農村金融發(fā)展與農民收入增長：理論假說與實證檢驗

陳沖

摘要：運用1981—2011年的相關數(shù)據(jù)，對我國農村金融發(fā)展與農民收入增長之間的關系進行實證檢驗，結果顯示：從長期來看，農村金融發(fā)展規(guī)模、農村金融發(fā)展結構對于農民收入的增長具有促進作用，而農村金融發(fā)展效率卻抑制了農民收入的增長；在短期內，農村金融發(fā)展規(guī)模和結構兩個指標與農民收入增長之間沒有明顯的正向關系，而農村金融發(fā)展效率依然具有較為顯著的抑制作用。Granger因果檢驗顯示：農村金融發(fā)展規(guī)模和效率是農民收入增長的Granger原因，但是其反向的Granger因果關系不存在，脈沖響應函數(shù)得到同樣結論。

關鍵詞：農村金融發(fā)展；農民收入；向量自回歸模型

中圖分類號：F832.7 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2013）06-0013-06

一、問題的提出

農民收入增長問題是當前整個農村經濟和社會發(fā)展所面臨的重大問題，它不僅是解決“三農”問題的關鍵，而且對于我國整個國民經濟的健康發(fā)展和社會主義和諧社會的構建具有特殊意義（余新平、熊德平，2010）[1]。2011年我國農村居民的家庭人均純收入達到了6 977.30元，相比于改革開放初期1981年的223.40元，按照不變價格計算，農民實際收入增長了6.37倍，平均每年增長6.16%，收入水平有了較大幅度的提升。但是分階段來看，農民收入的增長速度不僅波動性較大，而且出現(xiàn)了整體下降趨勢。1981—1985年全國農村居民人均純收入年增長11.68%，1986—1995年為3.43%，1996—2005年為4.98%，2006—2011年為9.62%。值得注意的是，在農民收入增速出現(xiàn)波動并且增速趨緩的同時，農村的金融事業(yè)卻發(fā)展迅猛。農村貸款余額從1981年的286.10億元增加到2011年的121 468.90億元，農村存款余額從1981年的169.60億元增加到2011年的70 672.85億元。剔除價格因素的影響，2011年的農村貸款余額和農村存款余額分別較1981年增長了86.81倍和85.20倍，遠遠高于農民人均純收入這一期間的增長幅度。以上對比可以得出，我國農村金融發(fā)展與農民收入的增長在直觀表現(xiàn)上并不協(xié)調，二者之間的事實關系有待進一步的檢驗和分析。

影響農民收入增長的因素有諸多方面，其中農村金融發(fā)展在近些年被尤為關注，并且在解決農民增收的政策建議中屢見不鮮（溫濤、冉光和，2005）[2]。從我國農村地區(qū)金融事業(yè)的發(fā)展實際情況來看，農村地區(qū)已經初步形成了較為完善的金融服務體系框架，實現(xiàn)了合作性金融、政策性金融、商業(yè)性金融與其他金融組織機構分工協(xié)作的有利局面。農村金融發(fā)展與農民收入增長不相協(xié)調的景象又為什么會出現(xiàn)呢？農村金融的發(fā)展又對農民收入的增長起到了什么作用？在已有的研究中，國外方面，由于絕大多數(shù)的研究成果集中在分析金融發(fā)展對經濟增長的影響，不能直接反映金融發(fā)展對農民收入的關系，一定程度上金融發(fā)展與農民收入的關系被金融發(fā)展與經濟增長的正向關系所替代，例如Joseph（1985）[3]、Robert & Ross（1993）[4]、Becker（2000）等；也有部分外國學者通過研究金融發(fā)展與收入分配的關系，同樣間接反映了金融發(fā)展與農民收入增長的關系（Greenwood & Jovanovic，1990[5]；Clarke，2003[6]）。國內研究方面，溫濤和冉光和（2005）[2]的研究結果表明，在1952—2003年期間，無論是金融機構貸款比率還是經濟證券化比率的提高，都對我國農民收入的增長起到了抑制作用，直接導致了城鄉(xiāng)收入差距的拉大與“二元結構”的強化。譚燕芝（2009）利用農村現(xiàn)存金融資產與農村GDP之比來衡量我國農村金融的發(fā)展，其研究結果同樣表明，農村金融發(fā)展對農民收入的增長起到了抑制作用，農村金融并沒有真正做到服務于農村發(fā)展[7]。劉旦（2007）以農村“存貸比”衡量的農村金融發(fā)展效率也不利于農民收入的增長[8]。而余新平、熊德平（2010）利用1978—2008年的相關數(shù)據(jù)進行的實證分析表明，農村存款、農業(yè)保險賠付與農民收入增長呈現(xiàn)正向關系，而農村貸款、農業(yè)保險收入與農民收入增長呈負向關系，不能否定我國農村金融發(fā)展對農民收入增長重要性的理論價值[1]。

