發(fā)布時間：2021-08-30 02:49

　　在理論機(jī)制分析的基礎(chǔ)上,運(yùn)用滾動回歸模型和TVP-SV-VAR模型從農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)民收入的視角實(shí)證研究了農(nóng)村金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響。結(jié)果顯示,農(nóng)村金融發(fā)展可以從供給、需求兩個層面以及資金融通和風(fēng)險管理兩個途徑促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)民收入水平提升,并且具有明顯時變特征。從時點(diǎn)差異看,新時代的影響強(qiáng)度最大,農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移時期次之,農(nóng)村改革初期最低,農(nóng)村金融對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的影響在這三個時期呈現(xiàn)出臺階式上升的特征。從期限差異看,短期效應(yīng)最弱,中期有所增強(qiáng),長期影響強(qiáng)度最強(qiáng),農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)和農(nóng)民收入水平的影響以中長期效應(yīng)為主。金融支持鄉(xiāng)村振興應(yīng)當(dāng)以基礎(chǔ)性制度建設(shè)和長期性戰(zhàn)略為基本方向。 

【文章來源】：貴州社會科學(xué). 2019,(10)北大核心CSSCI

【文章頁數(shù)】：10 頁

【部分圖文】：

農(nóng)村金融發(fā)展指標(biāo)走勢

融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)發(fā)展均總體上升，表明二者具有內(nèi)在關(guān)聯(lián)性，但需要進(jìn)一步的實(shí)證檢驗(yàn)。圖1農(nóng)村金融發(fā)展指標(biāo)走勢圖2農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)走勢(二)時變性檢驗(yàn)在實(shí)證分析之前，首先檢驗(yàn)時變性，本文采用滾動回歸的方法，即設(shè)定一個窗口長度，將樣本區(qū)間進(jìn)行滾動，從動態(tài)相關(guān)性的角度檢驗(yàn)系數(shù)的變異性。根據(jù)劉金全等［24］經(jīng)典文獻(xiàn)的研究，中國經(jīng)濟(jì)周期的平均長度為5年，因此本文將窗口長度設(shè)定為5年。據(jù)此，本文分別估計(jì)了包括農(nóng)村存款和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展、農(nóng)村貸款和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展、農(nóng)村保險和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展、農(nóng)村存款和農(nóng)民收入、農(nóng)村貸款和農(nóng)民收入、農(nóng)村保險和農(nóng)民收入等變量的6個滾動回歸模型，動態(tài)系數(shù)見表3�？梢钥闯�，所有的系數(shù)均表現(xiàn)出明顯的時變性，其中與農(nóng)村存款和農(nóng)行貸款相關(guān)的系數(shù)在2012年之后的波動性明顯加大，與農(nóng)村保險相關(guān)的兩個系數(shù)則在全樣本區(qū)間內(nèi)均表現(xiàn)出明顯波動�？梢�，農(nóng)村保險發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的影響時變性最強(qiáng)，而在新時代農(nóng)村存款和貸款對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的影響明顯增強(qiáng)。更進(jìn)一步，本文對上述回歸系數(shù)進(jìn)行白噪聲檢驗(yàn)，如果系數(shù)為白噪聲序列，表明是不具有時變性的隨機(jī)序列，如果系數(shù)不是白噪聲序列，表明具有時變性。表1的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，除農(nóng)村存款對居民收入的影響系數(shù)外，在不同的滯后期內(nèi)，其他5個系數(shù)均至少在10%的顯著性水平下拒絕“序列為白噪聲”的原假設(shè)，即具有時變性。綜上，滾動回歸的系數(shù)總體上具有時變性，可以進(jìn)一步運(yùn)用TVP－SV－VAR模型進(jìn)行時變特征分析。圖3滾動回歸系數(shù)動態(tài)走勢第10期我國農(nóng)村金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興影響的時變效應(yīng)研究361

