馬 斌 韓守富

一、引言

目前，我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展相對(duì)而言仍然比較落后，似乎已成為制約農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)業(yè)產(chǎn)量增加的一個(gè)“瓶頸”。作為我國(guó)的農(nóng)業(yè)大省，河南省農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重一直排在前位，但是河南省農(nóng)村的金融發(fā)展水平卻是比較靠后。從現(xiàn)實(shí)情況來(lái)看，農(nóng)村金融發(fā)展的落后，無(wú)法為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提供充足的貸款支持，當(dāng)然也對(duì)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的進(jìn)程產(chǎn)生一定的阻力，因?yàn)閮H靠農(nóng)戶自身的積蓄或者相互借貸是無(wú)法提供足夠的資金需求的。那么，農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間到底存不存在必然的聯(lián)系？如果存在的話，這種影響程度有多大？此外，另一重要因素也可能對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出產(chǎn)生較大的影響。2003年之后，我國(guó)實(shí)行農(nóng)業(yè)稅改革，農(nóng)民破天荒的不再繳納糧稅，這一改革勢(shì)必會(huì)激起農(nóng)民生產(chǎn)熱情的高漲，那么農(nóng)業(yè)稅改革最終促進(jìn)了糧食產(chǎn)量的提升了嗎？本文在此將會(huì)對(duì)以上問(wèn)題予以解答。

就目前國(guó)內(nèi)外的研究文獻(xiàn)來(lái)看，大多數(shù)的學(xué)者還都集中在研究金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)或者農(nóng)民收入增加的作用上。很少有人注意到農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出這一更為直觀方面的研究。麥金農(nóng)(McKinnon，1973)指出，金融抑制的存在會(huì)嚴(yán)重阻礙一國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，這就是著名的“金融抑制理論”，同時(shí)他指出存在金融抑制的國(guó)家應(yīng)該采取較高的實(shí)際利率以抵消金融抑制的作用；肖(Shaw，1973)也得出了類似的結(jié)論；Li,Squire&Zou(1998)研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展與大多數(shù)低收入家庭獲得高收入的能力存在正的相關(guān)關(guān)系；Clark(2003)認(rèn)為金融發(fā)展使得勞動(dòng)力流向了現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)，使得人們的收入進(jìn)一步拉大，而B(niǎo)eck等（2007）的研究認(rèn)為金融發(fā)展對(duì)于人們收入的影響是不確定的。國(guó)內(nèi)有關(guān)金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及農(nóng)民收入增加的研究始于近幾十年。姚耀軍（2004）運(yùn)用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)實(shí)證檢驗(yàn)了1978-2002年我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系；董曉琳和王娟（2004）建立了農(nóng)村金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)生增長(zhǎng)模型，運(yùn)用相關(guān)數(shù)據(jù)分析了我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系；陳吉元（1998）從金融發(fā)展角度研究了影響農(nóng)民收入增長(zhǎng)的因素；劉薇，趙艷君（2014）運(yùn)用誤差修正模型和協(xié)整分析的方法研究我國(guó)1978-2012年農(nóng)村金融對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的短期與長(zhǎng)期影響，結(jié)果表明，我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的帶動(dòng)作用較弱。

與劉薇，趙艷君（2014）不同的是，本文在選取農(nóng)業(yè)產(chǎn)出變量時(shí)，采用了河南省糧食產(chǎn)量這一數(shù)據(jù)，之所以這樣做，主要是出于直接性的考慮，因?yàn)榻鹑诎l(fā)展如果對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出有影響的話，那么最直接的就是影響了農(nóng)業(yè)的作物產(chǎn)量，在此我們用糧食產(chǎn)出代替農(nóng)作物的總產(chǎn)量具有一定的合理性。本文基于河南省1995-2012年農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，建立模型實(shí)證分析了農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)業(yè)糧食產(chǎn)量的影響。同時(shí)，考慮到我國(guó)在2003年實(shí)行農(nóng)業(yè)稅改革,在一定程度上激起了農(nóng)民生產(chǎn)的積極性，必然對(duì)糧食產(chǎn)量提高產(chǎn)生影響，所以選用以2003年為界劃分的虛擬變量。

