蘇向輝，楊宏偉，馬 瑛，趙和萍，曾德鵬，楊童波

（新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)，a.科學(xué)技術(shù)學(xué)院；b.管理學(xué)院，烏魯木齊 830052）

一直以來，黨和政府都將“三農(nóng)”問題作為國家工作的重心，自2004年以來，中國連續(xù)多年將“三農(nóng)”問題作為中央一號(hào)文件予以決策，始終堅(jiān)持和保障農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展。習(xí)近平總書記曾強(qiáng)調(diào)，“經(jīng)濟(jì)是金融的肌體，金融是經(jīng)濟(jì)的血脈”［1］，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展離不開農(nóng)村金融支持。2020年中央一號(hào)文件中也指出，要強(qiáng)化對(duì)“三農(nóng)”的信貸資金激勵(lì)，擴(kuò)大農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的支農(nóng)再貸款額度，對(duì)農(nóng)戶及新型經(jīng)營主體實(shí)施貸款稅收優(yōu)惠政策［2］。

合作金融通常是指個(gè)人或企業(yè)按照合作經(jīng)濟(jì)原則設(shè)立的為社員提供金融服務(wù)的金融合作組織。農(nóng)村信用合作社（以下簡稱農(nóng)信社）是農(nóng)村合作金融最主要的形式，其在推動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中起到了關(guān)鍵作用［3］。以農(nóng)信社為典型代表，對(duì)農(nóng)村合作金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行深入研究，準(zhǔn)確把握二者之間的內(nèi)在客觀規(guī)律，對(duì)制定合理的金融戰(zhàn)略、助推農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展至關(guān)重要。

近年來，學(xué)者們對(duì)農(nóng)村金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的研究大致分為2個(gè)方面。部分學(xué)者基于定性角度，對(duì)農(nóng)村金融體系優(yōu)化展開了相關(guān)分析。目前中國農(nóng)村金融體系管理職能交叉、農(nóng)村金融效率偏低［4］，且沒有健全的征信數(shù)據(jù)平臺(tái)及配套體系，導(dǎo)致農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的管理成本較高，加之農(nóng)業(yè)的高風(fēng)險(xiǎn)屬性與金融的逐利性特質(zhì)存在本質(zhì)沖突，農(nóng)村金融發(fā)展水平還不高。必須堅(jiān)持“以農(nóng)民為中心”的改革思路，不斷調(diào)整農(nóng)村金融支農(nóng)結(jié)構(gòu)［5］，建立多層次農(nóng)村金融服務(wù)體系，讓農(nóng)戶及新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體共同參與到農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的福利中［6］。還有一部分學(xué)者對(duì)特定區(qū)域農(nóng)村金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系展開了實(shí)證研究。盛華［7］通過灰色關(guān)聯(lián)分析法分析發(fā)現(xiàn)河北省各類農(nóng)村金融指標(biāo)均能不同程度促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。王雪秋等［8］采用因子分析測度了吉林省農(nóng)村金融水平，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村金融滲透度和政府支持均能促進(jìn)吉林省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。孟琳等［9］采用回歸分析測度了遼寧省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長狀況，發(fā)現(xiàn)貸款余額、公共支出均會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。溫紅梅等［10］研究發(fā)現(xiàn)東部、中部及西部地區(qū)農(nóng)村金融對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用依次遞減。