以上研究成果的梳理表明，有關我國農村金融發(fā)展對農民收入增長究竟起到了什么作用，已有的文獻還沒有形成一致的結論。分析原因，主要是因為在不同的研究中，用什么指標來衡量農村金融發(fā)展存在較大分歧，但是由于所用指標單一，不能較系統(tǒng)、全面地衡量出我國農村金融的發(fā)展水平，最終使得其研究成果各有側重。本文綜合已有的研究成果，首先將農村金融發(fā)展視為一種“生產要素”，依托傳統(tǒng)生產函數(shù)，試圖構建出能夠反映農村金融發(fā)展與農民收入二者關系的新型生產函數(shù)，為實證檢驗建立微觀基礎；其次，欲從農村金融發(fā)展規(guī)模、農村金融發(fā)展結構和農村金融發(fā)展效率三個方面來綜合衡量我國當前農村金融的發(fā)展水平，探索農村金融發(fā)展的不同層面可能對農民收入增長產生的影響，以期能夠較為準確、科學地為制定相關政策提供實證依據(jù)。

二、模型設定與數(shù)據(jù)說明

（一）模型的構建

為了反映農村金融發(fā)展水平與農民收入增長的關系，建立科學的計量模型，使用有效的計量方法，借鑒Greenwood & Jovanivic（1990）[5]、Murinde（1994）、溫濤、冉光和（2005）[2]等的理論分析框架，在傳統(tǒng)生產函數(shù)的基礎之上（資本和勞動為生產函數(shù)中的主要生產要素），本文將農村金融發(fā)展水平視為另外一種重要的生產要素“投入”到生產函數(shù)分析當中，這樣有關農村金融發(fā)展與農村經濟產出二者之間的關系可以表示如下：

Y=g（K，L，F(xiàn)）（1）

其中Y代表了農村經濟生產的總收益，K代表資本投入，L代表勞動力投入，F(xiàn)代表農村的金融發(fā)展水平。按照溫濤、冉光和（2005）[2]和Parenteral & Prescott的做法，進一步假定農村勞動力處于最大的生產能力，即L=，這樣農村經濟生產就面臨恒定的規(guī)模收益，而總產出（總收益）就只取決于農村的資本投入和農村金融發(fā)展水平。（1）式可以變形為：

結合當前我國農村金融市場的實際情況，借鑒已有的研究成果（姚耀軍，2004；張建波、楊國頌，2010；賈立、王紅明，2010[9]，等），本文綜合采用農村金融發(fā)展規(guī)模指標（JRGM）、農村金融發(fā)展結構指標（JRJG）和農村金融發(fā)展效率指標（JRXL）三個指標來衡量我國農村金融發(fā)展水平。其中：

