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    區(qū)域金融發(fā)展與農(nóng)村居民收入關(guān)系的實(shí)證

    2012-10-20 08:52:44郭志儀趙小克景文宏
    統(tǒng)計(jì)與決策 2012年24期
    關(guān)鍵詞:農(nóng)民收入協(xié)整變量

    郭志儀,趙小克,景文宏,周 潮

    (1.蘭州大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,蘭州 73000;2.中國人民銀行蘭州中心支行,蘭州 73000;3.中國人民銀行張掖市中心支行,甘肅張掖 734000)

    0 引言

    改革開放以來,我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長,但同時也引起了利益分配機(jī)制的逐步改變。由于大量的貧困人口集中在農(nóng)村地區(qū),因此農(nóng)村居民收入(以下簡稱農(nóng)民收入)問題成為分配不平等的主要根源,關(guān)系到農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展、城鄉(xiāng)社會和諧,甚至關(guān)系到全國的糧食安全和社會穩(wěn)定。影響農(nóng)民收入的因素有很多,從長遠(yuǎn)看,金融因素的作用會越來越突出,因?yàn)檗r(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長和農(nóng)民收入的提高都離不開金融的支持。因此,金融發(fā)展對農(nóng)民收入的影響是值得探討的理論問題。Greenwood&Jovanovic(1990)研究認(rèn)為:在早期階段,金融發(fā)展對收入分配的效應(yīng)不利于窮人,但隨著窮人財(cái)富積累對門檻的跨越,金融發(fā)展有利于窮人積累更多的財(cái)富,這間接說明了金融發(fā)展對農(nóng)民收入有先抑制后促進(jìn)的影響。Beck et al(2004)的研究結(jié)論是,在金融自由化過程中,最低收入階層的收入增長快于人均GDP的增長,所以金融發(fā)展有利于促進(jìn)低收入階層的收入提高。國內(nèi)學(xué)者王虎等(2006)、劉忠群等(2008)和胡幫勇等(2011)也得出相似結(jié)論,認(rèn)為中國金融發(fā)展對于農(nóng)民收入有促進(jìn)作用。而溫濤等(2005)、葉志強(qiáng)等(2011)的研究結(jié)果顯示:中國金融發(fā)展對農(nóng)民收入增長具有顯著的負(fù)效應(yīng)。汪上等(2012)也認(rèn)為,我國農(nóng)村金融發(fā)展阻礙了農(nóng)民非農(nóng)收入的增長。另外,許崇正等(2005)則認(rèn)為金融發(fā)展水平與農(nóng)民收入之間不存在長期關(guān)系。本文將金融發(fā)展、經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)民收入三者作為一個動態(tài)系統(tǒng),并將它們之間關(guān)系的理論研究框架應(yīng)用到省區(qū)層面上,對甘肅省1978年到2011年進(jìn)行實(shí)證研究,分析它們之間的相互影響效應(yīng)。

    1 變量選取和模型建立

    1.1 變量選取

    我們選取甘肅農(nóng)民收入LCE作為被解釋變量,將反映金融發(fā)展的兩個指標(biāo)(金融貢獻(xiàn)比率FCR、金融中介效率FAE)和反映經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)人均GDP一起作為解釋變量。

    (1)農(nóng)民收入(LCE)。本文將農(nóng)村居民人均純收入取對數(shù)作為衡量農(nóng)民收入的變量,這樣做可以消除數(shù)據(jù)的異方差。

    (2)金融貢獻(xiàn)比率(FCR)。本文把金融行業(yè)對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的支出總額和國民生產(chǎn)總值的比值定義為金融貢獻(xiàn)比率FCR,用這一指標(biāo)來衡量金融發(fā)展規(guī)模和地區(qū)金融深化程度,反映金融增長對地區(qū)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)。考慮到數(shù)據(jù)的可得性,金融貢獻(xiàn)比率的表達(dá)式為:

