农村地方金融对农村消费影响的实证分析

农村地方金融对农村消费影响的实证分析——以浙江省农信社为例

徐冯璐^[1]

摘　要:通过对1980—2010年浙江省农村信用合作社（以下简称农信社）金融支农和农民消费的实证研究发现，金融支农规模、效率、结构与农村居民消费支出之间存在长期均衡的关系，其中金融支农规模与农村居民消费支出负相关，金融支农效率和结构与消费支出正相关，而且金融支农结构对农村居民消费增长的贡献最大。为激发农村消费潜力，农信社农业贷款结构应与农业生产结构优化相协调，创新小额农贷产品，深化农信社市场化改革并与其他农村金融机构在支农方面发挥合力。

关键词:金融支农；农村消费；农信社；时间序列；协整检验

国际金融危机使得我国出口导向型经济增长模式受到挑战，扩大内需成为当务之急。扩大内需是从根本上转变我国经济发展方式，保证我国在后金融危机时代经济可持续增长的核心任务，而启动占总人口一半以上的农村消费市场无疑是扩大内需的关键。中央一号文件明确指出，扩大内需最大潜力在农村。近几年来，虽然农村经济驶入快车道，农民收入不断提高，农村消费市场逐步发展，农村消费结构逐渐升级。但是，农村消费需求增长仍然缓慢，总体消费水平仍然比较落后，与城镇居民家庭消费差距不断扩大。国内学者大多习惯从收入分配、产业结构、城市化、土地制度等实体经济角度来分析农村消费问题，即使是虚拟经济视角，也多从农产品价格波动对农民收入和消费预期的影响来分析，而从农村金融这个虚拟经济因素来考量农村消费比较匮乏的原因，且偏重定性分析。本文立足农村经济金融强省浙江，选择农信社作为最主要的、最有代表性的农村金融机构，以1980—2010年时间序列数据实证分析改革开放以来农村地方金融对农村消费的影响。

一、浙江省农信社金融支农及农民消费现状分析

“浙江是改革开放以来我国农村现代化、工业化、城镇化和金融深化推进最快的省份之一。”较之全国，浙江农村地方金融发展迅速，市场化、民营化程度最高。尤其是农村信用合作社经过不断改革和发展（见表1），市场竞争力、赢利能力和风险防范能力持续走强，逐渐壮大成为浙江农村金融市场的主要供应者^[2]，处于垄断地位，在利用农村地方金融资源推动农村经济的发展上起了重要作用，已成为浙江农村金融的主要支撑。

表1　浙江省农信社改革和发展大事记（1980—2012）

资料来源:历年《浙江统计年鉴》和《浙江金融年鉴》。

最近一项浙江农村消费需求状况调研显示:浙江农村居民消费逐年增长并长期处于全国领先水平。农民消费结构不断升级，恩格尔系数快速降低，并已达到全国城市平均水平。消费内容从生存需要向享受需要和发展需要过渡，电脑、空调和冰箱是农民未来购买计划的首选。农民信贷消费观念不断增强，支持和同意贷款消费的比例达到了90%，充分表明农民有足够的购买欲望。

浙江农信社金融支农对农民消费的促进作用可以体现在几方面:一、通过对农村生产经营提供必要的信贷支持，增加产出效益，促进农民增收，进而促进农民消费。农信社可以通过对劳动密集型的乡镇企业、农业龙头企业、农民专业合作社、农户等提供信贷，促进农村经济发展和农民增收，带动农民消费水平不断提高。二、通过对农村生产和消费性基础设施建设提供资金支持，改善农村消费硬环境。如加大对农村水、电、路及乡镇超市、集贸市场、农资配送等枢纽建设的信贷支持，以拓宽农村商贸物流网络渠道。三、通过对农村金融产品和服务方式创新，解决农民贷款难问题，放松预算约束，刺激农民消费。如创新多种农村抵押担保形式，针对农户贷款期限短、金额小、客户分散且差异性大的特点开发个性化小额信用贷款产品等。农村生产贷款和消费贷款无法严格区分，有时两种贷款是相互结合的，对农村生产环节的金融支持也会在某种程度上刺激农村消费。因此，从理论上分析，农信社加强对农村地区的金融支持有助于农村居民消费增长。然而，以农信社为代表的农村地方金融发展对农民消费增长的影响作用到底如何，还存在哪些不足，尚需要实证检验。