這里用來表示（8）式右邊中各個解釋變量的變化值前的邊際系數(shù)（邊際產出或邊際收益）。因為本文的目的在于分析農村金融發(fā)展最終對農民收入增長的影響，因此進一步用農村居民人均純收入的對數(shù)值（LNCSR）的增量來替代人均產出（人均收益）的增長dy，TZSP代表農村資本投入水平，即可得本文的基本計量模型：

dLNCSR=？茁0+？茁1dTZSP+？茁2dJRGM+？茁3dJRJG+？茁4dJRXL+？滋t（9）

（9）式中，？茁0代表常數(shù)項，？滋t為隨機誤差項?？梢钥闯?，農村居民收入水平的增長還會受到前期的農村資本投入水平和各項金融發(fā)展水平指標的影響。同時，由（9）式容易證明出TZSP、JRGM、JRJG、JRXL四個解釋變量與被解釋變量LNCSR無論是在其當期值還是在滯后值之間，均存在穩(wěn)定的關系。在估計方法的選擇上，由于TZSP、JRGM、JRJG、JRXL四個解釋變量的滯后項可能對LNCSR產生影響，因此，在實證方法上本文最終選擇向量自回歸（VAR）估計方法來分析農村金融發(fā)展水平與農民收入增長的關系。

設Yt為5×1階的時間序列向量，Yt=（LNCSRt，TZSPt，JRGMt，JRJGt，JRXLt）′，則含有5個變量滯后i階的VAR模型為：

Yt=c+∏jYt-i+？著t（10）

其中c=（c1，c2，c3，c4，c5）′為常數(shù)向量；？著t～ⅡD（0，？贅）為5×1階的隨機誤差列向量；∏j為5×5階的參數(shù)矩陣，j=1，2，3，4，5。

（二）數(shù)據(jù)來源及其說明

為了實證檢驗農村金融發(fā)展與農民收入增長的關系，結合以上部分建立的估計方程，實證分析中需要的數(shù)據(jù)資料包括了金融發(fā)展水平、農村投資水平和農民收入水平三個方面。其中，作為被解釋變量的農民收入水平（LNCSR），采用我國1981—2011年的農民人均純收入的對數(shù)值數(shù)據(jù)進行分析。在對農民人均純收入取對數(shù)之前，首先利用農村居民的消費價格指數(shù)（1978年為基期）剔除價格因素可能對估計結果的影響。由于已有統(tǒng)計年鑒中沒有相關農村資本投入的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，對此本文采用1981—2011年農村固定資產投資與農村GDP比率（TZSP）增量替代農村資本的增長來進行分析，其中農村GDP為“農林牧漁業(yè)”增加值和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值之和。在測算農村金融發(fā)展規(guī)模、結構和效率三個指標時，計算公式中涉及到的農村存款余額是農業(yè)存款與農村儲蓄存款的加總，而農村貸款余額是鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款與農業(yè)貸款的加總，年限均為1981—2011年。另外，各指標所用到數(shù)據(jù)資料均來源于1982—2012年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國金融年鑒》以及中經網數(shù)據(jù)庫。具體TZSP、JRGM、JRJG和JRXL的趨勢見圖1所示。

三、實證結果及其經濟含義

由于本文選擇了向量自回歸模型（VAR）來分析各變量之間的具體關系，因此按照向量自回歸模型（VAR）估計方法的基本步驟，首先利用Dickey和Fuller提出的ADF單位根檢驗方法來對解釋變量和被解釋變量的數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。當各變量數(shù)據(jù)呈現(xiàn)平穩(wěn)或具有一樣的單整階數(shù)時，進一步進行協(xié)整檢驗，避免偽回歸現(xiàn)象。在此基礎之上，再進行相關的誤差修正模型、Granger因果檢驗、脈沖響應等實證分析，保證估計結果的準確性。

（一）單位根檢驗

采用Dickey和Fuller的ADF單位根檢驗方法，借助于EViews7.0統(tǒng)計分析軟件，得出了各個變量的具體單位根檢驗結果。結果顯示，本文實證分析所用到的變量LNCSR、TZSP、JRGM、JRJG和JRXL，其數(shù)據(jù)均在10%的顯著性水平上顯示為非平穩(wěn)數(shù)列，然而進一步的一階差分序列檢驗結果卻表明，？駐LNCSR、？駐TZSP、？駐JRGM、？駐JRJG和？駐JRXL這五個變量在5%的顯著性水平下均平穩(wěn)，也就是說LNCSR、TZSP、JRGM、JRJG和JRXL滿足了一階平穩(wěn)，可以記為I（1），它們之間可能存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系。因此，有必要同時也滿足條件來進行下一步的協(xié)整檢驗。

