貨幣政策、農(nóng)村信貸與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長
——基于時變分析框架下的研究

□吳 瓊

（云南財經(jīng)大學金融學院，云南 昆明 650221）

普惠金融是金融體系支持實體經(jīng)濟活動的重要方式和內(nèi)容，對現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展至關重要，有利于金融服務提升農(nóng)業(yè)經(jīng)濟質(zhì)效，助推農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)型升級，引導金融活水更好地澆灌“三農(nóng)”。我國普惠金融的發(fā)展受制于農(nóng)村信用體系、農(nóng)村金融生態(tài)環(huán)境以及農(nóng)村金融機構效率等多方面因素，存在資金配置效率低、信息不對稱等問題，極大地限制了普惠金融在農(nóng)村和農(nóng)業(yè)發(fā)展過程中的成效和作用。

鑒于普惠金融對農(nóng)村金融和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的重要性，研究農(nóng)村金融和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟相互作用機制十分必要。農(nóng)村金融機構不僅是農(nóng)村金融體系的重要主體，更是貨幣政策傳導的中介機構，對傳導效果的實現(xiàn)具有重要現(xiàn)實意義。文章深入分析了貨幣政策、農(nóng)村金融機構信貸和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的關系，以供參考。

1 文獻綜述

農(nóng)村金融和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的關系一直是相關人員研究的重點。丁志國等（2012）[1]利用VAR 模型研究發(fā)現(xiàn)，金融規(guī)模的擴大有助于推動經(jīng)濟發(fā)展，但農(nóng)村信貸結構和投資產(chǎn)出低效率限制了這種促進效應。李建軍等（2020）[2]指出，金融體系的普惠程度可以有效促進經(jīng)濟增長。貨幣政策作為宏觀調(diào)控手段，主要通過兩種路徑影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，一是通過調(diào)節(jié)貨幣供給改變利率作用于投資和消費，從而影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟。二是通過影響農(nóng)村金融市場間接影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長。駱波（2004）[3]指出，央行貨幣政策在縣域傳導效果差，縣域經(jīng)濟中的農(nóng)村經(jīng)濟活動占比較高。許月麗等（2013）[4]表明，過度的利率控制會使非正規(guī)金融通過社會資本的擠出效應抑制農(nóng)村正規(guī)金融對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的促進作用。

目前，大多數(shù)研究主要關注農(nóng)村金融機構和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間或者貨幣政策和農(nóng)村金融機構之間的單一關系，沒有考慮這種影響的時變特征[5]。文章構建具有時變特征的向量自回歸模型（TVP-SV-VAR），利用等間隔脈沖響應函數(shù)分析貨幣政策、農(nóng)村金融機構和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的關系，有效拓展以往的研究，對深入了解我國農(nóng)村金融機構的普惠程度和作用具有重要意義。

2 研究設計

2.1 TVP-VAR-SV 模型設定

Primiceri 提出所有參數(shù)都隨時間變動的時變參數(shù)向量自回歸模型（TVP-VAR-SV）。傳統(tǒng)VAR（p）模型如下。

式中：yt為k×1 維觀測變量，A和Fi為k×k維系數(shù)矩陣，隨機擾動項μt為k×1 維的結構性沖擊，并設μt～（0,Σ）。

假設A為主對角線元素均為1 的下三角矩陣，用遞歸法識別同期關系的結構性沖擊，公式（1）可以改寫如下。

如果賦予方程（2）中的參數(shù)時變特性，TVP-VARSV 模型可以表示如下。

式中：Bi,t=（i=1,2,…,p），將矩陣Bi,t的元素按行向量堆疊，得到向量βt(k2s×1)。定義Xt=Ik?(y't-1,y't-2,…y't-p)，其中?表示克羅內(nèi)克積，TVP-VAR-SV 模型可以進一步簡寫如下。

在TVP-VAR-SV 模型中，參數(shù)βt、At和Σt均具有時變性。

2.2 數(shù)據(jù)來源和變量說明

文章的核心變量如表1 所示。RGDP 表示第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出狀況，Rinv 表示第一產(chǎn)業(yè)的投資狀況，RLoan表示農(nóng)村金融機構的貸款狀況，M2 表示我國的貨幣政策狀況，CPI 表示我國的通貨膨脹狀況。數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和CEIC 數(shù)據(jù)庫。樣本區(qū)間為1998 年第一季度至2017 年第三季度。為消除季節(jié)趨勢的影響，所有變量均采用季度同比增長率再乘100。