融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)發(fā)展均總體上升，表明二者具有內(nèi)在關(guān)聯(lián)性，但需要進(jìn)一步的實(shí)證檢驗(yàn)。圖1農(nóng)村金融發(fā)展指標(biāo)走勢圖2農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)走勢(二)時變性檢驗(yàn)在實(shí)證分析之前，首先檢驗(yàn)時變性，本文采用滾動回歸的方法，即設(shè)定一個窗口長度，將樣本區(qū)間進(jìn)行滾動，從動態(tài)相關(guān)性的角度檢驗(yàn)系數(shù)的變異性。根據(jù)劉金全等［24］經(jīng)典文獻(xiàn)的研究，中國經(jīng)濟(jì)周期的平均長度為5年，因此本文將窗口長度設(shè)定為5年。據(jù)此，本文分別估計(jì)了包括農(nóng)村存款和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展、農(nóng)村貸款和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展、農(nóng)村保險和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展、農(nóng)村存款和農(nóng)民收入、農(nóng)村貸款和農(nóng)民收入、農(nóng)村保險和農(nóng)民收入等變量的6個滾動回歸模型，動態(tài)系數(shù)見表3�？梢钥闯�，所有的系數(shù)均表現(xiàn)出明顯的時變性，其中與農(nóng)村存款和農(nóng)行貸款相關(guān)的系數(shù)在2012年之后的波動性明顯加大，與農(nóng)村保險相關(guān)的兩個系數(shù)則在全樣本區(qū)間內(nèi)均表現(xiàn)出明顯波動�？梢�，農(nóng)村保險發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的影響時變性最強(qiáng)，而在新時代農(nóng)村存款和貸款對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的影響明顯增強(qiáng)。更進(jìn)一步，本文對上述回歸系數(shù)進(jìn)行白噪聲檢驗(yàn)，如果系數(shù)為白噪聲序列，表明是不具有時變性的隨機(jī)序列，如果系數(shù)不是白噪聲序列，表明具有時變性。表1的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，除農(nóng)村存款對居民收入的影響系數(shù)外，在不同的滯后期內(nèi)，其他5個系數(shù)均至少在10%的顯著性水平下拒絕“序列為白噪聲”的原假設(shè)，即具有時變性。綜上，滾動回歸的系數(shù)總體上具有時變性，可以進(jìn)一步運(yùn)用TVP－SV－VAR模型進(jìn)行時變特征分析。圖3滾動回歸系數(shù)動態(tài)走勢第10期我國農(nóng)村金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興影響的時變效應(yīng)研究361

【參考文獻(xiàn)】：
期刊論文
[1]鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)類型與異質(zhì)性農(nóng)戶融資渠道選擇[J]. 李丹,孟德鋒.  金融理論探索. 2019(03)
[2]鄉(xiāng)村振興視角下農(nóng)村金融精準(zhǔn)扶貧思路探究[J]. 李創(chuàng),吳國清.  西南金融. 2018(06)
[3]關(guān)于實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的幾個問題[J]. 賀雪峰.  南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會科學(xué)版). 2018(03)
[4]準(zhǔn)確把握中國鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略[J]. 黃祖輝.  中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì). 2018(04)
[5]我國農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村消費(fèi)影響的時變特征研究[J]. 齊紅倩,李志創(chuàng).  農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì). 2018(03)
[6]金融服務(wù)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的思考[J]. 韓國強(qiáng).  當(dāng)代金融研究. 2018(02)
[7]鄉(xiāng)村價值定位與鄉(xiāng)村振興[J]. 張軍.  中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì). 2018(01)
[8]新時代中國鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略論綱[J]. 葉興慶.  改革. 2018(01)
[9]鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的理論邏輯、科學(xué)內(nèi)涵與實(shí)現(xiàn)路徑[J]. 廖彩榮,陳美球.  農(nóng)林經(jīng)濟(jì)管理學(xué)報(bào). 2017(06)
[10]實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略對農(nóng)村金融的需求[J]. 吳比,張燦強(qiáng).  農(nóng)村金融研究. 2017(12)



本文編號：3371907