史安玲 朱萬里

摘要：利用甘肅省2000-2017年的時間序列數(shù)據(jù)，構建向量自回歸模型（VAR），實證研究了甘肅省金融體系和農(nóng)產(chǎn)品物流效率之間的關系。研究結果表明，經(jīng)濟變量為一階單整變量，變量之間存在穩(wěn)定的協(xié)整關系，VAR模型是穩(wěn)定的，其最優(yōu)的滯后期數(shù)為一期；金融體系中，金融規(guī)模、金融結構和金融效率都是甘肅省農(nóng)產(chǎn)品物流效率提升的正向影響因素，且金融規(guī)模、金融結構和金融效率均為甘肅省農(nóng)產(chǎn)品物流效率的格蘭杰原因，但反之不成立，金融體系和農(nóng)產(chǎn)品物流之間存在著單向的格蘭杰因果關系。

關鍵詞：金融規(guī)模；金融效率；金融結構；農(nóng)產(chǎn)品物流效率；VAR

基金項目：甘肅省哲學社會科學規(guī)劃項目：“甘肅農(nóng)產(chǎn)品物流的金融支持體系構建研究（19YB161）”；蘭州市社科規(guī)劃項目“基于區(qū)塊鏈技術的甘肅農(nóng)產(chǎn)品物流金融創(chuàng)新研究”（20-004D）。

1 引言

當前，保產(chǎn)業(yè)鏈、供應鏈穩(wěn)定已成為中國共識，產(chǎn)業(yè)鏈和供應鏈的穩(wěn)定不僅指企業(yè)的生產(chǎn)領域，也覆蓋了流通領域。解決“三農(nóng)”問題，打贏脫貧攻堅戰(zhàn)，實現(xiàn)全面小康離不開農(nóng)民收入的穩(wěn)定化和持續(xù)化。在農(nóng)業(yè)供給側(cè)沒有較大變動時，農(nóng)民持續(xù)增收主要靠農(nóng)產(chǎn)品流通交易成本的下降和物流效率的提升來維系。

甘肅作為經(jīng)濟發(fā)展較為落后的西部省份，如何從農(nóng)產(chǎn)品價值實現(xiàn)視角出發(fā)，保證農(nóng)民持續(xù)增收是實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展、追趕發(fā)達省市的重要突破口。本文以甘肅省農(nóng)產(chǎn)品物流效率提升為切入點，洞悉金融體系和農(nóng)產(chǎn)品物流效率內(nèi)在的動態(tài)關系，探究金融體系助力甘肅省農(nóng)產(chǎn)品物流效率的有效路徑。

國內(nèi)外學者針對農(nóng)產(chǎn)品物流效率做了大量有益的研究，張建軍，趙啟蘭（2019）[1]構建了電子商務物流能力評價指標體系，并使用熵權的模糊物元歐式貼近度法設定權重，測算了農(nóng)產(chǎn)品物流效率；賈圣強（2019）[2]使用DEA方法對我國中部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品物流效率進行了測算，研究表明除了湖北省外，其他五個省份都處在DEA非有效狀態(tài)；樊俊花（2019）[3]從內(nèi)部環(huán)境、外部組織和全行業(yè)利潤三個緯度出發(fā)，測算了我國農(nóng)產(chǎn)品物流效率，并提出了切實可行的對策建議；劉亞楠（2018）[4]使用SE-DEA及DEA-malmquist指數(shù)模型研究了我國農(nóng)產(chǎn)品物流的區(qū)域異質(zhì)性，發(fā)現(xiàn)我國東中西農(nóng)產(chǎn)品物流效率依次遞減，并對其影響因素做了進一步分解；李爽，祖歌言（2020）[5]以中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易為研究視角，對兩國的出口貿(mào)易潛力和農(nóng)產(chǎn)品物流效率進行了測度，發(fā)現(xiàn)中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力空間較大，發(fā)展前景較好。

