福建省農民消費需求與農村金融發展關系動態研究

劉思迪

（煙臺大學 生命科學學院，山東 煙臺 264005）

改革開放以來，我國農村金融取得了巨大的發展，農村金融作為農村經濟發展重要的資本因素，金融制度的變革、金融變量的變化將對農村居民的消費水平、消費結構產生積極的影響[1-2]，被視為當前轉變經濟發展方式、增加農村內需的一大動力[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，對農村金融與農村消費動態關系進行了積極探索：孟姚娟[7]通過分析農村金融發展影響農民消費的傳導機制并構建VAR模型，實證分析1978—2013年中國農村金融發展與農民消費的關系，認為在樣本期內農村金融發展直接或間接促進了農民消費增長；謝順利等[8]分析農村金融發展對農村居民消費的影響機理，運用1995—2009年的數據來實證研究，認為我國農村金融發展與農村居民消費存在著長期均衡關系，且農村金融發展是農村居民消費增長的格蘭杰原因；胡邦勇等[9-10]運用1979—2010年時間序列數據，以脈沖響應分析方法探討我國農村金融發展水平與農民消費之間動態關系，認為農民人均可支配收入、農村金融效率和農村金融規模都顯著影響農民的消費支出，且農村金融效率和農村金融規模對農民消費支出的影響主要體現為長期效應，短期影響并不明顯。

農村金融是現代農村經濟的核心[11]，我國大部分地區農村金融發展緩慢，金融服務配置落后，服務質量和效率偏低，農村經濟發展依舊困難。在改革開放政策的大背景下，福建省依托海洋優勢帶動農村經濟迅猛發展，但目前農村金融工作滯后，農村金融服務效率偏低[11-12]，且關于農村金融發展水平與農民消費關系鮮有研究。因此，在此背景下，選擇 1991—2013年的農村金融發展水平以及農民消費等指標，通過農民人均可支配收入及人均消費等數據，建立分析模型，探討兩者之間相互關系并檢驗其作用機制，以期充分掌握農村金融發展與農民消費的關系，為福建省農村經濟特點的金融機構、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 指標選擇及數據來源

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

1.2 數據檢驗與計量模型

根據計量經濟學基本原理，為防止模型出現虛假回歸現象，在進行時間序列回歸分析時，應檢驗時間序列平穩性。若時間序列表現出非平穩特征，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性；通過Johansen協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；通過脈沖響應函數分析農村金融發展對農民消費沖擊的動態變化；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等于零的t統計量。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，我們稱響應序列{yt}與自變量序列{x1}，…，{xk}之間具有協整關系。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從無限過去到現在時點對yi影響的總和。

2 結果分析

2.1 平穩性檢驗

回歸分析時，首先需對時間序列變量平穩性進行檢驗。本文選擇ADF檢驗法，依AIC、SIC準則選擇滯后階數，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絕對數值比5%臨界值絕對數值小，即各個變量原序列存在單位根，為不平穩序列。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），可進行協整檢驗。

2.2 協整檢驗

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

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

2.3 格蘭杰因果檢驗

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

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

表2 Johansen協整檢驗結果Table 2 The result of cointegration test by Johansen

表3 農村消費與農村金融發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，農民可支配收入ln Y、儲蓄投資轉化率ln SI是農民消費ln C的格蘭杰原因。反之，農民消費ln C并不是農民可支配收入ln Y、儲蓄投資轉化率ln SI的格蘭杰原因。農村金融結構ln FC與農民消費ln C互為格蘭杰因果關系，農村金融效率ln FE與農民消費ln C之間不存在格蘭杰因果關系。因此，提升農民可支配收入、儲蓄投資轉化率、改善金融相關率有利于農村居民消費水平的提高，與協整檢驗結論一致。

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

2.5 脈沖響應分析

對于VAR模型，可通過脈沖響應函數（IRF）刻畫系統的動態特征，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生的影響，農村金融發展與農民消費等變量間的正交化脈沖響應關系見圖1。

圖1 金融發展水平對農民消費脈沖響應圖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，給定農村居民可支配收入一個標準差正向沖擊后，農民可支配收入對農民消費需求的沖擊效果，從第1期開始表現為正向沖擊作用，即農民可支配收入對農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期表現為微弱的負向作用，第4期開始表現為持續正向響應，在第8期后趨于穩定。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期表現為對農民消費需求正向促進作用，且在第4期表現為最大，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特征，方差分解見表4。

由表4可知，農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。由于農民消費支出是模型中出現第一個內生變量，根據算法要求，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%。農民消費支出變動來自農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民消費支出變動的20.95%。金融相關率的沖擊解釋農民消費支出的變動逐期上升，在長期達到24.89%。農民金融效率的沖擊解釋農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%。在農村金融發展水平變量中，農村金融相關率對農民消費影響最大，從長期來看農民可支配收入水平、農村金融相關率是影響農民消費的主要因素。

3 結論與討論

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

表4 方差分解表Table 4 Variance decomposition table

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

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