二、現(xiàn)象描述及理論假設(shè)

可以肯定的是，農(nóng)村金融的發(fā)展將會(huì)為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)及農(nóng)業(yè)產(chǎn)出提供更多更為便利的貸款，那么這些貸款到底有沒(méi)有轉(zhuǎn)化農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)、農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增加呢？農(nóng)業(yè)稅改革產(chǎn)生的生產(chǎn)動(dòng)力是否也促進(jìn)了糧食產(chǎn)量的增加呢？本文首先對(duì)這些問(wèn)題給予描述性分析。

本文首先采用河南省農(nóng)業(yè)產(chǎn)出（選用糧食產(chǎn)量數(shù)據(jù)）和農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模指標(biāo)（金融發(fā)展相關(guān)率）來(lái)說(shuō)明這一現(xiàn)象。選取1995-2012年河南省糧食產(chǎn)量和農(nóng)村金融發(fā)展相關(guān)率的時(shí)間序列數(shù)據(jù)做出趨勢(shì)圖（見(jiàn)圖1）。如圖1所示，從1995-2012年間，我省糧食產(chǎn)量與農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模均表現(xiàn)出逐步增長(zhǎng)的趨勢(shì)，變動(dòng)趨勢(shì)大致吻合（考慮到滯后性），呈現(xiàn)出一定的正向相關(guān)關(guān)系，表明農(nóng)村金融發(fā)展可能對(duì)糧食產(chǎn)量增加產(chǎn)生一定的拉動(dòng)作用。但是在2003年卻出現(xiàn)了相反的趨勢(shì)。自2001年以來(lái)，河南省農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模不斷擴(kuò)大，年均增長(zhǎng)六個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)村金融在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出中的地位日益突出。同時(shí)，河南省糧食產(chǎn)量也逐年穩(wěn)步上升，從1995年到2012年年均增長(zhǎng)3%，盡管2003年糧食產(chǎn)量曲線出現(xiàn)了向下的拐點(diǎn)（與當(dāng)年自然災(zāi)害有關(guān)），但此后的每一年河南省糧食產(chǎn)量均呈現(xiàn)快速的增長(zhǎng)，增速約為5.4%。這使我們聯(lián)想到2003年我國(guó)開(kāi)始實(shí)行農(nóng)業(yè)稅改革，農(nóng)民破天荒的不再繳納糧稅，大大激起了農(nóng)民生產(chǎn)的積極性，并把這部分稅款投入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中去。

圖1 河南省糧食產(chǎn)量與農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模的變動(dòng)趨勢(shì)和相互關(guān)系

基于以上分析，本文進(jìn)一步作出假設(shè)：農(nóng)村金融的發(fā)展為農(nóng)業(yè)提供更多更為便利的貸款創(chuàng)造了可行性，而農(nóng)業(yè)稅改革則從另一方面減輕了農(nóng)民的負(fù)擔(dān)，從而能夠加大農(nóng)業(yè)方面的投入，例如購(gòu)買高效優(yōu)質(zhì)肥料、修建灌溉排水系統(tǒng)、購(gòu)買農(nóng)業(yè)機(jī)械等，進(jìn)而提高農(nóng)業(yè)作業(yè)效率、實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增加。

