李 楊，歐朝敏，郭滕達

（1.湖南農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟學院，湖南 長沙 410128；2.國防科學技術大學 信息系統(tǒng)與管理學院，湖南 長沙 410073）

鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)與股份制商業(yè)銀行長短期互動的定量分析

李 楊1，歐朝敏2，郭滕達2

（1.湖南農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟學院，湖南 長沙 410128；2.國防科學技術大學 信息系統(tǒng)與管理學院，湖南 長沙 410073）

只有在鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)與股份制商業(yè)銀行之間形成真正的良性互動，才有可能從根本上緩解鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)融資難這一頑疾。我們將兩者之間的互動分為短期和長期兩個方面，運用格蘭杰因果關系檢驗、協(xié)整檢驗和ECM模型對其進行定量分析。結果表明：從短期看，股份制商業(yè)銀行帶動了鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的成長，但鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)卻沒有促進股份制商業(yè)銀行的發(fā)展；從長期看，兩者之間存在且只有一個均衡關系。一旦偏離這一均衡，就存在著自我修正機制，使其從非均衡狀態(tài)向均衡狀態(tài)發(fā)展。只有有針對性地采取多方面的措施，才能使兩者形成良性互動。

鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)；股份制商業(yè)銀行；長短期互動；ECM模型

改革開放以來，我國的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)從無到有，從小到大，發(fā)展迅速，已經(jīng)成為國民經(jīng)濟的重要組成部分。2007年全國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)全年累計實現(xiàn)增加值69 620億元，占全國國內(nèi)生產(chǎn)總值的27.9%；完成出口交貨值31 242億元，占全國出口交貨值的33.4%①。鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展至今雖然已取得輝煌的成績，但一直以來都處于融資難的困境［1-3］。造成這一局面的原因有很多，其中一個重要原因就是國有商業(yè)銀行高度集權，金融服務手段落后［4］。自從1986年第一家股份制商業(yè)銀行成立以后，股份制商業(yè)銀行逐漸壯大，現(xiàn)已成為整個銀行體系重要且最具活力的一部分。截止到2009年第三季度末，股份制商業(yè)銀行的資產(chǎn)總額為111 441億元，占金融機構資產(chǎn)總額的14.8%，同比增長33.3%②。股份制商業(yè)銀行的成立在很大程度上改變了國有商業(yè)銀行的壟斷地位，促進了金融服務的創(chuàng)新。但這些銀行是否真正由此促進了鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展，同時鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)是否對股份制商業(yè)銀行產(chǎn)生了良性反饋？這個問題值得學術界深入探討。根據(jù)現(xiàn)已掌握的文獻，相關的系統(tǒng)研究相對較薄弱。譚秋成提出兩者之間的互動并不理想，可能步入惡性循環(huán)的軌道。他通過構建一個鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)預算軟約束的框架，得出在預算軟約束的條件下，金融機構和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的資金聯(lián)系無法長久持續(xù)，都會陷入困境［5］。筆者曾通過理論分析提出鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)與股份制商業(yè)銀行兩者之間存在著互動機制：鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)通過給股份制商業(yè)銀行帶來利潤和資本金，以及促使其優(yōu)化服務這些機制來促進股份制商業(yè)銀行的發(fā)展；股份制商業(yè)銀行則通過資金支持、財務支持和信息支持這三大機制帶動鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的成長［6］。本文以此為理論基礎，把兩者之間的互動關系分為長期與短期兩個方面，試圖從定量的角度進行探討。結構安排如下：首先對數(shù)據(jù)進行簡要說明，并基于格蘭杰因果關系檢驗分析兩者之間的短期互動；然后在平穩(wěn)性檢驗的基礎上，以協(xié)整關系為基礎探討兩者之間的長期互動；接著運用ECM模型，驗證兩者之間長期互動均衡的穩(wěn)定性；最后是本文的結論。

一、數(shù)據(jù)說明和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)與股份制商業(yè)銀行的短期互動

