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摘要：本文使用农村金融发展规模和发展效率作为农村金融发展的衡量指标，选取我国1985-2009年的年度数据，运用VAR模型的脉冲响应函数和方差分解方法对农业保险和农村金融发展的关系进行实证研究。结果表明：农业保险与农村金融发展规模和发展效率都是一阶单整的，而且它们之间存在长期协整关系，并且只存在单向因果关系：农业保险是农村金融发展规模的格兰杰原因，也是农村金融发展效率的格兰杰原因，反之不成立。而且随着时间地推移，农业保险对农村金融规模的影响力逐渐减小，对农村金融发展效率的支持作用不断增强。最后在此基础上提出相应的对策建议。
关键词：农业保险；农村金融发展；VAR模型；脉冲响应函数；方差分解
中图分类号：F840.66 文献标识码：Ａ 文章编号:１００３－９０３１(２０11)01－００53－０3DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2011.01.12
从2004年起，我国连续7年的中央一号文件都是“涉农”文件，这使得农业保险和农村金融成为人们关注的焦点，也成为众多学者的研究热点。对于两者之间关系的研究比较少，如李汉才（2008）从农业保险、农村金融发展现状入手，探究了农业保险与农村金融间的互动关系，并进行了农民与农业保险、农村金融的博弈分析，但是关于两者关系的实证研究就非常少[1]。因此，本文选取我国1985—2009年的年度数据，使用VAR模型的脉冲响应函数和方差分解技术对农业保险与农村金融发展的关系进行动态检验，以使得出的结论更加具有实际意义。
一、指标、数据与模型
（一）指标的选取
大多数学者采用金融发展规模、金融发展效率等指标来反映金融发展水平。金融发展规模通常用戈氏和麦氏指标进行衡量。前者是戈德史密斯（1969年）提出的金融相关比率，指某一时点上现存金融资产总额与国民财富之比，用于衡量一国的经济金融化程度[2]。后者是麦金农（1973年）运用货币存量与国民生产总值的比重作为指标，衡量一国的经济货币化程度[3]。王毅（2002）的研究结果表明麦氏指标不能准确地衡量我国的金融深化程度，而应采用金融相关率指标进行衡量[4]。因此，本文用金融相关率作为我国农村金融发展规模的衡量指标。
由于我国没有可直接使用的农村金融总资产的统计数据，同时存贷款余额之和占金融资产的绝大部分，因此，用农村存款余额与农村贷款余额之和来代替农村金融总资产。参照周才云（2010）的做法，农村GDP用农业总产值与乡镇企业增加值之和表示[5]。
金融发展效率的衡量指标主要有两个：非国有经济获得银行贷款占GDP的比重和信贷转换率。信贷转换率是衡量金融机构将存款转换为贷款放出的效率，能有效衡量金融机构的办事效率，在国内比较常用。同时由于受到数据的限制，很难准确获得非国有企业贷款的年末余额，所以使用信贷转换率即农村贷款余额与农村存款余额之比作为我国农村金融发展效率的衡量指标。
按照通常的做法，农业保险发展水平用反映需求量的农业保费收入来进行衡量。
（二）数据的收集
农村存款余额等于农业存款余额与农户储蓄余额之和；农村贷款余额等于农业贷款余额与乡镇企业贷款余额之和。并且，农业存款余额在1985—1993年为国家银行农村存款余额与农村信用合作社集体农业存款和乡镇企业存款之和，1994—2009年为金融机构农业存款余额。农业贷款余额在1985—1993年为国家银行农业贷款余额与农村信用合作社集体农业贷款余额和农户贷款余额之和，1994—2009年为金融机构农业贷款余额。乡镇企业贷款余额1985—1993年为农村信用合作社乡镇企业贷款余额，1994—2009年为金融机构乡镇企业贷款余额。
用GM和XL分别表示农村金融相关率和农村信贷转换率，并且有GM=（NCCK+NCDK）/NGDP，XL=NCDK/NCCK。其中NCCK表示农村存款余额，NCDK表示农村贷款余额，NGDP表示农村GDP，NYBF表示农业保险保费收入。
（三）模型与方法
使用向量自回归模型（VAR模型）研究农业保险与农村金融发展的关系，VAR模型的优点在于把系统中的每个内生变量作为内生变量的滞后值的函数来构造模型，是将单变量自回归模型推广到多元时间序列变量组成的向量自回归模型。VAR模型描述了变量之间的相互关系，常用于预测相互联系的时间序列系统与分析随机扰动对变量系统的动态冲击，从而解释各种经济冲击对经济变量形成的影响。