    FCR=(金融機(jī)構(gòu)貸款平均余額+股票籌資額+債券籌資額+保費(fèi)支出額)/GDP

    (3)金融中介效率(FAE)。本文采用的金融中介效率FAE指標(biāo)表述為金融機(jī)構(gòu)貸款平均余額與金融機(jī)構(gòu)存款平均余額的比值,用來衡量金融機(jī)構(gòu)將存款轉(zhuǎn)化為貸款的效率,反映金融發(fā)展效率。

    (4)經(jīng)濟(jì)增長(LRGDP)。本文用人均GDP來衡量經(jīng)濟(jì)增長,并對其取對數(shù),以消除數(shù)據(jù)的異方差。

    1.2 數(shù)據(jù)來源

    本文所使用的甘肅省1977-2011年間數(shù)據(jù)來自甘肅統(tǒng)計(jì)年鑒(1990-2009)、甘肅發(fā)展年鑒2010、甘肅發(fā)展年鑒2011、甘肅金融年鑒(1990-2011)、中經(jīng)網(wǎng)和國研網(wǎng)。

    1.3 模型建立

    影響農(nóng)民收入(LCE)的因素主要包括金融發(fā)展(F)和經(jīng)濟(jì)增長(Y),其函數(shù)表達(dá)式為:

    金融發(fā)展不僅包括金融規(guī)模的擴(kuò)張,還包括金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化、金融效率的提高,體現(xiàn)為金融對經(jīng)濟(jì)發(fā)展需要的滿足程度和貢獻(xiàn)作用。因此本文從金融規(guī)模增長和金融發(fā)展效率兩個方面構(gòu)建衡量甘肅省金融發(fā)展的指標(biāo),表示為如下兩個變量的函數(shù):

    本文用人均GDP(LRGDP)來反映甘肅省的經(jīng)濟(jì)增長,可得下式,

    整理以后,分別用β1、β2、β3表示各變量對農(nóng)民收入的邊際影響,可以簡化為:

    于是可以得到本研究的基本計(jì)量模型如(7)式,其中β0為常數(shù)項(xiàng),μ代表隨機(jī)誤差項(xiàng)。

    由于差分量只不過是水平量前后期的差值,根據(jù)(7)式不難發(fā)現(xiàn)LCE的水平量與FCR、FAE和LRGDP的水平量及其滯后變量之間同樣存在穩(wěn)定的關(guān)系。同時,由于金融發(fā)展、經(jīng)濟(jì)增長對農(nóng)村居民收入的作用往往存在一定的滯后期,因此本文設(shè)定如下向量自回歸模型(VAR)予以分析:

    Yt是k維內(nèi)生變量向量,本文中Y=(L CE,FCR,FAE,LRGDP)T,k=4;p是滯后階數(shù);t是樣本個數(shù);A1,A2,…,Ap是k×k維被估計(jì)的系數(shù)矩陣;εt是k維隨機(jī)擾動向量。

    2 實(shí)證分析

    甘肅省的農(nóng)民收入LCE除了在1999年有個小幅下降以外,其他年份都保持了持續(xù)增長;FCR從1978年的47%持續(xù)上升至1999年的125%后波浪式回落到2011年的102%;FAE則從98%攀升到1988年的高點(diǎn)125%后持續(xù)下降到71%;LRGDP則除了1981年小幅下降以外,其他年份均保持增長。

    2.1 單位根檢驗(yàn)

    為了避免出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象,本文采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)方法檢驗(yàn)各變量的平穩(wěn)性。若各變量都是非平穩(wěn)的,且服從同階單位根過程,那么可以對相關(guān)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。對LCE、FCR、FAE和LRGDP做ADF單位根檢驗(yàn),結(jié)果見表1。

    表1 時間序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

    在5%的顯著性水平上,所有原始序列的檢驗(yàn)結(jié)果均沒有拒絕有單位根的假設(shè),因此可以認(rèn)為LCE、FCR、FAE和LRGDP均為非平穩(wěn)的時間序列。而經(jīng)一階差分后均拒絕有單位根的假設(shè),表明差分變量是平穩(wěn)的。于是,我們認(rèn)為上述變量均是一階單整的,即為I(1),滿足協(xié)整條件。

