農村金融與農村經濟增長的非線性作用機制及優化

鐘倩怡 吳佳靜 黃鴻逸

摘 要：文章主要研究農村金融與農業經濟增長的非線性作用機制及優化問題。運用門限時間序列模型，實證分析了樣本期間農村金融與農業經濟增長的相關性。結果表明：農村金融對農業經濟增長的門限效應明顯。因此，在農村金融發展的不同階段，政府應判斷不同地區農村金融發展水平并制定針對性政策。

關鍵詞：農業經濟增長;農村金融發展;門限時間序列模型

中圖分類號：F812.8 文獻標識碼：A 文章編號：1005-6432（2022）06-0019-02

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2022.06.019

1 作用機制與模型設定

為了捕捉金融對經濟增長的影響，根據Pagano論證，考慮最簡單的AK增長模型：Yt=AKt。其中，Yt是t時刻的總產出，Kt是t時刻的資本存量;A為資本邊際貢獻率，短時間內不發生變化。資產每期以固定速率δ進行損耗，由于我國人口增速較為平緩，假設其保持不變，t時刻的總投資可表示為It=Kt+1-（1-δ）Kt。其中，δ為資產折舊率。為方便研究，假設一個沒有政府的封閉經濟，在這個經濟體中，資本市場為實現均衡，要求總儲蓄S等于總投資I，但是受信息不對稱、流動性偏好和中介成本等因素的影響，儲蓄存在“丟失”部分1-φ[1]，φSt=It，其中，φ為投資儲蓄比。經表達式合并推導，可知t+1時刻增長率gt+1為AφSt/Yt-δ。令總儲蓄率st為St/Yt，并剔除時間指標，則增長率g可由資本邊際貢獻率A、投資儲蓄比φ、總儲蓄率s及資產折舊率δ表示，即g=Aφs-δ，簡潔地揭示了金融發展如何影響增長。對其取對數后對最后一項泰勒展開，可得文章的基礎模型：

基于此，參考劉金全和劉達禹的研究，選取文章變量指標。根據式，且為確保變量指標的原始屬性及使回歸結果更有經濟含義，不采取對指標取對數的方法處理[2]，構建基本計量模型：

其中，因變量指標是農林牧漁業增加值增長率vagr;自變量矩陣x′it=（irtidrtdrt），分別是農村投資比率ir、農村投資存款比率idr和農村存款比率dr，分別是由農村固定資產投資除以農林牧漁業增加值、農村固定資產投資除以農戶儲蓄和農戶儲蓄除以農林牧漁業增加值而得;系數矩陣β′1=（β11β12β13），β1i分別為變量影響系數，β0是常數項，ε是隨機擾動項。

2 實證研究與結果分析

2.1 數據選取與描述性統計

樣本選取1978—2017年的年度數據，數據來源于EPS DATA，針對缺失值，文章用插值法補全。觀察表1和圖1可看出，1978—2017年農村資本邊際貢獻率基本不變，投資儲蓄比呈下降態勢，儲蓄率有巨幅增長，我國農村經濟發展水平較起伏，呈現出一定的非線性特征，長期來看不具備趨勢性。因此下文采用門限時間序列模型進行實證檢驗。

2.2 門限回歸模型

首先，回歸之前，需要選擇門限變量。Hansen指出門限變量若含有較強的時間趨勢則將代入模型中，該趨勢的存在將改變突變點的似然分布檢驗，且置信區間將無法構建，使得回歸問題無法研究[3]。因此，通過觀察圖1，文章選取不帶有趨勢的農村投資比率（ir）作為門限變量。改寫基本計量模型，建立結構化模型：

2.2.1 門限效應的顯著性檢驗

門限回歸模型的核心是利用門限值將樣本分為左右兩組，只有當兩組樣本的估計參數存在顯著性差異時才能使用，否則意味著門限不存在，樣本期間內的觀測變量之間僅為線性關系，因此必須對模型進行門限效應的顯著性檢驗。采用Hansen提出的拉格朗日乘數檢驗，原假設為H0：β1i=β2i（i=1，2，3）。檢驗結果如表2所示，P值為0.0348，證明零假設H0被拒絕，表示模型存在一個門限值，農村投資比率對農林牧漁業增加值增長率的門限效應存在，處于不同發展階段的資本對于農業經濟增長的影響有顯著的區別，農村金融發展的不同階段對農業經濟增長的影響不同。