VAR(p)模型的表达式为：
其中：yt为k维内生变量列向量；xt为d维外生变量列向量；p为滞后阶数；T是样本容量。et为随机扰动列向量。它们之间可以同期相关，但不与自身的滞后值相关，且不与等式右边的变量相关。在实际应用中，通常希望滞后阶数p足够大，从而完整地反映所构造模型的动态特征，但是，滞后阶数越大，模型中的待估计参数越多，自由度越小。因此，需要在滞后阶数和自由度之间进行取舍，一般根据AIC准则和SC准则确定最佳的滞后阶数。
对于传统的VAR理论，要求模型中每个内生变量都是平稳的，对于非平稳时间序列需要经过差分处理，得到平稳序列再建立VAR模型。但是随着协整理论的发展，对于非平稳时间序列，只要各变量之间存在协整关系也可以直接建立VAR模型。所以，在建立VAR模型之前先要进行协整检验。
二、实证研究
（一）单位根与协整检验
单位根检验是研究时间序列平稳性的一种基本方法，而平稳性检验是变量之间协整检验的前提。采用最常见的Augmented Dickey-Fuller Test检验变量GM、XL和NYBF是否平稳。使用Eviews5.0软件进行单位根检验，结果如表1所示。
可知，这三个变量都是非平稳的，将其进行一阶差分后，ΔGM和ΔXL在1%的显著性水平下是平稳的，ΔNYBF在5%的显著性水平下是平稳的。因此，它们是一阶单整，记为I(1)。对于这些不平稳的变量在进一步分析之前需要先进行协整检验，采用基于回归系数的Johansen协整检验法，得到结果如表2所示。
（二）格兰杰因果关系检验
由协整检验结果可知，GM、XL和NYBF之间存在长期协整关系。由于协整关系只表明变量之间存在长期均衡关系，但是不能确定具体的因果变动方向，因此，需要进一步确定变量之间的因果关系。下面采用格兰杰因果关系检验法检验它们之间的因果关系，结果如表3所示。
（三）脉冲响应函数分析
格兰杰因果关系只能说明变量之间是否存在因果关系，但是不能分析整个系统中某个变量的变化对其他变量产生的影响的大小。要分析各个变量之间的单位变化如何通过其内在联系引起对整个系统的扰动，以及各变量对这些扰动的综合反应，就需要用脉冲响应函数和方差分解技术对变量之间的相互冲击进行分析。
下面根据变量之间的格兰杰因果关系，使用脉冲响应函数来分析这些因果影响的正负和大小，脉冲响应图如图1、2所示，图中实线表示脉冲响应函数，虚线表示正负两倍标准差偏离带。图1为NYBF的正向冲击对GM脉冲响应所产生的影响。可见，当在本期给NYBF一个标准差冲击后，对GM的影响从第1~5期为正值，但存在一些波动，先升后降。从第6~9期为负值，并且在第8期达到最小值，之后呈现上升态势。图2为NYBF的正向冲击对XL脉冲响应所产生的影响。显然，当在本期给NYBF一个标准差冲击后，对XL产生的影响从第1~4期为负的，第5~8期为正的，并且在第7期达到最大值（0.08394），之后影响逐渐减小。
（四）方差分解
通过脉冲响应函数可以判断NYBF对GM和XL的效应，但是不能得出各个指标的贡献度。而方差分解可通过分析每一个结构冲击对内生变量变化（通常用方差来表示）的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。
下面分解GM和XL的预测误差方差，以分析NYBF对GM和XL的相对重要性，方差分解结果如图3、4所示。由图3可知，在不考虑GM自身和XL的贡献率情况下，NYBF对GM的贡献率在前两期都很小，均在1%以下，以后贡献率一直保持不断上升的态势，到第8期达到最大值（为28.78%），之后又略有下降。由图4可知，NYBF对XL的贡献率一直保持上升的趋势，到第10期达到最大值（30.68%）。这表明随着农业保险的不断发展，其对农村金融发展规模和发展效率的支持作用不断增强。
三、结论与建议
通过上述对我国1985—2009年农业保险发展水平与农村金融发展之间关系的实证分析，可得出如下结论。
Johansen协整检验结果表明在5%的显著性水平下至少存在一个协整向量，说明我国农业保险与农村金融发展规模和发展效率之间存在长期协整关系。