大部分學(xué)者以全國或河北省、吉林省、山東省等部分地區(qū)為研究區(qū)域，對(duì)農(nóng)村金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，還有部分學(xué)者采用定性方式闡述了當(dāng)前農(nóng)村金融存在的主要問題及未來的優(yōu)化路徑，但現(xiàn)有文獻(xiàn)成果缺少針對(duì)西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)的實(shí)證研究。新疆地處偏遠(yuǎn)，長期以來由于自然、經(jīng)濟(jì)等各種因素的交織影響，農(nóng)村金融對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的支持作用尚未充分體現(xiàn)，農(nóng)民日益增長的農(nóng)村金融需求與農(nóng)村金融現(xiàn)實(shí)供給之間的矛盾逐漸凸顯，有必要對(duì)新疆農(nóng)村合作金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的關(guān)系展開研究。本研究以新疆最典型的農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)農(nóng)信社為代表，選取新疆1989—2018年30年的面板數(shù)據(jù)，采用定性與定量分析相結(jié)合的方式探究新疆農(nóng)村合作金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間的相互作用規(guī)律，并結(jié)合研究結(jié)果提出有針對(duì)性的建議，以期為新疆地方政府金融政策的制定提供參考，促進(jìn)新疆農(nóng)村合作金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)融合發(fā)展。

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 理論分析、指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

金融功能理論認(rèn)為，金融系統(tǒng)支付結(jié)算、資源配置以及風(fēng)險(xiǎn)管理的功能可以優(yōu)化資源配置，進(jìn)而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長［11］。各類農(nóng)村合作金融機(jī)構(gòu)通過為持股人或社員提供一種或多種金融功能，進(jìn)行資源優(yōu)化配置，服務(wù)于個(gè)人或組織，進(jìn)而拉動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。

基于以上文獻(xiàn)回顧和理論基礎(chǔ)，并參考相關(guān)研究成果［12］，本研究選取1989—2018年的面板數(shù)據(jù)，采用協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)等方法深入分析新疆農(nóng)村合作金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間的長期作用關(guān)系。在指標(biāo)選取上，用農(nóng)信社支農(nóng)貸款余額（ALB）表示農(nóng)信社的支農(nóng)狀況，用第一產(chǎn)業(yè)增加值（AGDP）表示農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長狀況，具有一定的代表性和可操作性。為消除異方差影響，對(duì)變量進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理，記為logALB和logAGDP。研究數(shù)據(jù)來源于《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國金融年鑒》。文中數(shù)據(jù)均采用Eviews10.0軟件進(jìn)行計(jì)算。

1.2 研究方法

采用VAR模型探究農(nóng)村合作金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的長期作用關(guān)系，并利用Granger因果檢驗(yàn)探究變量間是否存在經(jīng)濟(jì)意義上的因果關(guān)系，利用方差分解進(jìn)一步分析農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長自身及農(nóng)村合作金融對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長所做的貢獻(xiàn)。VAR模型是一個(gè)可以根據(jù)實(shí)際經(jīng)濟(jì)指標(biāo)數(shù)據(jù)探究變量間相互作用關(guān)系的動(dòng)態(tài)模型，與傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)模型不同，它可以將時(shí)間序列滯后項(xiàng)的影響納入模型考慮，該模型公式為［13］：

式中，Yt是n維內(nèi)生變量，α1,…,αp是n×n維的待估計(jì)系數(shù)矩陣，β是n×m的待估計(jì)系數(shù)矩陣，xt是m維外生變量，εt是n維隨機(jī)誤差向量，p是滯后階數(shù)，T是樣本量。

2 實(shí)證分析

2.1 農(nóng)信社支農(nóng)貸款余額與第一產(chǎn)業(yè)增加值的增長變化趨勢

由圖1可知，1989—2018年，新疆農(nóng)信社支農(nóng)貸款余額與第一產(chǎn)業(yè)增加值總體處于長期平穩(wěn)上升的態(tài)勢。1989—2012年，農(nóng)信社支農(nóng)貸款余額與第一產(chǎn)業(yè)增加值均處于緩慢平穩(wěn)上升的狀態(tài)，并在2012年達(dá)到一個(gè)較高的增長水平。2012—2013年，新疆經(jīng)濟(jì)增速總體放緩，農(nóng)村金融政策定下“穩(wěn)中求進(jìn)”的總基調(diào)，注重“轉(zhuǎn)方式、調(diào)結(jié)構(gòu)”，發(fā)揮農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的支農(nóng)作用，因此農(nóng)信社支農(nóng)貸款余額變化幅度不大。2013年以后，金融政策鼓勵(lì)各地加大涉農(nóng)信貸投入、擴(kuò)大農(nóng)村金融覆蓋面，農(nóng)信社支農(nóng)貸款余額與第一產(chǎn)業(yè)增加值又保持逐年平穩(wěn)上漲的態(tài)勢?？傮w來看，農(nóng)信社支農(nóng)貸款余額與第一產(chǎn)業(yè)增加值在30年間的變化趨勢基本相似，因此，這2個(gè)變量之間可能存在一定的線性關(guān)系，且假設(shè)農(nóng)信社支農(nóng)貸款余額對(duì)第一產(chǎn)業(yè)增加值有正向的促進(jìn)作用。