2.2.2 門限回歸模型估計結果

運行程序得到具體門限值。觀察表3可知，在殘差平方和最小時，門限值γ約為0.1799，并且有95%的概率落在置信區間內，證明該門限值顯著。

然后進行門限時間序列模型回歸。利用門限值γ將所有樣本分為左右兩部分，分別運行程序，確定各自的回歸方程，根據區制1和2的回歸結果（見表4），給出各區制下的線性表達式：

式（4）與式（5）分別給出了區制1和區制2的回歸表達式。分析表達式可知，農村投資比率在任何情況下都對農業經濟增長率有較大的影響，其次為農村投資存款比率，最后為農村存款比率。在區制1，影響系數大小表明在農村金融發展初期，固定資產投資并不能發揮效用，反而適得其反，達不到農業經濟增長的效果。且對比三者系數發現政府前期應該發布有利于農戶儲蓄增加的利率補貼、人才回流和引進等政策，而非進行企業固定資產投資補貼，讓企業自然因員工增加、產品需求增加而擴大自身固定資產投資。在區制2，影響系數大小表明在農村發展水平突破門限值后，政府應加大對農業固定資產投資的幫扶，農業固定資產投資的增加也能發揮較強影響效應，對農業經濟增長起到促進作用。從整體回歸結果看，各區制自變量的影響系數都發生由負轉正的變化，表明：樣本期間的農村金融發展對農業經濟增長的影響存在明顯的門限效應。在農村金融發展水平低于門限值時，農村金融發展對農業經濟增長產生抑制影響，說明農村金融發展的初期階段政府的政策能便民卻無法在短期內顯著促進農業經濟的增長，這意味著政府在農村金融發展初期應針對農村特征調整和提高效率等，提高農村金融發展水平。所以當農村金融水平高于門限值時，農村金融發展可以促進農業經濟增長，具有顯著的拉動效應。

3 結論與政策啟示

文章運用門限時間序列模型，對我國農村金融與農業經濟增長的非線性相關關系及優化問題進行了研究，主要得出以下結論。首先分析描述性統計結果可知：四十年來農村金融發展水平較低，我國農村經濟發展水平起伏不定，呈現一定非線性特征。然后文章采用門限時間序列模型檢驗了樣本期間農村金融與農業經濟增長的相關性。結果表明，農村金融對農業經濟增長的門限效應存在，不同發展階段的農村金融對農業經濟增長的影響存在顯著差異。農村金融發展水平較低時，政府及相關農村金融機構不應把精力放到固定資產投資與扶助中，而應對農戶儲蓄進行利率補貼;農村金融發展后期，當農村投資比率突破門限值之后，政府應加大對農業固定資產投資的補助和幫扶力度，使其發揮極大的影響作用，促進農業經濟增長。

參考文獻：

[1]PAGANO M. Financial markets and growth：an overview[J].European Economic Review. 1993， 37（2-3）：613-622.

[2]劉金全，劉達禹. 農村金融發展與農業經濟增長的非線性關聯機制研究——基于PLSTR模型的實證檢驗[J].數量經濟研究，2015， 6（1）：22-35.

[3]HANSEN B E. Threshold effects in non-dynamic panels：Estimation， testing， and inference[J].Journal of Econometrics， 1999， 93（2）：345-368.

[作者簡介]鐘倩怡，女，廣東江門人，廣東工業大學經濟與貿易學院碩士，研究方向：應用經濟學;吳佳靜，女，廣東揭陽人，廣東工業大學經濟與貿易學院本科生，研究方向：金融工程;黃鴻逸，男，廣東佛山人，廣東工業大學經濟與貿易學院碩士，研究方向：應用經濟學。

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