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摘 要:本文从正规农业金融资源(以下简称为农业金融资源)这一更为微观的角度出发,探讨农业金融资源与农业经济增长的关系,方法上采用协整检验、以及误差修正模型(ECM)。研究结果表明:我国农业金融资源与农业经济增长存在长期和短期的相关关系。
关键词:农业金融资源;农业经济;关系
一、 引言
金融资源论最早由我国著名经济学家白钦先教授提出,该观点试图从金融资源的开发、配置出发,构建一个经济、社会资源开发、配置的经济学科体系。金融的本质属性是资源性,是一个巨系统,是一种集自然资源与社会资源属性为一体的对经济发展具有战略意义的资源。其合理开发利用要遵循可持续性、协调性、利益均衡、政治平等原则。党中央提出了建设社会主义新农村和城乡统筹发展,这是我国当前的一项重要战略任务,当前,我国正处于实现社会主义新农村建设和城乡统筹伟大战略的关键时期,这项重大的历史任务的顺利完成当然离不开金融的强有力支持。普拉布•平加利(2007)认为无论是在传统经济意义下还是在经济日益全球化的今天,农业部门发展仍然对经济的全面发展具有重要意义,除了一些城市型国家的发展没有强劲的农业增长外,很难找出其他例外。而反观广大发展中、欠发达国家和地区,农业生产和农业部门就业仍然在整个国民经济中占较大比重,农业经济发展及其相应的金融服务是这些国家金融实践、金融研究的重要组成部分(曹协和,2008)。我国仍是一个农业大国,农业是我国的基础产业,农业发展是实现社会主义新农村建设、城乡统筹大业的前提和基础。因此,基于金融资源论来深入证明农业金融与农业经济关系将有重大的理论与实践指导意义。
二、 相关理论回顾与评析
著名的金融理论家戈德史密斯在其《金融结构与金融发展》一书中首先开始从理论和历史的角度研究金融发展与经济增长的联系,得出了经济增长与金融发展是同步的,经济快速增长时期一般都伴随着金融发展的超常水平的结论。但他没有深入研究金融发展与经济增长之间到底有无因果关系,如果有的话,是怎样的因果关系。围绕这个问题,自20世纪90年代开始,西方的学者做了大量的理论和实证研究。King和Levine(1993)的研究结论认为:“金融发展强有力地促进经济增长”,即现代金融发展是经济增长的重要原因。但Arestis和Demetriads通过对多个国家二者情况的研究,得出的结论为“金融发展促进经济增长决不具有普遍性”。Singh和Weisse(1998)也怀疑金融体系在促进经济增长中的重要性,他们认为“是经济增长创造了对金融服务的额外需求,并因此引起金融业的发展,并非是相反的情况”。Jordan(2001)研究认为:金融发展与经济增长之间的关系在不同的国家与不同的特定时期存在不同的特征,二者之间的因果关系表现出具体的特殊性。Raghuram和Luigizingare提出和实证检验了金融发展与经济增长的因果关系理论,得出金融发展对经济有重要的作用,并且这种作用是长期的结论。我国学者对经济与金融的相互关系研究起步较晚,但是近年来也起得了丰硕的成果。以谈儒勇为代表的经济金融学者对我国的经济与金融的关系从全国的进行了理论与实证研究,认为我国金融发展与经济增长有显著的、高度的正相关关系。而从农村这一中观层面来探讨农村经济与金融关系的研究较少,而且大多数是以省份为样本空间的个案研究,得出的结论也不完全一致。而涉及到农业这一微观领域的经济与金融的关系几乎上是处于空白状态。基于此,本文立足金融资源论的视角,来探讨农业金融资源与经济的关系。
三、我国农业金融资源与农业经济增长关系实证分析
(一)实证方法、指标选取以及数据来源
Engle和Granger(1987)提出了协整理论与方法,为非平稳系列的建模提供了一种崭新的途径。他们认为,虽然一些经济变量的本身是非平稳系列,但是,他们的线性组合却有可能是平稳的系列。这种平稳的线性组合被称为协整方程且可被解释为变量之间的长期稳定的均衡关系。本文在研究农业金融资源与农业经济具有共同性趋势的基础上,进一步建立误差修正模型对短期关系进行检验。
本文的农业金融资源界定为农业服务的金融资源,主要包括农业存贷款、农业保险收入、农业信托、农业实际利用外资额等,由于农业信托业和农业实际利用外资等数额很小,并且数据难以收集,因此本文的农业金融资源为农业存贷款和农业保险收入之和。农业经济发展我们选取了农业生产总值这一指标。为了减少人口变动和物价变动因素对指标的影响,本文对这些指标用当期的人口和以1978年为基础(100)进行平减处理,使各指标更具有可比性,能够较好的反应农业金融资源和农业经济情况。本文样本区间为1978-2007年,数据来源于《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》。
