農民收入與農村金融發展關系研究基于協整分析和誤差修正模型

肖志揚

（湖南省農業科學院，湖南 長沙 410125）

1 變量的選擇及數據的說明

選取1985～2005年的農村金融發展和農民收入及消費數據作為樣本。采用以下4個指標：（1）UI=農民家庭人均可支配收入（元），該指標反映了農民收入水平；（2）RI=農民人均消費支出（元），該指標反映了農村居民消費支出水平；（3）UM=農民家庭平均每人全年收入中的農村金融發展（元）；（4）RM=農民家庭平均每人全年消費性支出中的農村金融發展（元）。上述指標的對應數據皆為年度數據，數據來源于歷年的《中國統計年鑒》。

2 模型和實證結果分析

2.1 模型的建立

通過對樣本區間內農民家庭人均可支配收入和農民家庭平均每人全年消費性支出中的農村金融發展，農民人均消費支出和農民家庭平均每人全年消費性支出中的農村金融發展作散點圖（圖1、2），發現農民收入與農村金融發展之間存在較為明顯的線性關系。由此，構造農民收入—農村金融發展模型：UMt=α+βUt+μt，α為自發性消費，α為邊際支出傾向，μt為隨機誤差。通過回歸，結果為：UM= -82.644 3 + 0.061 6UI（城鎮），RM= -19.505 0 + 0.048 3RI（農村），系數都顯著異于0（顯著性水平5%），并且擬合優度都大于0.95。同時，為了能使測量尺度縮小，并減小異方差，將UI、RI、UM、RM取自然對數，分別表示為LUI、LRI、LUM、LRM，散點圖(略)顯示線性關系也非常明顯，這一變換并不改變原變量之間的協整關系，因此對數變化后的模型為：LUMt=α+βLUIt+μt，這里的系數與前面模型的意義有所不同，不再表示邊際支出傾向，而表示的是支出對收入的彈性，即UI每變換1%時UM變化的百分比。同理，農民消費—農村金融發展模型為RMt=α'+β'RIt+μ't，對數模型為LRMt+α'+β'LRIt+μ't。下述分析采用對數模型形式。

2.2 單位根檢驗

很多經濟變量作為時間序列具有一個顯著特征即非平穩性。如果對非平穩的時間序列采用普通最小二乘法來建立模型進行回歸，則可能會導致錯誤的結果，即出現偽回歸，從而導致各種統計檢驗無意義。將4個時間序列LUI、LRI、LUM、LRM描點（圖3），發現這4個序列在研究期中不斷增加，表現出上升的趨勢，表明4個序列是不平穩的。下面用ADF檢驗法(augmented Dickey-Fuller test)對這4個時間序列進行平穩性檢驗，結果見表1。

從表1可以看出，代表收入及消費和農村金融發展的4個變量LUI、LRI、LUM、LRM都不能拒絕存在單位根假設，因此都是非平穩的，而其經過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，為平穩序列，故LUI、LRI、LUM、LRM4個序列都是二階單整序列，即Ⅰ(2)。

2.3 協整檢驗

為消除數據的不平穩性，使回歸有意義，通?？刹捎?種方法：一是用差分來進行處理，該方法雖然可以消除不平穩性，但差分后的數據會導致2個變量之間長期關系的信息損失。另一種解決方法就是協整。在某種情況下雖然2個變量都是不平穩的，但它們的某個線性組合卻可能是平穩的，這時2個變量被稱為是協整的，這個組合表示了變量之間的長期關系。下面對不平穩的4個變量進行協整檢驗。采用AEG法分別對LUM與LUI之間、 LRM與LRI之間進行協整檢驗。

首先建立協整回歸方程：

?

利用最小二乘法分別對上式進行估計，計算結果：然后求出上述模型的殘差序列，得到：

可見， 、 的單位根檢驗中ADF值小于在5%顯著性水平的臨界值，表明它們是平穩的，即LUM與LUI之間、LRM與LRI之間具有協整關系；（3）和（4）的回歸方程是協整的回歸方程，不是謬誤回歸。這2個方程表明了農民收入—農村金融發展之間長期或均衡的關系。

2.4 誤差修正模型

上述分析表明LUM與LUI之間、LRM與LRI之間具有協整關系，即具有一種長期或均衡的關系，但是在短期中，很有可能出現偏離均衡的情況。因此，將(5)式和(6)式中的殘差作為均衡誤差項把農村金融發展的短期行為與其長期行為聯系起來。下面建立誤差修正模型（ECM）。

令et=，即建立農民收入—農村金融發展的誤差修正模型為：

經試算，得到以下模型為較優模型：

同理，可以得到農民消費—農村金融發展的誤差修正模型：

至此，得出了我國1985～2005年樣本區間內農民收入—農村金融發展的長短期關系模型。

2.5.1 農民收入—農村金融發展關系模型 （3）式中LUI對LUM的影響系數是1.684 7，這說明農民人均可支配收入每變化1%，相應的農村金融發展變化1.684 7%，這說明二者之間相關性較為明顯。短期中，農村金融發展的變化不僅與收入有關，還與上期的均衡誤差項有較大的關系。居民可支配收入的短期變化對農村金融發展的影響為正，影響系數為0.818 0，可見短期中收入對農村金融發展的影響程度遠遠不及長期。均衡誤差項的系數為負，符合反向修正原則，這說明

LUM和LUI之間存在的長期穩定關系制約著這2個變量的變化，并促使它們走向均衡。系數絕對值決定了均衡恢復的速度，在（7）中其系數為－0.374 0，這說明均衡誤差項對均衡偏差的調整幅度為34.70%，調整速度是較快的。

2.5.2 農民消費—農村金融發展關系模型 (4)式中LRI對LRM的影響系數是1.468 8，其含義是農村居民人均消費每變換1%，農村居民家庭人均農村金融發展變化1.468 8%，這說明農村居民人均消費與農村居民家庭人均農村金融發展2個變量之間相關性較為明顯。從(8)式的誤差修正模型可以看出，LRI的短期變化對LRM的短期變化影響系數為0.719 3，影響顯著，而均衡誤差項為0，表明LRM對LRI的變化在同一時期就立即進行調整，并促使它們走向均衡。

?

3 結論及建議

通過對1985～2005年樣本區間的農民收入和農村金融發展關系的實證分析，得出以下結論：（1）我國農民收入、農村消費與農村金融發展之間存在較為明顯的相關性，都發揮了正向作用，并且與農村金融發展存在一個長期穩定的協調關系，即他們之間存在著動態均衡機制。從系數值來看，就長期而言，農民人均收入是影響農村金融發展的最重要因素。因此，應該千方百計地增加農民收入，以此作為農村金融深化戰略的重要著眼點。（2）我國農民收入變化對農村金融發展的影響程度差別較大，短期內的影響程度較小，長期內影響較為明顯。因此無論增收政策是長期的還是短期的，都會對提高農村金融發展水平有很大影響。另外，農村金融發展對收入的彈性高于對消費的彈性，但這并不意味著刺激農村消費的政策不重要，相反，要制定各種促進農民消費的激勵政策。

[1] [美]達摩達爾·古扎拉蒂.計量經濟學基礎(第四版)[M].北京：中國人民大學出版社，2004.

[2] 潘省初.計量經濟學[M].北京：中國人民大學出版社，2002.

[3] 高鐵梅.計量經濟分析方法與建模:Eviews應用及實例[M].北京：清華大學出版社，2006.