格兰杰因果关系检验结果表明，在滞后4期的情况下，NYBF与GM之间存在单向因果关系，也就是说NYBF是GM的原因，反之GM不是NYBF的原因；在滞后3期的情况下，NYBF与XL之间存在单向因果关系，NYBF是XL的原因，反之XL不是NYBF的原因。这说明我国农业保险发展水平是农村金融发展的原因，对农村金融发展有一定的促进作用；反过来，农村金融发展对农业保险发展的因果关系不明显，说明农村金融发展水平对农业保险的发展没有起到明显的促进作用，主要原因可能是农村金融机构在服务“三农”方面的资金投放力度不够大，农业贷款比重偏低，支农覆盖面较小。
脉冲响应函数和方差分解分析结果表明，NYBF对GM有影响，随着时间的推移其影响力逐渐减小，但是NYBF对XL的影响随着时间的推移逐渐增强。这说明我国应该加强农业保险发展水平，强化农业保险在农村金融体系发展中的比例，从而有力地促进农村金融健康平稳发展。
结合当前我国农业保险和农村金融发展的现状和特点，可以从以下两方面着手。
一是发挥农村金融的支农作用，为农业保险发展提供良好的资金环境。加强农村金融机构在服务“三农”方面的投放力度，使财税政策与农村金融政策更有效地衔接，引导更多信贷资金投向“三农”方面，切实解决农村融资难问题。同时，完善县域内银行业等金融机构新吸收存款主要用于当地发放贷款的政策。由于用于“三农”方面的资金存在较高风险，因此国家应加大政策性支持，积极发挥政府的干预功能。
二是积极落实“低保额、广覆盖”的原则，推动农村保险供给主体和服务网络进一步发展完善，继续扩大政策性农业保险的覆盖领域和试点品种。同时，针对农村发展的新形势，研发一些以前没有过，但是现实中农村、农民又迫切需要的创新类保险产品，如探索涉农贷款保证保险、个人保单质押贷款等，增强农户贷款信用，扩大农户融资手段，完善涉农信贷风险的分散转移机制，让农业保险切实地为农村金融发展起到“保驾护航”的作用。
参考文献：
[1]李汉才,农村金融与农业保险互动关系研究及行为主体间的博弈分析[J].农业经济，2008（9）:76-77.
[2]雷蒙德·W·戈德史密斯.金融结构与金融发展[M].上海：上海三联书店，1990：79.
[3]罗纳德·I·麦金农.经济发展中的货币与资本[M].上海：上海三联书店，1989：102-105.
[4]王毅.用金融存量指标对中国金融深化进程的衡量[J].金融研究，2002（1）：82-92.
[5]周才云,.中国农村金融发展与农村居民收入增长关系的经验研究[J].统计与信息论坛，2010（8）:54-59.
关键词：农业保险；农村金融发展；VAR模型；脉冲响应函数；方差分解
中图分类号：F840.66 文献标识码：Ａ 文章编号:１００３－９０３１(２０11)01－００53－０3DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2011.01.12
从2004年起，我国连续7年的中央一号文件都是“涉农”文件，这使得农业保险和农村金融成为人们关注的焦点，也成为众多学者的研究热点。对于两者之间关系的研究比较少，如李汉才（2008）从农业保险、农村金融发展现状入手，探究了农业保险与农村金融间的互动关系，并进行了农民与农业保险、农村金融的博弈分析，但是关于两者关系的实证研究就非常少[1]。因此，本文选取我国1985—2009年的年度数据，使用VAR模型的脉冲响应函数和方差分解技术对农业保险与农村金融发展的关系进行动态检验，以使得出的结论更加具有实际意义。
一、指标、数据与模型
（一）指标的选取
大多数学者采用金融发展规模、金融发展效率等指标来反映金融发展水平。金融发展规模通常用戈氏和麦氏指标进行衡量。前者是戈德史密斯（1969年）提出的金融相关比率，指某一时点上现存金融资产总额与国民财富之比，用于衡量一国的经济金融化程度[2]。后者是麦金农（1973年）运用货币存量与国民生产总值的比重作为指标，衡量一国的经济货币化程度[3]。王毅（2002）的研究结果表明麦氏指标不能准确地衡量我国的金融深化程度，而应采用金融相关率指标进行衡量[4]。因此，本文用金融相关率作为我国农村金融发展规模的衡量指标。
由于我国没有可直接使用的农村金融总资产的统计数据，同时存贷款余额之和占金融资产的绝大部分，因此，用农村存款余额与农村贷款余额之和来代替农村金融总资产。参照周才云（2010）的做法，农村GDP用农业总产值与乡镇企业增加值之和表示[5]。