    2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

    如果一組非平穩(wěn)變量存在一個平穩(wěn)的線性組合,那么這組變量是協(xié)整的,這個線性組合被稱為協(xié)整方程,表示這組變量間具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。本文采用Johansen方法來檢驗(yàn)LCE和FCR、FAE、LRGDP的協(xié)整關(guān)系,檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

    跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)結(jié)果顯示,在5%顯著性水平上,拒絕“沒有協(xié)整關(guān)系”和“至多有一個協(xié)整關(guān)系”的零假設(shè),說明LCE、FCR、FAE、LRGDP之間存在長期的均衡關(guān)系,它們之間至少存在兩個協(xié)整關(guān)系,其中一個正規(guī)化后的長期協(xié)整關(guān)系為(括號中為標(biāo)準(zhǔn)差):

    可以看出,金融貢獻(xiàn)比率、經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)民收入顯著正相關(guān);金融中介效率則和農(nóng)民收入顯著負(fù)相關(guān)。

    2.3 誤差修正模型(ECM)

    誤差修正模型描述了變量由短期動態(tài)非均衡向長期均衡逼近的過程。我們以ΔLCE作為被解釋變量,經(jīng)過反復(fù)試驗(yàn)得到誤差修正模型:

    在該模型中,誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-0.60,表示當(dāng)短期波動偏離長期均衡時,誤差修正項(xiàng)以0.60的力度作反向修整,將非均衡狀態(tài)恢復(fù)到均衡狀態(tài)。

    2.4 向量自回歸模型(VAR)

    表2 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)表

    經(jīng)檢驗(yàn),VAR模型所有根的倒數(shù)全部在單位圓內(nèi),滿足穩(wěn)定性條件,建立向量自回歸模型如下:

    2.5 格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗(yàn)

    協(xié)整檢驗(yàn)只是說明了變量間存在長期均衡關(guān)系,厘清變量間存在的確定性的相互關(guān)系需要通過Granger因果檢驗(yàn)來進(jìn)行。如表3所示,在10%的顯著性水平下,農(nóng)民收入是金融貢獻(xiàn)比率的單向Granger原因;農(nóng)民收入和金融中介效率無Granger因果關(guān)系;而農(nóng)民收入和經(jīng)濟(jì)增長具有雙向的Granger因果關(guān)系。

    表3 LCE與各解釋變量格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

    2.6 脈沖響應(yīng)分析

    為探討變量之間的互動關(guān)系,本文利用向量自回歸(VAR)進(jìn)行沖擊脈沖響應(yīng)分析,即通過比較不同變量的脈沖響應(yīng),來判斷變量所受到的沖擊效果的大小,進(jìn)而判斷變量之間的互動關(guān)系。圖1為基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線,可以看出:第一,農(nóng)民收入對自身的沖擊效應(yīng)保持正向關(guān)系,說明前期的收入增長導(dǎo)致下一時期更大的收入;第二,農(nóng)民收入的正向沖擊第2期以后會明顯提高金融貢獻(xiàn)比率;第三,農(nóng)民收入對經(jīng)濟(jì)增長的沖擊始終為正;第四,經(jīng)濟(jì)增長對農(nóng)民收入的沖擊也持續(xù)為正。

    圖1 LCE、FCR、FAE、LRGDP之間的脈沖響應(yīng)輸出結(jié)果

    3 結(jié)論與建議

    3.1 研究結(jié)論

    (1)農(nóng)民收入增長顯著擴(kuò)大了金融發(fā)展規(guī)模。改革開放以來,甘肅省金融體系從農(nóng)村汲取了大量的金融剩余來為城鎮(zhèn)工業(yè)化提供資金支持。農(nóng)民收入的增長使得農(nóng)民存款額提高,從而有更多的貸款來支持工業(yè)化,這就直接導(dǎo)致了甘肅省金融發(fā)展規(guī)模的擴(kuò)大。