一般采用產(chǎn)值或收入這兩類指標來反映經(jīng)濟主體的發(fā)展情況，根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，本研究選擇收入指標反映鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)與股份制商業(yè)銀行的發(fā)展狀況。本文所使用的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)營業(yè)收入、總產(chǎn)值和利潤總額等指標的數(shù)據(jù)摘自《中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)年鑒》和《中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)統(tǒng)計資料（1978～2002）》。通過《中國金融年鑒》，可以找到每個股份制商業(yè)銀行成立以來大部分年份的收入、利潤和總資產(chǎn)情況。然后將各個銀行的具體數(shù)值加總，從而得到整個行業(yè)的相關數(shù)值。需要指出的是，我國銀行業(yè)尤其是銀行業(yè)早期的信息披露不透明，某些股份制商業(yè)銀行的數(shù)據(jù)難以系統(tǒng)找到，但這并不妨礙本研究通過現(xiàn)有數(shù)據(jù)反映股份制商業(yè)銀行整體的發(fā)展趨勢。通過上述途徑所查找到的原始數(shù)據(jù)是基于當年的價格水平統(tǒng)計得出的，不完全具有可比性。通過《中國統(tǒng)計年鑒》，可以發(fā)現(xiàn)基于1978年的商品零售價格指數(shù)，把原始數(shù)據(jù)除以當年的商品零售價格指數(shù)，從而得到基于1978年物價水平調(diào)整后的數(shù)據(jù)，這樣使所使用的數(shù)據(jù)更具有可比性?？紤]到對時間序列取對數(shù)不會改變時序性質(zhì)，且有利于得到平穩(wěn)的時間序列。因此本文把經(jīng)過價格指數(shù)調(diào)整后的數(shù)據(jù)對數(shù)化，得到LX（對數(shù)后的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)營業(yè)收入）和LY（對數(shù)后的股份制商業(yè)銀行收入）。

Granger因果關系檢驗是由著名的計量經(jīng)濟學家Granger在1969年定義的因果關系及其檢驗的基礎上發(fā)展起來的，通過該檢驗可以驗證變量之間的短期關系。檢驗鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)與股份制商業(yè)銀行之間的Granger因果關系，即兩者之間的短期互動就是估計以下回歸式：

如果接受原假設：β1＝β2=……=βn=0，就說明LY不是LX的Granger因，反之則稱LY是LX的Granger因；如果接受原假設：η1＝η2=……=ηn=0，就說明 LX不是 LY的Granger因，反之則是。以上聯(lián)合檢驗可通過F檢驗來實現(xiàn)，若計算出來的F值大于給定的臨界值，就拒絕原假設，說明存在因果關系，即存在短期促進作用；反之則接受原假設，說明不存在短期促進作用。

在進行Granger因果關系檢驗之前要確定最優(yōu)滯后期，本文根據(jù)AIC和SC最小化準則，確定最優(yōu)滯后期為4。對鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)與股份制商業(yè)銀行進行因果檢驗的具體結果見表1：

表1 Granger因果關系檢驗結果

由表1可見，對于拒絕第一個原假設犯第一類錯誤的概率為0.24，這表明在5%的顯著性水平上，不能拒絕原假設。即鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)不是股份制商業(yè)銀行的格蘭杰因，前者的發(fā)展在短期之內(nèi)沒能促進后者的發(fā)展。同理，在5%的顯著性水平上，可以拒絕第二個原假設，從而得到股份制商業(yè)銀行在短期之內(nèi)促進了鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展的結論。

鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)在改革開放初期的蓬勃發(fā)展讓人們曾對其寄予厚望，然而隨后的發(fā)展卻不盡如人意。隨著經(jīng)濟體制改革的進一步深化，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)所擁有的體制優(yōu)勢逐漸消失，自身又沒能及時實現(xiàn)升級改造。除了少數(shù)企業(yè)之外，大多數(shù)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)效益低下，技術水平不高，自然無法促進股份制商業(yè)銀行的發(fā)展。反觀股份制商業(yè)銀行發(fā)展起來后，規(guī)模擴大了，實力得到增強。有更多的資金投向鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)，使其能更快擴大規(guī)模。同時，股份制商業(yè)銀行在發(fā)展的過程中為鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)提供更優(yōu)質(zhì)的服務，在業(yè)務往來中通過溢出效應促使鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)健康發(fā)展，而不是盲目擴張、簡單重復。

二、基于協(xié)整關系的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)與股份制商業(yè)銀行的長期互動

1.變量的平穩(wěn)性檢驗

對于涉及到時間序列的回歸，應該首先檢驗該序列的平穩(wěn)性。否則，如果時間序列不平穩(wěn)，進行回歸會產(chǎn)生偽回歸。這種回歸的結果表面看上去令人滿意，卻經(jīng)不起進一步檢驗。一般而言，檢驗時間序列平穩(wěn)性的方法有三種，分別是DF檢驗，ADF檢驗和PP檢驗。在DF檢驗中，常常因為序列存在高階滯后相關而破壞了隨機擾動項是白噪聲的假設。因此，一般采用ADF檢驗和PP檢驗，本文采用ADF檢驗，運用eviews5.1進行運算。進行ADF檢驗首先需要確定最優(yōu)滯后期，eviews5.1根據(jù)AIC和SC最小化準則自動選擇最優(yōu)滯后期，然后進行檢驗，得到相應的結果（表2）。