二、地方金融支农与农村消费的实证分析

（一）指标选择与数据来源

1.农村消费增长指标（CE）。

为考察影响农村居民消费增长变动的因素，更好地反映出农村消费动态变化，本文使用农村居民消费支出增长率这一相对指标。

2.金融支农水平指标。

金融支农水平指标由金融支农规模（FS）、金融支农效率（FE）和金融支农结构（FC）三个指标来描述，全面体现农信社金融支农的量、质和结构特点。金融规模指标的设定上，国际上通常用广义货币存量或金融资产总额与国民生产总值的比值来衡量，借鉴这种思路并考虑到数据可得性，本文以农信社存贷款总额与农村生产总值的比值来衡量农信社金融支农规模。关于金融效率高低的衡量，学术界通常会采用金融资产和金融相关比率、储蓄投资转化率、市场结构和市场化程度、边际投资率、金融机构竞争力等指标。为体现农信社在服务农村建设中资本投入产出效率，本文用农信社贷款额与存款额的比值来表示农信社金融支农效率。农信社金融支农结构指标在这里主要是指农信社各类贷款比重。根据1994年后国家统计局对农村贷款的分类，分为短期贷款和长期贷款，其中短期贷款又分为农业贷款、乡镇企业贷款和其他贷款。考虑到农业仍是农村产业结构中最主要的一部分，与农民生产生活联系也最为紧密，本文以农信社农业贷款占农信社总贷款的比重作为农信社金融支农结构指标。

本文数据的时间跨度为1980－2010年，数据来自于历年的《浙江统计年鉴》《浙江金融年鉴》。另外，由于数据的自然对数形式能够在不改变原来协整关系的情况下使其趋势线性化，从而消除时间序列中存在的异方差现象，因此对各变量进行了自然对数处理。

（二）实证分析方法

由于时间序列变量可能存在非平稳性，容易产生“伪回归”现象。本文首先利用ADF单位根检验法检验各变量的平稳性，对于非平稳的变量进行处理使之成为平稳时间序列。如果变量是同阶单整的，继而对相关变量进行Johansen协整检验，确定农信社金融支农和农村居民消费间是否存在长期均衡关系，即协整关系。进而使用格兰杰因果关系检验（Granger　Causality　Test）以分析变量间是否存在格兰杰因果关系。在确定变量间存在长期协整关系的基础上，进一步建立向量误差修正模型（VEC）进行变量短期关系分析，并用脉冲响应函数观察变量对外产生冲击的反应。在此基础上，通过方差分解分析各变量随机冲击的相对重要性。

（三）实证检验结果与分析

1.单位根检验。

表2　单位根检验

注:滞后阶数的选择标准是以AIC值和SC值最小为准则。

从表2可以看出，变量LCE、LFS、LFE、LFC的ADF检验统计量的值在10%的显著性水平下大于所对应的临界值，而变量的一阶差分值△LCE、△LFS、△LFE、△LFC的ADF检验统计量在5%的显著性水平下均小于所对应的临界值。因此，变量LCE、LFS、LFE和LFC是不平稳的一阶单整数列。为了避免对非平稳时间序列直接建模产生的“伪回归”现象，需要通过协整检验进一步检验变量间是否存在某种稳定、长期的均衡关系，即协整关系。

2.协整检验。

本文利用Johansen协整检验法对变量LCE、LFS、LFE和LFC进行协整检验。在进行检验时，一个关键问题是滞后阶数的确定，使用不同的滞后阶数会产生截然不同的结果。Johansen检验的最优滞后阶数根据VAR模型的最优滞后阶数来确定。为了使滞后阶数足够大以完整地反映模型的动态特征，又能使模型有足够的自由度，根据AIC原则和SC原则，确定最优滞后阶数为3阶来构建VAR模型。Johansen协整检验结果如表3所示。