圖1 1989—2018年新疆農(nóng)信社支農(nóng)貸款余額與第一產(chǎn)業(yè)增加值的增長變化趨勢

2.2 單位根檢驗(yàn)

為避免時(shí)間序列虛假回歸，利用Eviews 10.0軟件對(duì)logALB和logAGDP進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，確保時(shí)間序列的平穩(wěn)性，設(shè)定5%的顯著性水平對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。由表1可知，logALB與logAGDP的ADF統(tǒng)計(jì)量均大于臨界值，說明序列不平穩(wěn)。差分后的序列ADF統(tǒng)計(jì)量的值均小于臨界值，說明差分后的序列平穩(wěn)，logALB與logAGDP是同階單整序列，可能存在協(xié)整關(guān)系。

表1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

2.3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

在利用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)判斷變量間的協(xié)整關(guān)系前，首先根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則和施瓦茲準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后階數(shù)，具體結(jié)果見表2。由表2可知，滯后階數(shù)為1時(shí)，二者的值同時(shí)取最小，說明變量的最優(yōu)滯后階數(shù)為1。

表2 VAR滯后階數(shù)的確定

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果見表3、表4。在5%的顯著性水平下，跡統(tǒng)計(jì)量18.704 4大于臨界值15.494 7，拒絕“不存在協(xié)整方程”的原假設(shè)，接受“存在1個(gè)協(xié)整方程”的原假設(shè)。最大特征值統(tǒng)計(jì)量18.129 5大于臨界值14.264 6，也認(rèn)為變量間至少存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系。

表3 跡檢驗(yàn)結(jié)果

表4 最大特征根檢驗(yàn)結(jié)果

通過Eviews10.0軟件運(yùn)算，最終得到logALB與logAGDP之間的協(xié)整方程：

由協(xié)整方程可以得出，logAGDP每增長1個(gè)單位，logALB就上升0.473 818個(gè)單位。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果與前文的假設(shè)相印證，說明農(nóng)信社支農(nóng)貸款余額對(duì)第一產(chǎn)業(yè)增加值有正向的促進(jìn)作用。

2.4 Granger因果檢驗(yàn)

利用Granger因果檢驗(yàn)判斷二者之間是否有因果關(guān)系，由表5可知，在5%的顯著性水平下，拒絕原假設(shè)“l(fā)ogALB不是logAGDP的格蘭杰原因”，接受原假設(shè)“l(fā)ogAGDP不是logALB的格蘭杰原因”，說明農(nóng)信社支農(nóng)貸款余額是第一產(chǎn)業(yè)增加值的格蘭杰原因，但二者之間是單向的格蘭杰因果關(guān)系。也就是說，農(nóng)信社支農(nóng)貸款余額的增加會(huì)促進(jìn)第一產(chǎn)業(yè)增加值的增長，反之，農(nóng)信社支農(nóng)貸款余額的減少會(huì)抑制第一產(chǎn)業(yè)增加值的增長，這也與前文協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果相印證。

表5 Granger因果檢驗(yàn)