(二)单位根检验
时间序列变量间存在协整关系和因果关系的前提是,所有变量都服从同阶单位根过程。本文应用ADF单位根检验法和PP单位根检验法,对人均农业金融资源和人均农业生产总值序列的水平值、一阶差分和二阶差分进行单位根检验。检验结果见表1。
表1 PNGDP和PNJRZY的单位根检验检验结果
检验变量ADF检验值检验类型(c,t,p)
显著性水平
1%5%10%
概率值(P)结论
PNGDP1.362788(c,t,5)-4.394309-3.612199-3.2430790.9999
非平稳
△PNGDP-1.809244(c,t,3)-4.374307-3.603202-3.2380540.6698非平稳
△2 PNGDP-6.035977(c,t,1)-4.356068-3.595026-3.2334560.0002平稳
PNJRZY4.191978(c,t,0)-4.309824-3.574244-3.2217281.0000非平稳
△PNJRZY-2.546702(c,t,0)-4.323979-3.580623-3.2253340.3052非平稳
△2 PNJRZY-6.456233(c,t,1)-4.356068-3.595026-3.2334560.0001平稳
注:检验形式(c,t,p)中,c为常数项,t为趋势项,p为滞后阶数;Δ表示变量的一阶差分,△2表示二阶差分
从单位根检验结果(用PP检验得出的结果与ADF检验结果相同,限于篇幅,本文省略PP检验结果。)可以看出PNGDP和PNJRZY以及各自的一阶差分均是非平稳的,但是它们二阶差分以后是平稳的,说明二者有同阶单位根过程。因此二者存在协整关系的可能性。
(三) 协整检验
1.经典的线性回归模型
我们需要证明农业金融资源是否会对农业经济增长产生显著影响。我们假定这种影响是线性的,令农业人均生产总值(PNGDP,单位元)为因变量,人均农业金融资源(PNJRZY,单位元)为自变量,我们利用全国1978——2007年的相应数据来验证农业金融资源和农业经济间的关系,得到如下的回归结果。
PNGDP = 576.3076826 + 1.683994974*PNJRZY+……………………①
t=(10.13581)(16.97268)
R2=0.911412R— 2=0.908248F =288.0695
可见,人均农业金融资源和人均农业生产总值之间存在显著的相关性,人均农业金融资源平均每增长一个单位,能使人均农业生产总值增长1.683994974个单位,并且回归系数比较大,说明农业金融资源的边际效用非常大,充分证明了现阶段我国农业还处于传统农业阶段,资本投入较少,劳动力投入相对过多,这就为我们提供了增加对农业投入以发展现代农业是可行的有力论据。方程的可决系数
R— 2和调整后的可决系数2均在0.91附近,并且F值很大,说明方程和现实拟合的较好。
2.残差单位根检验
对经典线性回归方程中产生的残差系列进行单位根检验,由回归方程估计结果可得:
= PNGDP-1.683994974*PNJRZY-576.3076826
……………………②
对其进行单位根检验,其结果见表2。
表2.的单位根检验结果
ADF检验
ADF检验值显著性水平
1% 5% 10%
概率值(P)
-1.966021-2.647120-1.95291-1.6100110.0492
ADF检验在5%的显著水平下拒绝了残差系列存在单位根的假设,因此,我们有理由认为,残差系列在5%的显著性水平下是平稳的。也即是农业经济与农业金融资源存在协整关系,回归方程①即为协整方程。
(四)误差修正模型(ECM)
通过上面实证,我们发现农业金融资源与农业经济增长之间存在协整关系,也即两者之间存在长期均衡关系。但是上述模型没有反映二者的短期关系。若两个变量是协整的,则它们间的短期非均衡关系总能由一个误差修正模型表述(Engle、Granger,1987)。鉴于此,我们建立误差修正模型来探讨他们之间的短期关系。我们利用最常用的ECM模型的估计方法,即Engle和Granger(1981)两步法,我们建立误差修正模型。