金融发展效率的衡量指标主要有两个：非国有经济获得银行贷款占GDP的比重和信贷转换率。信贷转换率是衡量金融机构将存款转换为贷款放出的效率，能有效衡量金融机构的办事效率，在国内比较常用。同时由于受到数据的限制，很难准确获得非国有企业贷款的年末余额，所以使用信贷转换率即农村贷款余额与农村存款余额之比作为我国农村金融发展效率的衡量指标。
按照通常的做法，农业保险发展水平用反映需求量的农业保费收入来进行衡量。
（二）数据的收集
农村存款余额等于农业存款余额与农户储蓄余额之和；农村贷款余额等于农业贷款余额与乡镇企业贷款余额之和。并且，农业存款余额在1985—1993年为国家银行农村存款余额与农村信用合作社集体农业存款和乡镇企业存款之和，1994—2009年为金融机构农业存款余额。农业贷款余额在1985—1993年为国家银行农业贷款余额与农村信用合作社集体农业贷款余额和农户贷款余额之和，1994—2009年为金融机构农业贷款余额。乡镇企业贷款余额1985—1993年为农村信用合作社乡镇企业贷款余额，1994—2009年为金融机构乡镇企业贷款余额。
用GM和XL分别表示农村金融相关率和农村信贷转换率，并且有GM=（NCCK+NCDK）/NGDP，XL=NCDK/NCCK。其中NCCK表示农村存款余额，NCDK表示农村贷款余额，NGDP表示农村GDP，NYBF表示农业保险保费收入。
（三）模型与方法
使用向量自回归模型（VAR模型）研究农业保险与农村金融发展的关系，VAR模型的优点在于把系统中的每个内生变量作为内生变量的滞后值的函数来构造模型，是将单变量自回归模型推广到多元时间序列变量组成的向量自回归模型。VAR模型描述了变量之间的相互关系，常用于预测相互联系的时间序列系统与分析随机扰动对变量系统的动态冲击，从而解释各种经济冲击对经济变量形成的影响。
VAR(p)模型的表达式为：
其中：yt为k维内生变量列向量；xt为d维外生变量列向量；p为滞后阶数；T是样本容量。et为随机扰动列向量。它们之间可以同期相关，但不与自身的滞后值相关，且不与等式右边的变量相关。在实际应用中，通常希望滞后阶数p足够大，从而完整地反映所构造模型的动态特征，但是，滞后阶数越大，模型中的待估计参数越多，自由度越小。因此，需要在滞后阶数和自由度之间进行取舍，一般根据AIC准则和SC准则确定最佳的滞后阶数。
对于传统的VAR理论，要求模型中每个内生变量都是平稳的，对于非平稳时间序列需要经过差分处理，得到平稳序列再建立VAR模型。但是随着协整理论的发展，对于非平稳时间序列，只要各变量之间存在协整关系也可以直接建立VAR模型。所以，在建立VAR模型之前先要进行协整检验。
二、实证研究
（一）单位根与协整检验
单位根检验是研究时间序列平稳性的一种基本方法，而平稳性检验是变量之间协整检验的前提。采用最常见的Augmented Dickey-Fuller Test检验变量GM、XL和NYBF是否平稳。使用Eviews5.0软件进行单位根检验，结果如表1所示。
可知，这三个变量都是非平稳的，将其进行一阶差分后，ΔGM和ΔXL在1%的显著性水平下是平稳的，ΔNYBF在5%的显著性水平下是平稳的。因此，它们是一阶单整，记为I(1)。对于这些不平稳的变量在进一步分析之前需要先进行协整检验，采用基于回归系数的Johansen协整检验法，得到结果如表2所示。
（二）格兰杰因果关系检验
由协整检验结果可知，GM、XL和NYBF之间存在长期协整关系。由于协整关系只表明变量之间存在长期均衡关系，但是不能确定具体的因果变动方向，因此，需要进一步确定变量之间的因果关系。下面采用格兰杰因果关系检验法检验它们之间的因果关系，结果如表3所示。
（三）脉冲响应函数分析
格兰杰因果关系只能说明变量之间是否存在因果关系，但是不能分析整个系统中某个变量的变化对其他变量产生的影响的大小。要分析各个变量之间的单位变化如何通过其内在联系引起对整个系统的扰动，以及各变量对这些扰动的综合反应，就需要用脉冲响应函数和方差分解技术对变量之间的相互冲击进行分析。