表3　LCE、LFS、LFE和LFC的Johansen协整检验

注:＊（＊＊）表示在5%（1%）的显著性水平下拒绝零假设。迹检验显示在5%的显著性水平下有两个协整方程。滞后阶数的选择标准是以AIC和SC原则。

由表3可知，协整检验表明在1980—2010年的样本区间内，5%的显著性水平下，LCE、LFS、LFE和LFC这四个变量之间存在两个协整关系。其中具有经济学意义的只有一个，所对应的长期方程为:

括号内数字为标准差，从方程（1）中可以发现，农信社金融支农规模、效率、结构和农村居民消费支出增长之间存在长期均衡关系。金融支农规模每增加1，农村居民消费增长率将减少0.09；金融支农效率每增加1，农村居民消费增长率将增加0.25；金融支农结构每增加1，农村居民消费增长率将增加0.07。从长期看，农信社金融支农效率和结构对农村居民消费增长有正向作用，这说明，农信社存款转化贷款比例的提高及贷款中农业贷款比例的提高能够提升农村居民消费。这可以理解为，农业贷款总量的增加有助于农业产业化发展和农民增收，农民收入增加带来消费增加。而金融支农规模对农村居民消费增长有负向作用，存贷款规模增加没有带来农民消费相应增加，这可能有几种原因。首先，农村居民储蓄和消费成反比，储蓄存款规模增加会减少居民消费支出。其次，这在一定程度上说明农村存款外流或闲置现象。部分农村金融资源没有转化为有效的支农贷款，没有为农村经济的发展提供支持，因而也无助于农民生活的改善。此外，农信社贷款量的增加并不表明支农贷款质量改善和结构优化，其在贷款投放的选择上更多考虑是自身经济利益而不是农村社会效益。

3.格兰杰因果关系检验。

协整检验结果说明变量之间存在长期的均衡关系，但是这种关系是否构成因果关系还需要进一步验证。根据Granger（1969），如果把变量A的滞后值包括进来能显著地改进对变量B的预测，就可认为变量A是变量B的格兰杰原因。本文利用格兰杰因果检验，对农民消费增长与农信社金融支农规模、效率和结构之间的因果关系予以分析，并根据AIC和SC准则确定各变量的滞后阶数为3，检验结果如表4所示。

表4　格兰杰因果关系检验

从表4可以看出，在1%显著性水平下，拒绝原假设，浙江省的农民消费增长和农信社金融支农规模、效率、结构间互为格兰杰原因。农信社金融支农规模、效率、结构都能显著影响农民消费，而农民消费也能有效地影响农信社金融支农的规模、效率和结构，这进一步加强了协整检验的结论。农信社金融体制改革和发展对于提高农民消费具有一定积极作用，反之，如果农信社金融体制改革和发展滞后，必然会在一定程度上抑制农民消费。

4.误差修正模型（ECM）。

由上述分析已知，浙江省农信社金融支农规模、效率和结构与农村居民消费增长之间存在长期均衡关系。根据Granger（1987），如果非平稳变量间存在协整关系，则可以建立误差修正模型（ECM）对变量间短期动态调整过程进行研究。从表5可知，估计出的误差修正模型的拟合度较高，为0.88。误差修正项系数为负，说明该修正模型具有反向修正机制，农民消费的变动受到协整方程的约束，对长期均衡关系的偏离会在下一期得到修正。也就是说，如果上一期农民消费偏低，则本期农民消费就会相应增高；反之，如果上一期农民消费偏高，本期农民消费就会调低，从而保证各变量间的关系不会明显偏离均衡状态。误差修正项系数值－1.791257表明变量的短期波动对偏离长期均衡的调整力度较大，速度较快。其余解释变量中，农民消费增长率自身滞后三期的数值对本期都有一定正向影响，但影响程度递减，分别为0.935245，0.585874，0.465491。农信社金融支农规模的变化对农民消费增长率的影响在第一期为－0.413832，第二期为0.046546，第三期为－0.416568，说明从长期看农信社金融支农规模反向影响农民消费增长。农信社金融支农效率的变化对农民消费增长率的影响在滞后三期的数值为正向递减，分别是0.526899，0.283360，0.212531，从第二期开始其影响程度较弱。农信社金融支农结构的变化对农民消费增长率的影响在第一期为正，而后两期为负，在第二期影响程度最弱。从误差修正模型中所描述的短期关系（差分项）和长期关系（误差修正项）来看，农信社金融支农规模、效率、结构与农村居民消费增长率关系与前述分析相符合。