第一步是求模型:PNGDP = a + b*PNJRZY+ 的OLS估计,又称协整回归,(三)中①式即为所求的协整回归方程。得到及残差序列:= PNGDP-b*PNJRZY-a,(三)中②式即为所求的残差系列。
第二步是用-1
替换式ECM中的PNGDPt-1-b*PNJRZYt-1-a ,并且令误差修正项 ecmt =
即再用OLS方法对△PNGDP=k0+k1△PNJRZY+k2 ecmt -1+εt 估计其参数。
△PNGDP = 44.3775274239 + 0.92458117583* △PNJRZY - 0.16786428693* ecmt -1
t =(2.054324)(3.927929)(-1.822341)
R2=0.804094D.W. = 1.8967
回归结果表明:我国农业经济增长的短期变动可以分为两部分:一部分是短期农业金融资源的波动的影响,另一部分是偏离长期均衡的影响。误差修正项ecmt 的系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。从系数估计值(-0.167864)来看,当短期波动偏离长期均衡时,将以-0.167864的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。
四、 结论
本文在农业金融与农业经济的理论基础上,采用单位根检验、协整检验以及误差修正模型等方法实证了二者的相互关系。实证结果表明,我国农业金融资源与农业经济存在显著的长期和短期相关关系。通过线性回归分析还发现农业金融资源的边际效应远大于中国整体金融资源的边际效应1,说明我国农业投资缺口非常大,农业金融资源缺乏严重。当前,更为严峻的问题是我国农业金融资源的可持续性不高。
参考文献:
[1]王纪全等.中国金融资源的地区分布及其对区域经济增长的影响.金融研究,2007.6
[2]冉光和等.农村金融发展与农村经济增长的实证研究——以山东为例.农业经济问,2008.6
[3]曹协和.农业经济增长与农村金融发展关系分析.农业经济问题,2008.11
[4]谢家智.金融发展与经济增长关系的理论分析和实证研究.海南金融,2004.5
[5]高铁梅.计量经济学分析方法与建模——Eviews应用及案例.清华大学出版社,2006
王纪全等人实证得出中国金融资源对经济的边际效用为0.279969
(作者通讯地址:西南大学重庆北碚400715)
关键词:农业金融资源;农业经济;关系
一、 引言
金融资源论最早由我国著名经济学家白钦先教授提出,该观点试图从金融资源的开发、配置出发,构建一个经济、社会资源开发、配置的经济学科体系。金融的本质属性是资源性,是一个巨系统,是一种集自然资源与社会资源属性为一体的对经济发展具有战略意义的资源。其合理开发利用要遵循可持续性、协调性、利益均衡、政治平等原则。党中央提出了建设社会主义新农村和城乡统筹发展,这是我国当前的一项重要战略任务,当前,我国正处于实现社会主义新农村建设和城乡统筹伟大战略的关键时期,这项重大的历史任务的顺利完成当然离不开金融的强有力支持。普拉布•平加利(2007)认为无论是在传统经济意义下还是在经济日益全球化的今天,农业部门发展仍然对经济的全面发展具有重要意义,除了一些城市型国家的发展没有强劲的农业增长外,很难找出其他例外。而反观广大发展中、欠发达国家和地区,农业生产和农业部门就业仍然在整个国民经济中占较大比重,农业经济发展及其相应的金融服务是这些国家金融实践、金融研究的重要组成部分(曹协和,2008)。我国仍是一个农业大国,农业是我国的基础产业,农业发展是实现社会主义新农村建设、城乡统筹大业的前提和基础。因此,基于金融资源论来深入证明农业金融与农业经济关系将有重大的理论与实践指导意义。
二、 相关理论回顾与评析
著名的金融理论家戈德史密斯在其《金融结构与金融发展》一书中首先开始从理论和历史的角度研究金融发展与经济增长的联系,得出了经济增长与金融发展是同步的,经济快速增长时期一般都伴随着金融发展的超常水平的结论。但他没有深入研究金融发展与经济增长之间到底有无因果关系,如果有的话,是怎样的因果关系。围绕这个问题,自20世纪90年代开始,西方的学者做了大量的理论和实证研究。King和Levine(1993)的研究结论认为:“金融发展强有力地促进经济增长”,即现代金融发展是经济增长的重要原因。但Arestis和Demetriads通过对多个国家二者情况的研究,得出的结论为“金融发展促进经济增长决不具有普遍性”。