下面根据变量之间的格兰杰因果关系，使用脉冲响应函数来分析这些因果影响的正负和大小，脉冲响应图如图1、2所示，图中实线表示脉冲响应函数，虚线表示正负两倍标准差偏离带。图1为NYBF的正向冲击对GM脉冲响应所产生的影响。可见，当在本期给NYBF一个标准差冲击后，对GM的影响从第1~5期为正值，但存在一些波动，先升后降。从第6~9期为负值，并且在第8期达到最小值，之后呈现上升态势。图2为NYBF的正向冲击对XL脉冲响应所产生的影响。显然，当在本期给NYBF一个标准差冲击后，对XL产生的影响从第1~4期为负的，第5~8期为正的，并且在第7期达到最大值（0.08394），之后影响逐渐减小。
（四）方差分解
通过脉冲响应函数可以判断NYBF对GM和XL的效应，但是不能得出各个指标的贡献度。而方差分解可通过分析每一个结构冲击对内生变量变化（通常用方差来表示）的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。
下面分解GM和XL的预测误差方差，以分析NYBF对GM和XL的相对重要性，方差分解结果如图3、4所示。由图3可知，在不考虑GM自身和XL的贡献率情况下，NYBF对GM的贡献率在前两期都很小，均在1%以下，以后贡献率一直保持不断上升的态势，到第8期达到最大值（为28.78%），之后又略有下降。由图4可知，NYBF对XL的贡献率一直保持上升的趋势，到第10期达到最大值（30.68%）。这表明随着农业保险的不断发展，其对农村金融发展规模和发展效率的支持作用不断增强。
三、结论与建议
通过上述对我国1985—2009年农业保险发展水平与农村金融发展之间关系的实证分析，可得出如下结论。
Johansen协整检验结果表明在5%的显著性水平下至少存在一个协整向量，说明我国农业保险与农村金融发展规模和发展效率之间存在长期协整关系。
格兰杰因果关系检验结果表明，在滞后4期的情况下，NYBF与GM之间存在单向因果关系，也就是说NYBF是GM的原因，反之GM不是NYBF的原因；在滞后3期的情况下，NYBF与XL之间存在单向因果关系，NYBF是XL的原因，反之XL不是NYBF的原因。这说明我国农业保险发展水平是农村金融发展的原因，对农村金融发展有一定的促进作用；反过来，农村金融发展对农业保险发展的因果关系不明显，说明农村金融发展水平对农业保险的发展没有起到明显的促进作用，主要原因可能是农村金融机构在服务“三农”方面的资金投放力度不够大，农业贷款比重偏低，支农覆盖面较小。
脉冲响应函数和方差分解分析结果表明，NYBF对GM有影响，随着时间的推移其影响力逐渐减小，但是NYBF对XL的影响随着时间的推移逐渐增强。这说明我国应该加强农业保险发展水平，强化农业保险在农村金融体系发展中的比例，从而有力地促进农村金融健康平稳发展。
结合当前我国农业保险和农村金融发展的现状和特点，可以从以下两方面着手。
一是发挥农村金融的支农作用，为农业保险发展提供良好的资金环境。加强农村金融机构在服务“三农”方面的投放力度，使财税政策与农村金融政策更有效地衔接，引导更多信贷资金投向“三农”方面，切实解决农村融资难问题。同时，完善县域内银行业等金融机构新吸收存款主要用于当地发放贷款的政策。由于用于“三农”方面的资金存在较高风险，因此国家应加大政策性支持，积极发挥政府的干预功能。
二是积极落实“低保额、广覆盖”的原则，推动农村保险供给主体和服务网络进一步发展完善，继续扩大政策性农业保险的覆盖领域和试点品种。同时，针对农村发展的新形势，研发一些以前没有过，但是现实中农村、农民又迫切需要的创新类保险产品，如探索涉农贷款保证保险、个人保单质押贷款等，增强农户贷款信用，扩大农户融资手段，完善涉农信贷风险的分散转移机制，让农业保险切实地为农村金融发展起到“保驾护航”的作用。
参考文献：
[1]李汉才,农村金融与农业保险互动关系研究及行为主体间的博弈分析[J].农业经济，2008（9）:76-77.
[2]雷蒙德·W·戈德史密斯.金融结构与金融发展[M].上海：上海三联书店，1990：79.
[3]罗纳德·I·麦金农.经济发展中的货币与资本[M].上海：上海三联书店，1989：102-105.
[4]王毅.用金融存量指标对中国金融深化进程的衡量[J].金融研究，2002（1）：82-92.
[5]周才云,.中国农村金融发展与农村居民收入增长关系的经验研究[J].统计与信息论坛，2010（8）:54-59.