（二）協(xié)整檢驗

單位根檢驗結果顯示，LNCSR、TZSP、JRGM、JRJG和JRXL滿足一階平穩(wěn)，即為I（1）數(shù)列，因此它們之間是否存在協(xié)整關系，進一步利用Johansen協(xié)整檢驗來進行判定，同時還可以利用判定結果來構建協(xié)整方程，以此來觀察LNCSR與TZSP、JRGM、JRJG和JRXL的長期均衡關系。需要注意的是，在對LNCSR、TZSP、JRGM、JRJG和JRXL進行協(xié)整檢驗之前，按照Johansen協(xié)整檢驗方法的具體要求，首先必須對他們進行VAR模型結構的判定。本文綜合運用似然比（LR）檢驗以及施瓦茨（SC）、赤池信息（AIC）的定階準則，最終確定出LNCSR與TZSP、JRGM、JRJG和JRXL構建的無約束VAR模型的最優(yōu)滯后期為1。建立VAR（1）模型重新估計并進行穩(wěn)定性檢驗，發(fā)現(xiàn)所有特征根的倒數(shù)均落在了單位圓之內（見圖2），說明所建立的VAR（1）模型系統(tǒng)是穩(wěn)定的，這為后續(xù)的協(xié)整檢驗、誤差修正模型估計的準確性提供了保障。同時，因為農民收入增長與農村金融發(fā)展各個指標構建的VAR模型的最優(yōu)滯后期為1，Johansen協(xié)整檢驗的滯后期確定為0。具體協(xié)整檢驗結果如表1所示。

表1的Johansen協(xié)整檢驗結果表明，在1981—2011年期間，我國農村居民收入水平（LNCSR）與農村資本投入水平（TZSP）、農村金融發(fā)展水平（包括JRGM、JRJG和JRXL）各變量之間存在一個顯著的協(xié)整關系，并且均衡的協(xié)整向量為：

協(xié)整方程（11）反映了上述各個變量之間的長期均衡關系。具體來看：農民收入與農村的固定資產投資水平之間呈現(xiàn)正向關系，農民收入水平伴隨著農村固定資產投資水平的提高而提高，反映了在1981—2011年期間，我國農村地區(qū)的社會固定資產投資對于農業(yè)生產起到了提升效率、穩(wěn)定生產的積極作用。農村金融發(fā)展水平對農民收入水平的長期影響并不是單一的促進或抑制，這里需要通過區(qū)分不同的衡量指標來進行分析。具體來說，農村金融發(fā)展規(guī)模和農村金融發(fā)展結構兩個指標與農民收入水平之間呈現(xiàn)正向關系。農村金融發(fā)展規(guī)模的正向作用說明了在我國農村地區(qū)，金融資源越多，農民收入水平的增長越有利；而農村金融發(fā)展結構的正向作用反映了鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)具有轉移農村剩余勞動力、增加農民非農收入的積極作用，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款余額比重的增加不僅利于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的長遠發(fā)展，對農民收入增長的促進也很明顯。以“貸存比”來衡量的農村金融發(fā)展效率指標非但沒有起到促進農民收入增長的應有作用，反而是較為顯著地抑制了農民收入的增長。這可能是因為在我國的農村地區(qū)，與農業(yè)、農村和農民相關的各項資金一直處于外流的現(xiàn)狀，農村的很多貸款被低效率地挪用或使用，資金短缺一直是農村地區(qū)經濟發(fā)展的一個“短板”，最終影響到農民收入水平的提高。