三、模型設(shè)計(jì)及數(shù)據(jù)說(shuō)明

（一）模型建立

1.變量選取

借鑒劉薇、趙艷君（2014）的研究方法，本文選取農(nóng)村糧食產(chǎn)量反映我省農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的情況，糧食作物從總體上來(lái)看是我省的主要作物，本文研究使用單位面積糧食產(chǎn)量反映農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，用GP表示；選取農(nóng)村金融相關(guān)比率反映我省農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模，由于農(nóng)村金融發(fā)展的不健全及數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選用農(nóng)村信用社的存款和貸款余額之和代替我省農(nóng)村金融資產(chǎn)，選用我省第一產(chǎn)業(yè)總值作為農(nóng)村生產(chǎn)總值，用公式表示為：RFIR=（農(nóng)村信用社的存款余額+農(nóng)村信用社的貸款余額）/第一產(chǎn)業(yè)總值；考慮到我國(guó)在2003年實(shí)行農(nóng)業(yè)稅改革,大大激起了農(nóng)民生產(chǎn)的積極性,必然對(duì)糧食產(chǎn)量提高產(chǎn)生一定的影響，所以選用虛擬變量DUMMY，以2003年為界劃分,2003年以前虛擬變量值取0，2003年以后值取1。除此之外，筆者引入農(nóng)業(yè)資本產(chǎn)值率（CP）作為影響糧食產(chǎn)量的控制變量，農(nóng)業(yè)資本產(chǎn)值率表示為第一產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資與第一產(chǎn)業(yè)總值的比率。

2.模型設(shè)計(jì)

在設(shè)計(jì)模型時(shí)，按照通常的做法，筆者選用了一般的線性模型：

其中表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，Dt為引入的代表農(nóng)業(yè)稅改革的虛擬變量：

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源及說(shuō)明

本文研究選取的數(shù)據(jù)區(qū)間為1995-2012年，所使用的數(shù)據(jù)來(lái)自于1995-2013年《河南省統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《新中國(guó)60年農(nóng)業(yè)統(tǒng)計(jì)資料》，經(jīng)過(guò)作者整理加工而成。在實(shí)證分析時(shí)，筆者對(duì)以上數(shù)據(jù)做了對(duì)數(shù)化處理，以消除異方差及得到平穩(wěn)的時(shí)間序列。本文采用Eview6.0版本進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。

四、實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果分析

（一）數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在進(jìn)行協(xié)整分析之前，筆者有必要對(duì)全部數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，在此采用ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)兩種方法，回歸滯后階數(shù)的選擇按照赤池規(guī)則（AIC）確定，一般是滯后階數(shù)越大效果越好。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。結(jié)果顯示：無(wú)論是ADF檢驗(yàn)，還是PP檢驗(yàn)，各變量均沒(méi)有通過(guò)零階檢驗(yàn)，即都是非平穩(wěn)時(shí)間序列。在對(duì)lnGP、lnRFIR、lnCP、D進(jìn)行一階差分之后，我們發(fā)現(xiàn)在ADF檢驗(yàn)中ΔlnGP在1%的顯著性水平上通過(guò)了檢驗(yàn)，ΔlnRFIR、ΔlnCP、ΔD在5%的顯著性水平上通過(guò)了檢驗(yàn)；在PP檢驗(yàn)中ΔlnGP、ΔlnRFIR通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，ΔlnCP、ΔD通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)，因此，一階差分后，兩種檢驗(yàn)都可得出這些變量是一階平穩(wěn)序列，即是一階單整的，滿足對(duì)原序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的條件。

表1 各變量的單位根檢驗(yàn)

（二）模型的估計(jì)及結(jié)果分析

1.協(xié)整檢驗(yàn)

由于本文模型涉及多個(gè)變量，所以筆者在此采用約翰森協(xié)整檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)，以確定這些變量之間是否存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系。最優(yōu)滯后期根據(jù)AIC準(zhǔn)則確定。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，結(jié)果表明lnGP與lnRFIR、lnCP和D之間在1%的顯著性水平上至少存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，也即表明農(nóng)村金融發(fā)展、農(nóng)業(yè)稅改革、農(nóng)業(yè)資本產(chǎn)值率與糧食產(chǎn)量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