表5　时间序列误差修正模型（ECM）

5.脉冲响应分析。

为进一步分析农信社金融支农规模、效率、结构影响农村居民消费增长的相对程度，采用基于向量自回归（VAR）模型和脉冲响应函数（Impulse　Response Function，IRF）进行检验。IRF函数可以为变量之间相互作用的动态特征提供更多的信息。它描述的是在误差修正模型的扰动项上加上一个单位标准差大小新信息（innovation）对内生变量当前值和未来值的影响。利用脉冲响应函数可以识别农村居民消费增长对农村金融各变量单位冲击的反应，以及反应程度的大小、长短。

分别给各个变量一个标准差大小的冲击，得到关于农村居民消费增长的脉冲响应图。在图1、2、3、4中，纵轴代表农村居民消费增长响应程度，横轴表示冲击作用的期间数，这里定为10期。图中实线表示响应函数的计算值，实线两侧的虚线是响应函数加（或减）两倍标准差的置信带。

图1是农村居民消费增长（LNCE）对自身信息冲击的脉冲响应图。可以看出，农村居民消费增长对自身一个标准差扰动的脉冲响应在第1期就达到最大值，约为0.05，以后逐期递减，衰减至负值，到第4期达到－0.03的最低值，随后又缓慢增加，第7期以后又变为正响应并趋于均衡水平。可见，农民消费增长受自身信息冲击，会立即迅速发生变化，并且没有任何时滞，但在第7期之后冲击作用会消失。图2是金融支农规模（LNFS）的冲击引起的农村居民消费增长（LNCE）的变化的脉冲响应图。图中曲线表现为大起大落，农民消费增长对金融支农规模的响应比较强烈，从一开始的正响应，直到第3期达到最大，约为0.02，然后迅速下降，第4期以后变为负响应，至第5期达到最低值，之后几经起伏，幅度逐渐趋缓接近均衡水平。图3是农信社金融支农效率（LNFE）的冲击引起的农村居民消费增长（LNCE）变化的脉冲响应图。从图3中可以看出，农民消费增长对金融支农效率立即产生较强烈负响应，在第2期直接下降到最低值－0.015，之后迅速上升，到第5期接近0.01，之后一直趋于下降趋势，并接近均衡水平。图4是农信社金融支农结构（LNFC）的冲击引起农民消费增长（LNCE）变化的脉冲响应图。从图4可以看出，农民消费增长（LNCE）对金融支农结构（LNFC）的一个标准差信息的干扰在第1、2期几乎没有影响，然后在第3期直接下降到最低值－0.025，并在第4期维持同一水平，之后缓慢提升，在第7期转为正响应，而后又逐渐回落到均衡状态。说明农信社金融支农规模、效率和结构与农民消费增长有着较强的关联性，影响时间较长，且具有时滞效应。

图1　LNCE对LNCE自身信息的响应

图2　LNCE对LNFS冲击的响应

图3　LNCE对LNFE冲击的响应

图4　LNCE对LNFC冲击的响应

一个时间序列预测的误差方差是各个变量冲击共同作用的结果，为了进一步明确农信社金融支农规模、效率和结构的变动对农村居民消费增长变化的影响程度，同时比较变量间相对重要性，接下来利用方差分解（Variance　Decomposition）方法将系统的预测误差分解成各个变量冲击所做的贡献。结果如表6所示。

表中数据是基于VAR模型各变量对农村居民消费各期预测误差方差的贡献度，数值越大代表相应变量在模型中的影响越大。浙江省农村居民消费增长的方差分解显示，在第1期，农民消费增长率自身的贡献率达到100%，其他变量的贡献率不存在。第2期，农村消费增长率自身贡献率为91.7%，金融支农规模和结构贡献率依然很低，分别为0.13%和0.05%，而金融支农效率的贡献率上升为8.09%。可见，农信社金融支农规模、效率和结构对农民消费的影响存在时滞，且金融支农规模和结构的时滞长于金融支农效率。从第3期开始，农村居民消费增长率自身贡献率逐步降低到64%—65%，而其他变量的贡献率都提高。从长期看金融支农规模、效率和结构的冲击分别对农村居民消费增长率变动的解释度为8%、8%和20%左右。这表明在长期均衡中，农信社金融支农规模、效率和结构的冲击是影响农村居民消费增长变动的主要因素，这与前面协整分析的结果是一致的。此外，金融支农结构对农村居民消费增长的贡献最大。