關于金融支持農(nóng)產(chǎn)品物流方面，王紅莉，賈晉（2019）[6]從定性視角，簡單分析了金融支持農(nóng)產(chǎn)品物流良性健康發(fā)展問題；而江文（2019）[7]則以廣西為例，研究了金融支持對農(nóng)產(chǎn)品電子商務發(fā)展的影響，他認為需要構建企業(yè)層面的征信體系，不斷創(chuàng)新金融產(chǎn)品，進一步發(fā)揮金融支持對農(nóng)產(chǎn)品流通的作用；范靜（2017）[8]從銀行信貸、政策性金融以及資本市場三個方面研究了農(nóng)產(chǎn)品綠色流通的金融體系構建問題，構建的思路有：完善銀行信貸體系、鼓勵直接融資，加快保險業(yè)發(fā)展等。

已有的研究成果多集中在農(nóng)產(chǎn)品物流效率的測度，甄別影響農(nóng)產(chǎn)品物流效率的關鍵因素等領域，研究的空間范圍多為全國層面。鮮有金融發(fā)展和農(nóng)產(chǎn)品物流之間關系的研究，為數(shù)不多的金融與農(nóng)產(chǎn)品物流的研究文獻里，研究方法多為定性分析，沒有對金融體系的結構做進一步分解，對兩者關系的論證缺乏實證支撐。因此，本文以甘肅省2000-2017年的數(shù)據(jù)為樣本，通過VAR模型實證研究金融體系與農(nóng)產(chǎn)品物流效率之間的動態(tài)關系，進一步豐富該領域的研究成果。

2 數(shù)據(jù)來源和指標構建

向量自回歸模型（VAR）把所有經(jīng)濟變量都當作內(nèi)生變量處理，為了保證本文的研究框架更為清晰，仍需把變量區(qū)分為被解釋變量和解釋變量。被解釋變量是甘肅省農(nóng)產(chǎn)品物流效率，解釋變量是金融體系。

2.1 被解釋變量：農(nóng)產(chǎn)品物流效率

關于農(nóng)產(chǎn)品物流效率，目前學術界還沒有達成共識。很多學者從投入產(chǎn)出視角分析。本文的實證設計以產(chǎn)出為導向。由于統(tǒng)計口徑的不一致和統(tǒng)計數(shù)據(jù)的缺失，一個看似可行的做法是，使用交通運輸、倉儲、郵政業(yè)相關數(shù)據(jù)作為農(nóng)產(chǎn)品物流效率的替代變量。但這些指標選取方法過于籠統(tǒng)，有較大的偏誤，和真實實際農(nóng)產(chǎn)品物流效率有較大差距。本文在前人研究的基礎上，以交通運輸、倉儲、郵政業(yè)增加值為研究基準，賦予該增加值一個合適的權數(shù)w來測度農(nóng)產(chǎn)品物流效率。具體的做法是：第一，計算最終消費率w1（最終消費總額占GDP的比重）。第二，計算居民消費在總消費額中的占比，用w2表示，w1*w2即為居民消費支出占比。第三，計算恩格爾系數(shù)（e），該系數(shù)描述了食物支出在消費支出中所占的比重，食物支出的主要來源多為農(nóng)產(chǎn)品，由此可得，交通運輸、倉儲、郵政業(yè)增加值的最終權數(shù)為w= w1*w2*e。因此，農(nóng)產(chǎn)品物流效率（agreff）可以表示為：權數(shù)w乘以交通運輸、倉儲、郵政業(yè)增加值。

2.2 解釋變量：金融體系

通常認為，金融體系是有金融規(guī)模、金融結構和金融效率三個方面構成。借鑒已有學者的一般做法：金融規(guī)模（fsca）用金融機構貸款余額/GDP來衡量，金融結構（fstr）用金融機構貸款余額/股票市價總值來衡量，金融效率（feff）用金融機構貸款余額/金融機構存款余額來衡量。

以上所有解釋變量和被解釋變量的原始數(shù)據(jù)均來自歷年《甘肅發(fā)展年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)業(yè)年鑒》和《中國金融年鑒》以及甘肅省統(tǒng)計局網(wǎng)站。變量的描述性統(tǒng)計見表1。