一般農(nóng)村金融在推動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展時(shí)，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長也會(huì)對(duì)農(nóng)村金融規(guī)模、農(nóng)村金融產(chǎn)品等產(chǎn)生影響，促進(jìn)農(nóng)村金融發(fā)展［14］，這與馬克思主義經(jīng)濟(jì)學(xué)理論相類似，認(rèn)為通過制度設(shè)計(jì)金融與經(jīng)濟(jì)可以達(dá)到良性循環(huán)發(fā)展［15］。而農(nóng)信社支農(nóng)貸款余額與第一產(chǎn)業(yè)增加值的Granger檢驗(yàn)結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對(duì)農(nóng)村合作金融發(fā)展的反饋?zhàn)饔貌幻黠@，二者沒有形成良性互動(dòng)。

2.5 VAR模型的建立

對(duì)logALB與logAGDP2個(gè)變量建立自向量回歸模型，前文已經(jīng)確定序列的最優(yōu)滯后階數(shù)為1，因此建立VAR（1）模型。由圖2可知，單位根全部落在單位圓內(nèi)，表明VAR（1）模型穩(wěn)定。

圖2 AR特征多項(xiàng)式逆圖

為進(jìn)一步探究農(nóng)信社支農(nóng)貸款余額與第一產(chǎn)業(yè)增加值的關(guān)系，采用方差分解分析農(nóng)信社支農(nóng)貸款余額對(duì)第一產(chǎn)業(yè)增加值變化的貢獻(xiàn)程度，具體結(jié)果見表6。

由表6可知，第1期時(shí)，logAGDP對(duì)自身的貢獻(xiàn)率達(dá)100%，logALB對(duì)logAGDP沒有貢獻(xiàn)率。在第2期時(shí)，logAGDP對(duì)自身的貢獻(xiàn)率依然高達(dá)86.121 96%，這時(shí)logALB對(duì)logAGDP的貢獻(xiàn)率有13.878 04%，說明農(nóng)信社支農(nóng)貸款余額對(duì)第一產(chǎn)業(yè)增加值的影響存在一定的時(shí)滯性。從第3期開始，logAGDP對(duì)自身的貢獻(xiàn)率明顯減少，而logALB對(duì)logAGDP的貢獻(xiàn)率逐步上升。在第10期時(shí)，logAGDP對(duì)自身的貢獻(xiàn)率僅有17.935 25%，logALB對(duì)logAGDP的貢獻(xiàn)率達(dá)82.064 75%。總體來看，logALB對(duì)logAGDP有持續(xù)的促進(jìn)作用，說明農(nóng)村合作金融支農(nóng)力度的增加可以拉動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長。

表6 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長預(yù)測誤差的方差分解

3 結(jié)論與建議

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，農(nóng)村合作金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，方差分解進(jìn)一步證明了農(nóng)村合作金融對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用，因此，有必要加大新疆農(nóng)村合作金融的支農(nóng)力度。實(shí)證結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長不是農(nóng)村合作金融的格蘭杰原因，因此，農(nóng)村合作金融機(jī)構(gòu)的發(fā)展定位要由“單一供給型”向“需求追隨型”轉(zhuǎn)變。

基于以上結(jié)論，本研究提出以下建議：農(nóng)村合作金融機(jī)構(gòu)要積極推進(jìn)期貨、期權(quán)等信貸產(chǎn)品在農(nóng)村金融市場的普及實(shí)施，同時(shí)要結(jié)合農(nóng)村金融市場發(fā)展態(tài)勢，深入農(nóng)村地區(qū)調(diào)研，精準(zhǔn)把握新疆廣大農(nóng)民群體的內(nèi)在需求，根據(jù)服務(wù)對(duì)象和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)周期的特點(diǎn)設(shè)計(jì)精細(xì)化的金融產(chǎn)品，不斷更新和完善金融衍生工具，有效滿足新疆農(nóng)村弱勢信貸人群的金融需求；新疆各地州要因地制宜發(fā)展特色產(chǎn)業(yè)，制造新的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)，助推新疆農(nóng)村合作金融與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展。