在分析了LNCSR與TZSP、JRGM、JRJG、JRXL之間的長期均衡關系的基礎上，進一步利用向量誤差修正模型（VECM）來分析各個變量之間的短期動態(tài)關系，具體估計結果如表2所示：農民收入水平的誤差修正項的系數(shù)為0.032 4（大于0），并且t檢驗的顯著性水平較高，說明如果農民的收入水平LNCSR偏離長期的均衡狀態(tài)，模型中的誤差修正項（EMC）會對其進行較為顯著的正向調整。在反映農村金融發(fā)展水平的JRGM、JRJG和JRXL三個指標中，除了JRXL在10%的顯著性水平下對農民收入的增長具有抑制作用，JRGM與JRJG在誤差修正模型中的系數(shù)均不顯著，說明農村金融發(fā)展規(guī)模和農村金融發(fā)展結構的變化對農民收入增長的作用在短期并不明顯。就整體而言，短期內，農民收入水平與農村金融發(fā)展之間沒有出現(xiàn)預期的正向關系，反而在某些方面存在著消極影響。改革開放以來我國的農村正規(guī)金融都不自覺地遵循著“偏農離農”的路徑，大多數(shù)留在農村地區(qū)的基層金融機構都只是一個簡單的“吸儲”目的，而在貸款等其他金融服務方面功能發(fā)揮十分有限；而對于農村的非正規(guī)金融，不是被政府不斷正規(guī)化，就是不斷地被打壓。農村正規(guī)金融單一、短視的服務模式與非正規(guī)金融的發(fā)展受挫，最終使得農村地區(qū)的生產以及投資長期處于自我發(fā)展的境地，農村資金短缺常態(tài)化，農村金融發(fā)展難以發(fā)揮對農民收入增長的促進作用。

（三）格蘭杰因果檢驗

以上的協(xié)整檢驗和誤差修正模型分別分析了LNCSR與TZSP、JRGM、JRJG和JRXL之間的長期均衡關系和短期波動情況，按照向量自回歸模型（VAR）的分析步驟，進一步利用Granger（1969）提出的Granger因果關系檢驗法進一步分析LNCSR與TZSP、JRGM、JRJG和JRXL是否構成因果關系。表3為具體的Granger因果檢驗結果。

由表3的檢驗結果可以看出，有關農村金融發(fā)展與農民收入水平的因果關系，同樣不能“一刀切”地給出結論，而是要區(qū)分不同的農村金融發(fā)展衡量指標。具體來說：農村金融發(fā)展規(guī)模（JRGM）和農村金融發(fā)展效率（JRXL）均成為了農民收入水平的Granger原因，分別通過了5%和1%的顯著性水平，但是農村金融發(fā)展結構（JRJG）與農民收入水平之間沒有這樣的關系；值得注意的是，農民收入水平沒有成為任何一個農村金融發(fā)展指標的Granger原因，各指標的檢驗結果均沒有通過10%的顯著性水平。Granger因果檢驗的結論一定程度上反映了我國農村金融發(fā)展對于農民收入增長的正向作用尚不明顯，有些層面甚至還起到了抑制作用；同時，在我國的農村金融市場，不能印證部分國外學者（Greenwood & Jovanovic，1990[5]）所提出的“收入水平的提高推動金融組織和金融交易發(fā)展”的觀點。

（四）脈沖響應函數(shù)

Granger因果檢驗發(fā)現(xiàn)，在衡量農村金融發(fā)展水平的三個指標中，只有農村金融發(fā)展規(guī)模和農民金融發(fā)展效率成為農民收入增長的Granger原因?；谶@一檢驗結果，本文利用Sims提出的向量自回歸（VAR）技術對LNCSR與JRGM、LNCSR與JRXL之間進行脈沖響應分析，以此來更加深入地分析它們之間的具體關系。由于在向量自回歸模型（VAR）估計中，各變量的先后順序會對最終脈沖響應分析結果產生影響，因此借鑒已有研究成果的做法（溫濤、冉光和，2005；余新平、熊德平，2010，等），這里對LNCSR與JRGM、LNCSR與JRXL之間分別利用VAR模型的脈沖響應函數(shù)進行估計，以此來避免變量順序變化對脈沖結果可能產生的影響。具體脈沖響應結果如圖3和圖4所示。