3 實證結果分析

3.1 平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗

如表2所示，各變量的ADF檢驗結果表明，甘肅省農(nóng)產(chǎn)品物流效率（agreff）、金融規(guī)模（fsca）、金融結構（fstr）、金融效率（feff）的原始數(shù)據(jù)都存在單位根，但經(jīng)過一階差分后，所有變量都變成了平穩(wěn)序列。因此，滿足一階單整，可繼續(xù)檢驗變量間是否存在協(xié)整關系。

從表3最后一列的伴隨概率可知，協(xié)整檢驗的結果是：沒有協(xié)整向量的概率值為0.022 8，是小概率事件，因此拒絕沒有協(xié)整的原假設。同理，在10%的顯著性水平下，拒絕至多存在一個協(xié)整向量的原假設，但無法拒絕至多存在二個協(xié)整向量和至多存在三個協(xié)整向量的原假設，表明經(jīng)濟變量之間存在著穩(wěn)定的協(xié)整關系，需進一步確定最優(yōu)滯后期數(shù)。

3.2 最優(yōu)滯后期確定

由表4結果可知，LR、FPE、AIC、SC、HQ的判斷準則的檢驗結果一致表明，VAR模型最優(yōu)的滯后期數(shù)為滯后一期。因此，下文報告的所有VAR模型檢驗和估計結果都是滯后一期的實證結果。在對模型做參數(shù)估計前，先檢驗VAR模型的穩(wěn)定性。

3.3 VAR模型的穩(wěn)定性檢驗

使用AR特征根方法檢驗VAR模型的穩(wěn)定性，實證結果表明，所有特征根的絕對值均小于1，都落在了單位圓內(nèi)。因此，滯后一期的VAR模型是穩(wěn)定的。在此基礎上，做VAR模型的參數(shù)估計，最終的VAR模型的實證結果可以表示為：

D（AGREFF）=0.248984*D（AGREFF（-1））+14.84859*D（FSCA（-1））+0.521598*D（FSTR（-1））+25.30770* D（FEFF（-1））+2.861070

3.4 脈沖分析和方差分解

本文僅報告解釋變量D（FSCA）、D（FSTR）、D（FEFF）對被解釋變量D（AGREFF）的脈沖響應結果。從圖1可以看出，當D（AGREFF）受到D（FSCA）一個標準差沖擊后，第1期到第5期內(nèi)出現(xiàn)了減、增、減、增的動態(tài)波動，第六期后逐漸穩(wěn)定。當D（AGREFF）受到D（FSTR）一個標準差沖擊后，第1期到第4期內(nèi)同樣出現(xiàn)了增、減、增、減的周期式變動趨勢，第5期后開始穩(wěn)定。當D（AGREFF）受到D（FEFF）一個標準差沖擊后，D（AGREFF）在第一期就出現(xiàn)了上升趨勢，然后逐漸下降，第7期后趨于穩(wěn)定。從脈沖響應圖可知，由于經(jīng)濟變量的滯后效應結構不同，雖然出現(xiàn)了不同的動態(tài)波動和變化特征，但不管是金融規(guī)模擴大、金融結構優(yōu)化還是金融效率提高都對甘肅省農(nóng)產(chǎn)品的物流效率產(chǎn)生了正向影響。

表5方差分解的結果再次證明，金融體系對甘肅省農(nóng)產(chǎn)品物流效率的存在正向的影響效應。D（FSCA）對D（AGREFF）的影響在第6期時穩(wěn)定在3.3%，D（FSTR）對D（AGREFF）的影響在第5期時穩(wěn)定在6.1%，D（FEFF）對D（AGREFF）的影響在第7期時穩(wěn)定在5.9%，這和脈沖響應圖的實證結果類似。