表2 ADF單位根檢驗結果

說明：檢驗形式（C，T，K）分別表示單位根檢驗方程的常數(shù)項，時間趨勢和滯后階數(shù)，N是指不包括C和T。Δ表示一階差分，表中所列臨界值為5%顯著性水平下ADF檢驗Macknnon檢驗值。

由表2可知，在5%的顯著性水平下，調(diào)整后的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)營業(yè)收入和股份制商業(yè)銀行收入兩者的水平序列均非平穩(wěn)，而它們的一階差分序列則都是平穩(wěn)序列。這說明不能對兩者的水平序列直接進行回歸分析，要進一步分析它們之間的長期關系需要也能夠進行協(xié)整檢驗。

2.協(xié)整檢驗

分析兩個同階平穩(wěn)時間序列之間的長期關系，需要借助協(xié)整檢驗這個工具。協(xié)整檢驗的方法已經(jīng)發(fā)展成了兩種主要的方法。一是1987年Engle和Granger提出的基于協(xié)整回歸殘差的ADF檢驗；二是Johansen（1988，1991）和Juselius（1990）提出的基于VAR方法的協(xié)整系統(tǒng)檢驗，通過建立基于最大特征值的比統(tǒng)計量λmax來判別變量之間的協(xié)整關系。第二種方法可以明確檢驗出協(xié)整向量的數(shù)目，因此本文采用Johansen方法。在進行協(xié)整檢驗之前，根據(jù)A-IC，SC最小化原則，確定無約束VAR模型的最優(yōu)滯后期為4，協(xié)整檢驗結果見表3：

表3 Johansen協(xié)整檢驗結果

由表3可見，只有第一個似然比統(tǒng)計量大于5%顯著性水平下的臨界值。因此，只有第一個原假設被拒絕，從而得到鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)與股份制商業(yè)銀行有且只有一個協(xié)整關系的結論，兩者之間所對應的長期方程為：

協(xié)整結果說明鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)與股份制商業(yè)銀行之間存在正的長期關系，所對應的t值為44.094，表明這種關系十分顯著。結果還表明鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)每增長1%，股份制商業(yè)銀行增長1.191%。也就是說，從長期來看，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展帶動了股份制商業(yè)銀行的發(fā)展。雖然目前我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展正處在困難時期，但長期看仍然是一支建設社會主義新農(nóng)村和實現(xiàn)新型工業(yè)化的重要力量，擁有廣闊的前景。鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展起來以后，必然通過多種途徑惠及股份制商業(yè)銀行。而股份制商業(yè)銀行通過幫助和促進中小企業(yè)的成長，進而提高銀行自身的質(zhì)量，實現(xiàn)銀企雙方互相促進、共同發(fā)展的目標［7］。雙方開展業(yè)務是一種互惠互利的關系，而不是一種零和游戲。

三、基于ECM模型的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)與股份制商業(yè)銀行長期均衡的穩(wěn)定性

由前文的分析可知，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)與股份制商業(yè)銀行之間存在著一個協(xié)整關系，即存在著一個長期均衡。下文基于ECM模型進一步探討這種長期均衡的穩(wěn)定性，即如果不處在均衡狀態(tài)，兩者是否會向均衡狀態(tài)自我修正。

Granger定理表明任何一組存在協(xié)整關系的變量之間都可以建立包括誤差修正項（EC）在內(nèi)的誤差修正模型（ECM），以此來研究模型的動態(tài)特征。變量LY和LX之間誤差修正模型的一般形式為：

其中，誤差修正項為協(xié)整方程的一階滯后殘差，其系數(shù)的大小表明了鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)與股份制商業(yè)銀行從非均衡狀態(tài)向長期均衡狀態(tài)調(diào)整的速度。在誤差修正模型的實際估計過程中，本研究根據(jù)Hendry提出的一般到特殊的建模方法，最終得到的估計結果如下：

式（5）中誤差修正項系數(shù)的符號為負，符合反向修正機制，即滯后一期的非均衡誤差以0.56的比率從非均衡狀態(tài)向長期均衡狀態(tài)調(diào)整。AIC和SC的值分別等于－3.726和－2.844，這兩個指標的數(shù)值較小，說明ECM模型的整體效果較好。