表1 變量設計與說明

3 實證分析

3.1 等間隔脈沖響應函數(shù)分析

基于等間隔脈沖響應函數(shù)分析中國貨幣政策、農(nóng)村金融機構信貸和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的關系。等間隔脈沖響應函數(shù)指給自變量一個標準差的沖擊，對特定時間間隔后因變量的影響，選取滯后4 期（1 年）和滯后12 期（3 年）的時間間隔，分別代表變量沖擊短期和長期的影響。

3.2 貨幣政策的時變特征分析

圖1 為貨幣政策對農(nóng)村金融機構貸款的等間隔脈沖響應函數(shù)，從脈沖響應函數(shù)可以清晰地看到，貨幣政策具有明顯的時變特征，一個標準差正向貨幣供應沖擊（εM2）對農(nóng)村金融機構貸款的影響主要為正向（RLoan）。通過比較圖1 中不同時間間隔的貨幣政策沖擊對我國農(nóng)村金融機構貸款影響效應發(fā)現(xiàn)，短期貨幣供應沖擊的影響效應要強于中長期。說明農(nóng)村金融機構對于央行貨幣政策的變化十分敏感，在短期內(nèi)能積極回應央行政策。

圖1 貨幣政策對農(nóng)村金融機構貸款的等間隔脈沖響應函數(shù)

圖2 是貨幣政策對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的等間隔脈沖響應函數(shù)。從圖2 脈沖響應結果可以看出，一個標準差正向貨幣供應沖擊（εM2）對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的影響主要為正向（RGDP）。無論是短期效應還是長期效應，2002 年第四季度（21 期）前均為負向。比較圖2 中不同時間間隔的貨幣政策沖擊對我國第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出影響效應能發(fā)現(xiàn)，短期貨幣供應沖擊的影響效應依然顯著強于長期效應。說明第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出對于央行貨幣政策的變化在短期內(nèi)十分敏感，央行貨幣政策在短期內(nèi)能夠積極推動第一產(chǎn)業(yè)增長。但是從長期來看，后繼較為乏力。

圖2 貨幣政策對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的等間隔脈沖響應函數(shù)

2002 年第四季度（21 期）前后是一個明顯的分水嶺。在此之前，無論是長期還是短期的貨幣政策效應對于第一產(chǎn)業(yè)的影響效應均為負向，且短期效應更強。在此之后，貨幣政策無論是短期效應還是長期效應均對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出有正向效應，短期效應顯著高于長期效應。

與圖1 比較發(fā)現(xiàn)，1998—2003 年，雖然貨幣政策能夠有效提高農(nóng)村金融機構貸款水平，但是沒有提高第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出。說明這一時段內(nèi)，農(nóng)村金融機構的貸款效率和普惠程度偏低，過度的無效貸款擠壓了正常的資金需求，使得效率更高的生產(chǎn)項目無法得到資金，進而降低了農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平。2003—2017 年，無論貨幣政策對農(nóng)村金融機構貸款的影響效應如何，貨幣政策對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的影響均為正向。說明貨幣政策對于第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的正向影響并不完全依賴于農(nóng)村金融機構的貸款，即農(nóng)村金融機構并沒有高效傳導貨幣政策對第一產(chǎn)業(yè)的影響。農(nóng)村金融機構很可能進行過多低效貸款，高效、高收益的農(nóng)業(yè)項目很可能被其他商業(yè)銀行支持。

4 結論與啟示

文章基于1998 年第一季度至2017 年第三季度的數(shù)據(jù)，利用MCMC 方法和TVP-VAR-SV 模型，實證研究貨幣政策、農(nóng)村金融機構貸款以及農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的關系及影響機制。研究結果表明，農(nóng)村金融機構對農(nóng)業(yè)投資的促進作用不強，不能更好地發(fā)揮金融市場服務實體經(jīng)濟的作用。貨幣政策對農(nóng)村金融機構貸款和第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的短期效應均大于中長期效應，但是農(nóng)村金融機構通過傳導貨幣政策影響第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出效果不顯著，影響了惠農(nóng)貨幣政策的傳導路徑。相關人員可以通過優(yōu)化金融機構結構、降低市場參與者成本等方式促進農(nóng)村金融機構發(fā)展，推動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長。