表6　农村消费增长率预测误差的方差分解

三、结论与政策建议

基于1980—2010年浙江省时间序列数据，利用VAR模型进行一系列实证检验，我们得出如下结论和政策建议。

1.农村金融支农规模、效率、结构与农村居民消费支出之间存在长期均衡的关系，而且互为格兰杰因果。前三个变量的波动对后者变动有较强关联性，影响时间较长，且具有时滞效应。说明金融支农的规模、效率和结构是长期影响农村居民消费的重要因素。下阶段，尤其应解决农信社发展的深层次问题，减少政府行政干预，通过健全的市场化利益诱导机制将农信社的经济效益与农民的利益紧密挂钩，引导农信社自发地开展多层次、多样化、适销对路的支农服务。除此之外，影响的时滞效应也说明当前农信社垄断农村地方金融市场的格局不利于完全满足农村多样化的金融需求，不能充分刺激农村消费增长。需要尽快发挥邮政储蓄银行、村镇银行、小额贷款公司等其他农村正规金融机构以及民间借贷、资金互助会等农村非正规金融机构的支农合力，形成一个竞争充分、监管到位的农村地方金融环境。

2.金融支农规模与农村居民消费支出间负相关，而金融支农效率和结构与消费支出间正相关。说明地方金融如果能有效将农民存款转化为支农贷款，提高贷款质量、优化贷款结构，为农民的生产生活提供必要的资金支持，就能切实拉动农村居民消费水平，改善居民生活。然而，单单农信社存贷款总额的提高并不能提高农村居民消费，因为一方面，存款额的提高意味着居民消费意愿降低、消费支出减少，另一方面，农信社对农民存款一定程度的低效利用会阻碍农村经济、挫伤居民消费意愿。因此，改善农信社金融支农，促进农村居民消费增长，关键要提高农信社农贷资金的运作效率、优化农贷结构。农信社支农贷款中最大的障碍是信息不对称、交易成本过高和申请的时效性差，大力开发小额农贷信息系统，打造有利于农村信贷产品创新的信息平台是提高农贷资金运作效率和结构的当务之急。

3.长期来看，地方金融支农结构对农村居民消费增长的贡献最大。这就关系到农村金融资源如何在微观领域有效配置以最大化农村居民的生活效用。振兴农村经济、活跃农村消费离不开有效的金融支农结构。因此，农信社应真正立足农村、服务农村，避免农村金融资源的外流或投放非农领域，扩大对旅游农业、生态农业等特色农业和农村劳动密集型产业的资金投放力度，稳定增长农民收入。随着浙江省农业生产方式由粗放数量型增长向集约效益型增长转变，农业贷款结构也应同农村生产结构优化的步伐相协调，在合理的风险及预期水平下，创新金融支农产品，设计开发农业贷款新形式，为农民扩产增收服务。另外，农信社等农村金融机构应把农村信贷的重点从单一的支持农村生产经营性活动，转向兼顾生活消费性活动，立足于市场需求，积极开发农户消费性贷款新品种，提高农民消费积极性。

【参考文献】

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［8］GOURINCHAS P，PARKER J A.Consumption Over the Life Cycle［J］.Econometrica，2002.

【注释】

[1]徐冯璐，女，浙江金融职业学院金融系教师。

[2]改革开放以来，浙江省支持农村建设、服务“三农”的农村金融机构主要有农业发展银行、中国农业银行和农信社。农业发展银行资金来源主要通过中央银行，业务范围狭窄、功能单一，仅在农产品收购等方面发挥政策性金融组织作用；中国农业银行与农信社分离后已将其信贷业务基本从农村市场撤出，全面向城市倾斜。