結果還表明：股份制商業(yè)銀行的發(fā)展對自身具有明顯的正反饋效應。以前一期為例，股份制商業(yè)銀行在這一期每增長1%，將促進下一期增長0.452%。此外，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)對股份制商業(yè)銀行的促進作用不強，甚至存在著不利于其發(fā)展的現(xiàn)象，如提前第3期鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)收入指標的系數(shù)為－0.369。以鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)為因變量誤差修正模型的結果，也反映出股份制商業(yè)銀行對鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展促進較弱。這說明兩者的互動尚未步入良性循環(huán)的軌道，其可能的原因除了前文所述鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)正處在瓶頸時期之外，還在于雖然兩者都促進了對方規(guī)模的擴大，但各自發(fā)展的質(zhì)量卻不理想。股份制商業(yè)銀行資產(chǎn)利潤率由最高點的1.9%下降到2007年的1.3%，甚至出現(xiàn)過0.4%的低值；同樣，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)產(chǎn)值利潤率也由頂點的9%下降到2007年的6%①。這表明雙方的發(fā)展不是建立在質(zhì)量提高的基礎上，而是一種外延式擴張，存在一定的隱患。

四、結 論

股份制商業(yè)銀行的設立，為緩解鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)融資難這一頑疾提供了一條可能的途徑。然而需要指出的是，要從根本上緩解鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的融資難問題，不能僅僅依靠貸款方單方面的付出，必須讓鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)與股份制商業(yè)銀行的發(fā)展相互之間互惠互利。本文實證檢驗兩者之間的互動關系，得到如下主要結論：

（一）根據(jù)格蘭杰因果關系檢驗的結果，從短期來看股份制商業(yè)銀行的發(fā)展帶動了鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的成長，但鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)卻沒有相應促進股份制商業(yè)銀行的發(fā)展。雖然鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)在發(fā)展初期呈現(xiàn)出欣欣向榮的景象，但隨后的發(fā)展卻不盡如人意。受各種原因的影響，對鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)所發(fā)放貸款的質(zhì)量不斷下降，股份制商業(yè)銀行未能從中獲得應有利潤，得到相應支持。這要求我們盡快采取措施以改變這一局面，比如建立全社會的信用體系、健全鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的財務制度和落實各項鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款扶持政策等。

（二）協(xié)整檢驗和ECM模型的結果表明：從長期來看鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)與股份制商業(yè)銀行能夠促進對方的發(fā)展，且這種長期均衡關系存在著自我修正機制。一旦雙方偏離了長期均衡，將以0.56的比率從非均衡狀態(tài)向長期均衡狀態(tài)調(diào)整。但需要注意的是，兩者之間長期的互惠互利仍存在著隱患，集中體現(xiàn)在各自利潤率下降這一點上［8］。鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)應提高產(chǎn)品的技術含量，盡快走出現(xiàn)有瓶頸；股份制商業(yè)銀行需要建立客戶經(jīng)理制和客戶信息平臺，為鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)量身定做提供產(chǎn)品。

注 釋：

① 根據(jù)2008年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)年鑒》的相關數(shù)據(jù)計算得出。

② 來自中國銀行業(yè)監(jiān)督管理委員會網(wǎng)站，網(wǎng)址為http：//www.cbrc.gov.cn/chinese/home/jsp/ docView.jsp?docID=20090415B21ECED6F116ECC1FFC416467107A1 00。

③ 股份制商業(yè)銀行資產(chǎn)利潤率由當年的利潤總額除以總資產(chǎn)得到，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)產(chǎn)值利潤率則由當年利潤總額除以總產(chǎn)值得到。

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Abstract：Only really favorable interactions come into being between town-village enterprises（TVES） and joint-stock commercial banks（JSCBS），it can financing difficulties of TVES possibly ultimately be.The interaction between them is divided into short and long term，which is analyzed quantitatively by Granger causality test，co-integration test and ECM models.The results indicate：in the short run，the growth of TVES is promoted by JSCBS，while the development of JSCBS is not promoted by TVES.In the long run，there is only one equilibrium between them.What’s more，once the equilibrium is deviated，the disequilibrium will go toward the equilibrium by self-correction mechanisms.Only measures in several aspects are adopted purposely，do favorable interactions between them come into being.

Keywords：town-village enterprises；joint-stock commercial banks；long and short term interaction；ECM Models

（責任編校：文 心）

Quantitative Analysis of Long and Short Term Interactions Between Town-village Enterprises and Joint-stock Commercial Banks

LI Yang1，OU Chao-min2，GUO Teng-da2
（1.School College of Economics，Hunan Agricultural University，Changsha，Hunan 410128，China；2.School of Information System and Management，National University of Defense Technology，Changsha，Hunan 410073，China）

F403

A

1000-2529（2011）01-0080-04

2010-08-23

國家社科基金項目“**政策效果的評估體系研究”（10GJ451-086）

李 楊（1980-），女，湖南長沙人，湖南農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟學院教師，博士研究生；歐朝敏（1979-），男，湖南宜章人，國防科學技術大學信息系統(tǒng)與管理學院教師，在站博士后；郭滕達（1983-），女，遼寧鞍山人，國防科學技術大學信息系統(tǒng)與管理學院教師，博士。