农村金融与农村经济增长的非线性作用机制及优化

钟倩怡 吴佳静 黄鸿逸

摘 要：文章主要研究农村金融与农业经济增长的非线性作用机制及优化问题。运用门限时间序列模型，实证分析了样本期间农村金融与农业经济增长的相关性。结果表明：农村金融对农业经济增长的门限效应明显。因此，在农村金融发展的不同阶段，政府应判断不同地区农村金融发展水平并制定针对性政策。

关键词：农业经济增长;农村金融发展;门限时间序列模型

中图分类号：F812.8 文献标识码：A 文章编号：1005-6432（2022）06-0019-02

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2022.06.019

1 作用机制与模型设定

为了捕捉金融对经济增长的影响，根据Pagano论证，考虑最简单的AK增长模型：Yt=AKt。其中，Yt是t时刻的总产出，Kt是t时刻的资本存量;A为资本边际贡献率，短时间内不发生变化。资产每期以固定速率δ进行损耗，由于我国人口增速较为平缓，假设其保持不变，t时刻的总投资可表示为It=Kt+1-（1-δ）Kt。其中，δ为资产折旧率。为方便研究，假设一个没有政府的封闭经济，在这个经济体中，资本市场为实现均衡，要求总储蓄S等于总投资I，但是受信息不对称、流动性偏好和中介成本等因素的影响，储蓄存在“丢失”部分1-φ[1]，φSt=It，其中，φ为投资储蓄比。经表达式合并推导，可知t+1时刻增长率gt+1为AφSt/Yt-δ。令总储蓄率st为St/Yt，并剔除时间指标，则增长率g可由资本边际贡献率A、投资储蓄比φ、总储蓄率s及资产折旧率δ表示，即g=Aφs-δ，简洁地揭示了金融发展如何影响增长。对其取对数后对最后一项泰勒展开，可得文章的基础模型：

基于此，参考刘金全和刘达禹的研究，选取文章变量指标。根据式，且为确保变量指标的原始属性及使回归结果更有经济含义，不采取对指标取对数的方法处理[2]，构建基本计量模型：

其中，因变量指标是农林牧渔业增加值增长率vagr;自变量矩阵x′it=（irtidrtdrt），分别是农村投资比率ir、农村投资存款比率idr和农村存款比率dr，分别是由农村固定资产投资除以农林牧渔业增加值、农村固定资产投资除以农户储蓄和农户储蓄除以农林牧渔业增加值而得;系数矩阵β′1=（β11β12β13），β1i分别为变量影响系数，β0是常数项，ε是随机扰动项。

2 实证研究与结果分析

2.1 数据选取与描述性统计

样本选取1978—2017年的年度数据，数据来源于EPS DATA，针对缺失值，文章用插值法补全。观察表1和图1可看出，1978—2017年农村资本边际贡献率基本不变，投资储蓄比呈下降态势，储蓄率有巨幅增长，我国农村经济发展水平较起伏，呈现出一定的非线性特征，長期来看不具备趋势性。因此下文采用门限时间序列模型进行实证检验。

2.2 门限回归模型

首先，回归之前，需要选择门限变量。Hansen指出门限变量若含有较强的时间趋势则将代入模型中，该趋势的存在将改变突变点的似然分布检验，且置信区间将无法构建，使得回归问题无法研究[3]。因此，通过观察图1，文章选取不带有趋势的农村投资比率（ir）作为门限变量。改写基本计量模型，建立结构化模型：

2.2.1 门限效应的显著性检验

门限回归模型的核心是利用门限值将样本分为左右两组，只有当两组样本的估计参数存在显著性差异时才能使用，否则意味着门限不存在，样本期间内的观测变量之间仅为线性关系，因此必须对模型进行门限效应的显著性检验。采用Hansen提出的拉格朗日乘数检验，原假设为H0：β1i=β2i（i=1，2，3）。检验结果如表2所示，P值为0.0348，证明零假设H0被拒绝，表示模型存在一个门限值，农村投资比率对农林牧渔业增加值增长率的门限效应存在，处于不同发展阶段的资本对于农业经济增长的影响有显著的区别，农村金融发展的不同阶段对农业经济增长的影响不同。

2.2.2 门限回归模型估计结果

运行程序得到具体门限值。观察表3可知，在残差平方和最小时，门限值γ约为0.1799，并且有95%的概率落在置信区间内，证明该门限值显著。

然后进行门限时间序列模型回归。利用门限值γ将所有样本分为左右两部分，分别运行程序，确定各自的回归方程，根据区制1和2的回归结果（见表4），给出各区制下的线性表达式：

式（4）与式（5）分别给出了区制1和区制2的回归表达式。分析表达式可知，农村投资比率在任何情况下都对农业经济增长率有较大的影响，其次为农村投资存款比率，最后为农村存款比率。在区制1，影响系数大小表明在农村金融发展初期，固定资产投资并不能发挥效用，反而适得其反，达不到农业经济增长的效果。且对比三者系数发现政府前期应该发布有利于农户储蓄增加的利率补贴、人才回流和引进等政策，而非进行企业固定资产投资补贴，让企业自然因员工增加、产品需求增加而扩大自身固定资产投资。在区制2，影响系数大小表明在农村发展水平突破门限值后，政府应加大对农业固定资产投资的帮扶，农业固定资产投资的增加也能发挥较强影响效应，对农业经济增长起到促进作用。从整体回归结果看，各区制自变量的影响系数都发生由负转正的变化，表明：样本期间的农村金融发展对农业经济增长的影响存在明显的门限效应。在农村金融发展水平低于门限值时，农村金融发展对农业经济增长产生抑制影响，说明农村金融发展的初期阶段政府的政策能便民却无法在短期内显著促进农业经济的增长，这意味着政府在农村金融发展初期应针对农村特征调整和提高效率等，提高农村金融发展水平。所以当农村金融水平高于门限值时，农村金融发展可以促进农业经济增长，具有显著的拉动效应。

3 结论与政策启示

文章运用门限时间序列模型，对我国农村金融与农业经济增长的非线性相关关系及优化问题进行了研究，主要得出以下结论。首先分析描述性统计结果可知：四十年来农村金融发展水平较低，我国农村经济发展水平起伏不定，呈现一定非线性特征。然后文章采用门限时间序列模型检验了样本期间农村金融与农业经济增长的相关性。结果表明，农村金融对农业经济增长的门限效应存在，不同发展阶段的农村金融对农业经济增长的影响存在显著差异。农村金融发展水平较低时，政府及相关农村金融机构不应把精力放到固定资产投资与扶助中，而应对农户储蓄进行利率补贴;农村金融发展后期，当农村投资比率突破门限值之后，政府应加大对农业固定资产投资的补助和帮扶力度，使其发挥极大的影响作用，促进农业经济增长。

参考文献：

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

[2]刘金全，刘达禹. 农村金融发展与农业经济增长的非线性关联机制研究——基于PLSTR模型的实证检验[J].数量经济研究，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.

[作者简介]钟倩怡，女，广东江门人，广东工业大学经济与贸易学院硕士，研究方向：应用经济学;吴佳静，女，广东揭阳人，广东工业大学经济与贸易学院本科生，研究方向：金融工程;黄鸿逸，男，广东佛山人，广东工业大学经济与贸易学院硕士，研究方向：应用经济学。

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