析步驟,進一步利用Granger(1969)提出的Granger因果關(guān)系檢驗法進一步分析LNCSR與TZSP、JRGM、JRJG和JRXL是否構(gòu)成因果關(guān)系。表3為具體的Granger因果檢驗結(jié)果。
由表3的檢驗結(jié)果可以看出,有關(guān)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入水平的因果關(guān)系,同樣不能“一刀切”地給出結(jié)論,而是要區(qū)分不同的農(nóng)村金融發(fā)展衡量指標(biāo)。具體來說:農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模(JRGM)和農(nóng)村金融發(fā)展效率(JRXL)均成為了農(nóng)民收入水平的Granger原因,分別通過了5%和1%的顯著性水平,但是農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)(JRJG)與農(nóng)民收入水平之間沒有這樣的關(guān)系;值得注意的是,農(nóng)民收入水平?jīng)]有成為任何一個農(nóng)村金融發(fā)展指標(biāo)的Granger原因,各指標(biāo)的檢驗結(jié)果均沒有通過10%的顯著性水平。Granger因果檢驗的結(jié)論一定程度上反映了我國農(nóng)村金融發(fā)展對于農(nóng)民收入增長的正向作用尚不明顯,有些層面甚至還起到了抑制作用;同時,在我國的農(nóng)村金融市場,不能印證部分國外學(xué)者(Greenwood & Jovanovic,1990[5])所提出的“收入水平的提高推動金融組織和金融交易發(fā)展”的觀點。
(四)脈沖響應(yīng)函數(shù)
Granger因果檢驗發(fā)現(xiàn),在衡量農(nóng)村金融發(fā)展水平的三個指標(biāo)中,只有農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)民金融發(fā)展效率成為農(nóng)民收入增長的Granger原因。基于這一檢驗結(jié)果,本文利用Sims提出的向量自回歸(VAR)技術(shù)對LNCSR與JRGM、LNCSR與JRXL之間進行脈沖響應(yīng)分析,以此來更加深入地分析它們之間的具體關(guān)系。由于在向量自回歸模型(VAR)估計中,各變量的先后順序會對最終脈沖響應(yīng)分析結(jié)果產(chǎn)生影響,因此借鑒已有研究成果的做法(溫濤、冉光和,2005;余新平、熊德平,2010,等),這里對LNCSR與JRGM、LNCSR與JRXL之間分別利用VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)進行估計,以此來避免變量順序變化對脈沖結(jié)果可能產(chǎn)生的影響。具體脈沖響應(yīng)結(jié)果如圖3和圖4所示。
圖3和圖4分別顯示的是農(nóng)民收入水平與農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、農(nóng)民收入水平與農(nóng)村金融發(fā)展效率對相關(guān)單一沖擊的標(biāo)準(zhǔn)差的動態(tài)反應(yīng)。從圖3可以看出:農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模的正向沖擊對農(nóng)民收入水平的短期效應(yīng)并不明顯,但在滯后2期以后其正向效應(yīng)開始逐漸增強;農(nóng)民收入水平對來自農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模的正向沖擊在較長時期內(nèi)呈現(xiàn)負向效應(yīng),在滯后4期時這種負面效應(yīng)達到頂點,然后逐漸減弱,并于滯后8期時開始轉(zhuǎn)為正向效應(yīng),也就是說農(nóng)民收入水平對農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模最終會起到一定的正向促進作用,但是這一促進作用具有一定的滯后性。從圖4可以看出:與農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模不同,農(nóng)民收入水平對來自農(nóng)村金融發(fā)展效率的正向沖擊呈現(xiàn)持續(xù)性的負向效應(yīng),并在滯后5期以后這一負面效應(yīng)趨于平穩(wěn),這與協(xié)整方程(11)式的估計結(jié)果是一致的;農(nóng)村金融發(fā)展效率對農(nóng)民收入水平的正向沖擊同樣呈現(xiàn)負向效應(yīng),并于滯后4期時達到頂點,隨后逐漸向正向效應(yīng)逼近。
四、結(jié)論與政策啟示
本文運用1981—2011年的相關(guān)數(shù)據(jù),對我國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長之間的關(guān)系進行了實證檢驗。實證結(jié)果顯示:從長期來看,農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)對于農(nóng)民收入的增長具有促進作用,而農(nóng)村金融發(fā)展效率當(dāng)前卻抑制了農(nóng)民收入的增長;不同的是,在短期內(nèi),農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和結(jié)構(gòu)兩個指標(biāo)與農(nóng)民收入增長之間沒有明顯的正向關(guān)系,反而是農(nóng)村金融發(fā)展效率依然具有較為顯著的抑制作用。這在一定程度上反映出了我國農(nóng)村地區(qū)大量的農(nóng)村存款余額被轉(zhuǎn)移或流失,農(nóng)民和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的融資需求得不到滿足,農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展與農(nóng)民收入的增長受到限制。Granger因果關(guān)系檢驗表明,農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)村金融發(fā)展效率是農(nóng)民收入增長的Granger原因(農(nóng)村金融發(fā)展效率對農(nóng)民收入增長起到的作用是負向的),而農(nóng)民收入增長并不是農(nóng)村金融發(fā)展的Granger原因,這點還可以由脈沖響應(yīng)函數(shù)進一步證實。
雖然部分農(nóng)村金融發(fā)展指標(biāo)呈現(xiàn)出了對農(nóng)民收入增長的負向影響,但是我們不能就此否定農(nóng)村金融資源對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)民收入增長的積極作用,只能說明我國當(dāng)前農(nóng)村金融制度和經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略傾向,導(dǎo)致農(nóng)村金融發(fā)展在結(jié)構(gòu)、功能和效率上,沒有凸顯出對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)民收入增長的積極作用。增加農(nóng)民收入一直都是我國農(nóng)村經(jīng)濟深化改革的主要目的之一,提升農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)民收入增長的積極作用也是我國農(nóng)村金融制度改革的大勢所趨。因而為了達到這一目標(biāo),體現(xiàn)農(nóng)村金融發(fā)展的應(yīng)有作用,需要對我國農(nóng)村地區(qū)的金融結(jié)構(gòu)和功能進行改進,實現(xiàn)農(nóng)村金融服務(wù)體系的多元化,在農(nóng)村正規(guī)金融逐步完善和健全的基礎(chǔ)上,積極幫助農(nóng)村地區(qū)民間金融的合理發(fā)展,使之成為正規(guī)金融的有力補充;同時,要通過政策引導(dǎo)、政府扶持等手段,積極改變農(nóng)村地區(qū)金融資源的低效率配置和大量流失的長期現(xiàn)狀,根本性地解決農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的資金保障問題,以此提高農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入增長的貢獻度。
參考文獻:
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