3.5 格蘭杰因果檢驗

表6的實證結果顯示，在1%的顯著性水平下，明顯拒絕了D（FSCA）、D（FSTR）、D（FEFF）不是D（AGREFF）的格蘭杰原因，但無法拒絕 D（AGREFF）不是D（FSCA）、D（FSTR）、D（FEFF）的格蘭杰原因。這說明金融規(guī)模、金融結構和金融效率均是甘肅省農(nóng)產(chǎn)品物流效率的格蘭杰原因，金融體系的完善都不同程度地提高了甘肅農(nóng)產(chǎn)品物流效率。但反過來，甘肅省農(nóng)產(chǎn)品物流效率的提高并沒有帶來甘肅省金融體系的優(yōu)化，目前來看，兩者之間僅存在單向的格蘭杰因果關系。因此，為了進一步提升農(nóng)產(chǎn)品物流效率，相關的職能部門應加強對金融體系構建和完善的力度。

4 結論與建議

本文以甘肅省2000年到2017年的相關數(shù)據(jù)為樣本，通過構建向量自回歸模型（VAR），論證了金融體系對農(nóng)產(chǎn)品流通的影響。實證結果顯示，不管是金融體系指標，還是農(nóng)產(chǎn)品物流效率指標，都滿足一階單整，經(jīng)濟變量存在長期穩(wěn)定的均衡關系。VAR模型的檢驗結果表明，特征根都落入單位圓中，是穩(wěn)定的，最優(yōu)的期數(shù)為滯后一期。金融系統(tǒng)的三個指標變量都不同程度地提升了甘肅省農(nóng)產(chǎn)品物流效率，均為被解釋變量農(nóng)產(chǎn)品物流效率的格蘭杰原因，但甘肅省農(nóng)產(chǎn)品物流效率的提升不是金融體系完善的格蘭杰原因。鑒于此，提出如下建議：

1）完善甘肅省金融體系，發(fā)揮金融體系對農(nóng)產(chǎn)品物流效率提升的助推效應。不斷形成多領域、全方位、立體式的金融體系，同時，要增加債券、股票等直接融資方式在整個金融體系中的占比，優(yōu)化金融結構、提升金融效率；2）搭建并改善甘肅省農(nóng)產(chǎn)品物流領域的基礎設施平臺，讓甘肅省農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)和銷售向鏈條化、網(wǎng)絡化方向發(fā)展，通過建立農(nóng)產(chǎn)品流通領域的傳統(tǒng)基礎設施和新基建，凸顯區(qū)域品牌效應，形成共生模式，發(fā)揮集聚效應，不斷降低甘肅省農(nóng)產(chǎn)品物流的交易成本；3）認真審視金融體系和甘肅省農(nóng)產(chǎn)品物流效率之間內(nèi)在的邏輯關系，在不同的發(fā)展階段和時間節(jié)點，區(qū)分金融規(guī)模、金融結構和金融效率對農(nóng)產(chǎn)品物流效率影響的異質(zhì)性，因時因地的探究金融體系支持甘肅省農(nóng)產(chǎn)品物流效率提升的有效路徑。

參考文獻

[1] 張建軍，趙啟蘭.區(qū)域農(nóng)產(chǎn)品電子商務物流能力綜合評價與實證研究[J].技術經(jīng)濟與管理研究，2019（2）：3-8.

[2] 賈圣強.中部地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品物流效率及其影響因素分析——基于超效率和Tobit模型的實證[J].商業(yè)經(jīng)濟研究，2019（11）：158-160.

[3] 樊俊花.農(nóng)產(chǎn)品物流效率評價指標體系構建研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟，2019（2）：141-142.

[4] 劉亞楠.我國農(nóng)產(chǎn)品物流效率及要素優(yōu)化調(diào)整研究[J].渭南師范學院學報，2018，33（24）：29-36.

[5] 李爽，祖歌言.“中蒙俄經(jīng)濟走廊”背景下中俄農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易潛力研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟，2020（4）：127-129.

[6] 王紅莉，賈晉.金融支持農(nóng)產(chǎn)品物流健康良性發(fā)展的對策建議[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟，2019（12）：99-100.

[7] 江文.金融支持廣西農(nóng)產(chǎn)品電子商務發(fā)展研究[J].區(qū)域金融研究，2019（8）：66-69.

[8] 范靜.我國農(nóng)產(chǎn)品綠色流通的金融支持框架構建研究[J].改革與戰(zhàn)略，2017，33（4）：88-91.