Singh和Weisse(1998)也怀疑金融体系在促进经济增长中的重要性,他们认为“是经济增长创造了对金融服务的额外需求,并因此引起金融业的发展,并非是相反的情况”。Jordan(2001)研究认为:金融发展与经济增长之间的关系在不同的国家与不同的特定时期存在不同的特征,二者之间的因果关系表现出具体的特殊性。Raghuram和Luigizingare提出和实证检验了金融发展与经济增长的因果关系理论,得出金融发展对经济有重要的作用,并且这种作用是长期的结论。我国学者对经济与金融的相互关系研究起步较晚,但是近年来也起得了丰硕的成果。以谈儒勇为代表的经济金融学者对我国的经济与金融的关系从全国的进行了理论与实证研究,认为我国金融发展与经济增长有显著的、高度的正相关关系。而从农村这一中观层面来探讨农村经济与金融关系的研究较少,而且大多数是以省份为样本空间的个案研究,得出的结论也不完全一致。而涉及到农业这一微观领域的经济与金融的关系几乎上是处于空白状态。基于此,本文立足金融资源论的视角,来探讨农业金融资源与经济的关系。
三、我国农业金融资源与农业经济增长关系实证分析
(一)实证方法、指标选取以及数据来源
Engle和Granger(1987)提出了协整理论与方法,为非平稳系列的建模提供了一种崭新的途径。他们认为,虽然一些经济变量的本身是非平稳系列,但是,他们的线性组合却有可能是平稳的系列。这种平稳的线性组合被称为协整方程且可被解释为变量之间的长期稳定的均衡关系。本文在研究农业金融资源与农业经济具有共同性趋势的基础上,进一步建立误差修正模型对短期关系进行检验。
本文的农业金融资源界定为农业服务的金融资源,主要包括农业存贷款、农业保险收入、农业信托、农业实际利用外资额等,由于农业信托业和农业实际利用外资等数额很小,并且数据难以收集,因此本文的农业金融资源为农业存贷款和农业保险收入之和。农业经济发展我们选取了农业生产总值这一指标。为了减少人口变动和物价变动因素对指标的影响,本文对这些指标用当期的人口和以1978年为基础(100)进行平减处理,使各指标更具有可比性,能够较好的反应农业金融资源和农业经济情况。本文样本区间为1978-2007年,数据来源于《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》。
(二)单位根检验
时间序列变量间存在协整关系和因果关系的前提是,所有变量都服从同阶单位根过程。本文应用ADF单位根检验法和PP单位根检验法,对人均农业金融资源和人均农业生产总值序列的水平值、一阶差分和二阶差分进行单位根检验。检验结果见表1。
表1 PNGDP和PNJRZY的单位根检验检验结果
检验变量ADF检验值检验类型(c,t,p)
显著性水平
1%5%10%
概率值(P)结论
PNGDP1.362788(c,t,5)-4.394309-3.612199-3.2430790.9999
非平稳
△PNGDP-1.809244(c,t,3)-4.374307-3.603202-3.2380540.6698非平稳
△2 PNGDP-6.035977(c,t,1)-4.356068-3.595026-3.2334560.0002平稳
PNJRZY4.191978(c,t,0)-4.309824-3.574244-3.2217281.0000非平稳
△PNJRZY-2.546702(c,t,0)-4.323979-3.580623-3.2253340.3052非平稳
△2 PNJRZY-6.456233(c,t,1)-4.356068-3.595026-3.2334560.0001平稳
注:检验形式(c,t,p)中,c为常数项,t为趋势项,p为滞后阶数;Δ表示变量的一阶差分,△2表示二阶差分
从单位根检验结果(用PP检验得出的结果与ADF检验结果相同,限于篇幅,本文省略PP检验结果。)可以看出PNGDP和PNJRZY以及各自的一阶差分均是非平稳的,但是它们二阶差分以后是平稳的,说明二者有同阶单位根过程。因此二者存在协整关系的可能性。
(三) 协整检验
1.经典的线性回归模型
我们需要证明农业金融资源是否会对农业经济增长产生显著影响。我们假定这种影响是线性的,令农业人均生产总值(PNGDP,单位元)为因变量,人均农业金融资源(PNJRZY,单位元)为自变量,我们利用全国1978——2007年的相应数据来验证农业金融资源和农业经济间的关系,得到如下的回归结果。