表2 約翰森檢驗(yàn)結(jié)果

2.多變量誤差修正模型

通過(guò)約翰森協(xié)整檢驗(yàn)，我們得出這些變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但是在短期內(nèi)仍然會(huì)出現(xiàn)失衡，因此可以在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步建立將短期波動(dòng)與長(zhǎng)期均衡聯(lián)系起來(lái)的ECM模型，用以對(duì)這種短期失衡加以糾正。本文借鑒戴維森1978年發(fā)展的誤差修正模型實(shí)證分析我省糧食產(chǎn)量與農(nóng)村金融發(fā)展、農(nóng)業(yè)稅改革和農(nóng)業(yè)資本產(chǎn)值率等的短期關(guān)系。構(gòu)建動(dòng)態(tài)多變量誤差修正模型如下：

（2）

接下來(lái)，本文采用OLS對(duì)方程（2）進(jìn)行估計(jì)，其模型回歸結(jié)果如表3所示。

表3 誤差修正模型回歸結(jié)果

從長(zhǎng)期來(lái)看，我省金融發(fā)展、農(nóng)業(yè)稅改革和農(nóng)業(yè)資本產(chǎn)值率均對(duì)農(nóng)業(yè)糧食產(chǎn)量有著較為顯著的影響。由ECM模型的回歸系數(shù)可以看出，農(nóng)村金融發(fā)展水平對(duì)糧食產(chǎn)量具有正向作用，彈性系數(shù)為0.025，而且在5%的置信水平下顯著；農(nóng)業(yè)稅改革亦與糧食產(chǎn)量具有正的相關(guān)關(guān)系，彈性系數(shù)為0.035，亦在1%的置信水平下顯著，檢驗(yàn)結(jié)論正好與前期假設(shè)相吻合。誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-0.071，符合反向調(diào)整機(jī)制。表明當(dāng)農(nóng)村金融發(fā)展水平及農(nóng)業(yè)稅改革等因素正偏離長(zhǎng)期均衡水平時(shí)，使其對(duì)長(zhǎng)期均衡水平的正偏離減少；當(dāng)農(nóng)村金融發(fā)展水平及農(nóng)業(yè)稅改革等因素負(fù)偏離長(zhǎng)期均衡水平時(shí)，誤差修正項(xiàng)將以0.071的比例反向影響其下一期的變動(dòng)。因而，從短期來(lái)看，農(nóng)村金融發(fā)展水平和我國(guó)農(nóng)業(yè)稅改革對(duì)糧食產(chǎn)量的提高作用已經(jīng)變得非常微弱。

五、結(jié)論及政策建議

通過(guò)對(duì)河南省1995-2010年農(nóng)村金融發(fā)展、農(nóng)業(yè)稅改革和糧食產(chǎn)量的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，三者之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，農(nóng)村金融發(fā)展、農(nóng)業(yè)稅改革對(duì)糧食產(chǎn)量提高的作用較為顯著。但是在短期內(nèi)卻出現(xiàn)了對(duì)于長(zhǎng)期均衡的偏離，短期波動(dòng)在偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將需要以0.071的調(diào)整力度進(jìn)行修正，兩種變量各自的彈性系數(shù)分別為0.025和0.035，農(nóng)村金融發(fā)展、農(nóng)業(yè)稅改革對(duì)糧食產(chǎn)量的提高的作用變得非常微弱。具體而言，我國(guó)農(nóng)業(yè)稅改革經(jīng)過(guò)十幾年發(fā)展之后，其內(nèi)在動(dòng)力已經(jīng)所剩無(wú)幾；農(nóng)村金融發(fā)展水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于河南省城鎮(zhèn)發(fā)展水平，與當(dāng)前農(nóng)業(yè)發(fā)展的需要相脫節(jié)。當(dāng)前，河南省應(yīng)該借著中原經(jīng)濟(jì)區(qū)發(fā)展這股東風(fēng)，組織專家學(xué)者及政府人員研究農(nóng)村金融發(fā)展動(dòng)力不足的原因，走出我省農(nóng)村金融發(fā)展的困境，并逐步加快農(nóng)業(yè)生產(chǎn)改革，這對(duì)于一個(gè)糧食核心區(qū)來(lái)說(shuō)，是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)騰飛的關(guān)鍵和基礎(chǔ)。

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