圖3和圖4分別顯示的是農民收入水平與農村金融發(fā)展規(guī)模、農民收入水平與農村金融發(fā)展效率對相關單一沖擊的標準差的動態(tài)反應。從圖3可以看出：農村金融發(fā)展規(guī)模的正向沖擊對農民收入水平的短期效應并不明顯，但在滯后2期以后其正向效應開始逐漸增強；農民收入水平對來自農村金融發(fā)展規(guī)模的正向沖擊在較長時期內呈現(xiàn)負向效應，在滯后4期時這種負面效應達到頂點，然后逐漸減弱，并于滯后8期時開始轉為正向效應，也就是說農民收入水平對農村金融發(fā)展規(guī)模最終會起到一定的正向促進作用，但是這一促進作用具有一定的滯后性。從圖4可以看出：與農村金融發(fā)展規(guī)模不同，農民收入水平對來自農村金融發(fā)展效率的正向沖擊呈現(xiàn)持續(xù)性的負向效應，并在滯后5期以后這一負面效應趨于平穩(wěn)，這與協(xié)整方程（11）式的估計結果是一致的；農村金融發(fā)展效率對農民收入水平的正向沖擊同樣呈現(xiàn)負向效應，并于滯后4期時達到頂點，隨后逐漸向正向效應逼近。

四、結論與政策啟示

本文運用1981—2011年的相關數(shù)據(jù)，對我國農村金融發(fā)展與農民收入增長之間的關系進行了實證檢驗。實證結果顯示：從長期來看，農村金融發(fā)展規(guī)模、農村金融發(fā)展結構對于農民收入的增長具有促進作用，而農村金融發(fā)展效率當前卻抑制了農民收入的增長；不同的是，在短期內，農村金融發(fā)展規(guī)模和結構兩個指標與農民收入增長之間沒有明顯的正向關系，反而是農村金融發(fā)展效率依然具有較為顯著的抑制作用。這在一定程度上反映出了我國農村地區(qū)大量的農村存款余額被轉移或流失，農民和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的融資需求得不到滿足，農村經濟的發(fā)展與農民收入的增長受到限制。Granger因果關系檢驗表明，農村金融發(fā)展規(guī)模和農村金融發(fā)展效率是農民收入增長的Granger原因（農村金融發(fā)展效率對農民收入增長起到的作用是負向的），而農民收入增長并不是農村金融發(fā)展的Granger原因，這點還可以由脈沖響應函數(shù)進一步證實。

雖然部分農村金融發(fā)展指標呈現(xiàn)出了對農民收入增長的負向影響，但是我們不能就此否定農村金融資源對農村經濟發(fā)展和農民收入增長的積極作用，只能說明我國當前農村金融制度和經濟發(fā)展戰(zhàn)略傾向，導致農村金融發(fā)展在結構、功能和效率上，沒有凸顯出對農村經濟發(fā)展和農民收入增長的積極作用。增加農民收入一直都是我國農村經濟深化改革的主要目的之一，提升農村金融發(fā)展對農村經濟發(fā)展和農民收入增長的積極作用也是我國農村金融制度改革的大勢所趨。因而為了達到這一目標，體現(xiàn)農村金融發(fā)展的應有作用，需要對我國農村地區(qū)的金融結構和功能進行改進，實現(xiàn)農村金融服務體系的多元化，在農村正規(guī)金融逐步完善和健全的基礎上，積極幫助農村地區(qū)民間金融的合理發(fā)展，使之成為正規(guī)金融的有力補充；同時，要通過政策引導、政府扶持等手段，積極改變農村地區(qū)金融資源的低效率配置和大量流失的長期現(xiàn)狀，根本性地解決農村經濟發(fā)展的資金保障問題，以此提高農村金融發(fā)展對農民收入增長的貢獻度。

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責任編輯、校對：竇麗琛