    (2)金融發(fā)展效率和農(nóng)民收入呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。金融中介效率從1989年的125%持續(xù)下降,到2011年僅為71%,說明甘肅省農(nóng)民收入增長的同時伴隨著儲蓄轉(zhuǎn)化為貸款效率的降低??赡苁墙鹑跈C(jī)構(gòu)特別是國有銀行吸收的部分省內(nèi)存款分流到省外地區(qū),也就是說存在大量資金外流現(xiàn)象。這些資金流向東南沿海地區(qū),而本省基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)卻長期缺少金融資本的支持。

    (3)農(nóng)民收入的增長能促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長,經(jīng)濟(jì)增長又帶動了農(nóng)民收入的增長。說明農(nóng)民收入增長和經(jīng)濟(jì)增長互相促進(jìn),形成良性循環(huán)的局面。

    3.2 對策建議

    (1)加大對農(nóng)村金融的改革力度,完善金融市場,穩(wěn)定農(nóng)村金融資源。推動農(nóng)村正規(guī)金融發(fā)展,促進(jìn)資金回流農(nóng)村,使農(nóng)村資金為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展服務(wù),是提高農(nóng)民收入的重要途徑。應(yīng)通過加大農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)支農(nóng)貸款力度、降低農(nóng)村地區(qū)的信貸投資門檻、引導(dǎo)農(nóng)村非正規(guī)金融規(guī)范成長和大力推行農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)等措施,促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展,增加農(nóng)民收入。

    (2)提升金融中介效率,增加對本省傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)、農(nóng)民和農(nóng)村的信貸投放量。這樣就能夠改善農(nóng)民的融資條件,促進(jìn)其收入增長。金融發(fā)展的效率提升意味著一定的儲蓄可以轉(zhuǎn)化為更多的貸款,盡管甘肅的金融發(fā)展是非均衡的,但只要更多的貸款中一小部分流向農(nóng)村地區(qū),就將產(chǎn)生很大效益,從而提高農(nóng)民的收入水平。

    (3)發(fā)展地區(qū)經(jīng)濟(jì)是提高農(nóng)民收入的一個最為有效、快捷的方法。需要進(jìn)行收入分配制度改革來提高農(nóng)民收入,具體對策措施有:通過提高農(nóng)產(chǎn)品收購價格、增加農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼等措施來直接提高農(nóng)民收入,從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長,達(dá)到農(nóng)民收入增長和經(jīng)濟(jì)增長的良性循環(huán)。

    [1]Beck Thorsten,Demirgue-Kunt,Ross Levine.Finance,Inequality and Poverty:Cross-Country Evidence[C].World Bank Policy Research Working Paper,2004.

    [2]Jeremy Greenwood,Boyan Jovanovic.Financial Development,Growth,and the Distribution of Income[J].The Journal of Political Economy,1990,98.

    [3]胡幫勇,張兵.中國金融發(fā)展對農(nóng)民收入影響的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2011,(23).

    [4]劉忠群,黃金,梁彭勇.金融發(fā)展對農(nóng)民收入增長的影響——來自中國面板數(shù)據(jù)的再檢視[J].財(cái)貿(mào)研究,2008,(6).

    [5]王虎,范從來.金融發(fā)展與農(nóng)民收入影響機(jī)制的研究:來自中國1980-2004年的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué),2006,(6).

    [6]汪上,李寶禮.農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入構(gòu)成變化[J].理論探討,2012,(1).

    [7]溫濤,冉光和,熊德平.中國金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長[J].經(jīng)濟(jì)研究,2005,(9).

    [8]許崇正,高希武.農(nóng)村金融對增加農(nóng)民收入支持狀況的實(shí)證研究[J].金融研究,2005,(9).

    [9]葉志強(qiáng),陳習(xí)定,張順明.金融發(fā)展能減少城鄉(xiāng)收入差距嗎?——來自中國的證據(jù)[J].金融研究,2011,(2).

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