PNGDP = 576.3076826 + 1.683994974*PNJRZY+……………………①
t=(10.13581)(16.97268)
R2=0.911412R— 2=0.908248F =288.0695
可见,人均农业金融资源和人均农业生产总值之间存在显著的相关性,人均农业金融资源平均每增长一个单位,能使人均农业生产总值增长1.683994974个单位,并且回归系数比较大,说明农业金融资源的边际效用非常大,充分证明了现阶段我国农业还处于传统农业阶段,资本投入较少,劳动力投入相对过多,这就为我们提供了增加对农业投入以发展现代农业是可行的有力论据。方程的可决系数
R— 2和调整后的可决系数2均在0.91附近,并且F值很大,说明方程和现实拟合的较好。
2.残差单位根检验
对经典线性回归方程中产生的残差系列进行单位根检验,由回归方程估计结果可得:
= PNGDP-1.683994974*PNJRZY-576.3076826
……………………②
对其进行单位根检验,其结果见表2。
表2.的单位根检验结果
ADF检验
ADF检验值显著性水平
1% 5% 10%
概率值(P)
-1.966021-2.647120-1.95291-1.6100110.0492
ADF检验在5%的显著水平下拒绝了残差系列存在单位根的假设,因此,我们有理由认为,残差系列在5%的显著性水平下是平稳的。也即是农业经济与农业金融资源存在协整关系,回归方程①即为协整方程。
(四)误差修正模型(ECM)
通过上面实证,我们发现农业金融资源与农业经济增长之间存在协整关系,也即两者之间存在长期均衡关系。但是上述模型没有反映二者的短期关系。若两个变量是协整的,则它们间的短期非均衡关系总能由一个误差修正模型表述(Engle、Granger,1987)。鉴于此,我们建立误差修正模型来探讨他们之间的短期关系。我们利用最常用的ECM模型的估计方法,即Engle和Granger(1981)两步法,我们建立误差修正模型。
第一步是求模型:PNGDP = a + b*PNJRZY+ 的OLS估计,又称协整回归,(三)中①式即为所求的协整回归方程。得到及残差序列:= PNGDP-b*PNJRZY-a,(三)中②式即为所求的残差系列。
第二步是用-1
替换式ECM中的PNGDPt-1-b*PNJRZYt-1-a ,并且令误差修正项 ecmt =
即再用OLS方法对△PNGDP=k0+k1△PNJRZY+k2 ecmt -1+εt 估计其参数。
△PNGDP = 44.3775274239 + 0.92458117583* △PNJRZY - 0.16786428693* ecmt -1
t =(2.054324)(3.927929)(-1.822341)
R2=0.804094D.W. = 1.8967
回归结果表明:我国农业经济增长的短期变动可以分为两部分:一部分是短期农业金融资源的波动的影响,另一部分是偏离长期均衡的影响。误差修正项ecmt 的系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。从系数估计值(-0.167864)来看,当短期波动偏离长期均衡时,将以-0.167864的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。
四、 结论
本文在农业金融与农业经济的理论基础上,采用单位根检验、协整检验以及误差修正模型等方法实证了二者的相互关系。实证结果表明,我国农业金融资源与农业经济存在显著的长期和短期相关关系。通过线性回归分析还发现农业金融资源的边际效应远大于中国整体金融资源的边际效应1,说明我国农业投资缺口非常大,农业金融资源缺乏严重。当前,更为严峻的问题是我国农业金融资源的可持续性不高。
参考文献:
[1]王纪全等.中国金融资源的地区分布及其对区域经济增长的影响.金融研究,2007.6
[2]冉光和等.农村金融发展与农村经济增长的实证研究——以山东为例.农业经济问,2008.6
[3]曹协和.农业经济增长与农村金融发展关系分析.农业经济问题,2008.11
[4]谢家智.金融发展与经济增长关系的理论分析和实证研究.海南金融,2004.5
[5]高铁梅.计量经济学分析方法与建模——Eviews应用及案例.清华大学出版社,2006
王纪全等人实证得出中国金融资源对经济的边际效用为0.279969
(作者通讯地址:西南大学重庆北碚400715)