我國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長實證分析

雷明波 劉海軍

（大連海事大學，遼寧 116029）

我國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長實證分析

雷明波 劉海軍

（大連海事大學，遼寧 116029）

農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入增長具有重大的影響和價值。本文基于1980年-2010年時間序列數(shù)據(jù)，運用非線性STR模型對我國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長之間的關系進行了實證性研究。研究結果表明，我國農(nóng)民收入增長與農(nóng)村金融發(fā)展之間存在著單向的格蘭杰因果關系，總體上存在著非線性關系，農(nóng)民金融發(fā)展程度隨著農(nóng)民收入增長幅度的變化而不同。因此，我們應該發(fā)展具有實質內(nèi)涵的農(nóng)村金融體系，從而真正發(fā)揮金融發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)民收入的正向效應，以促進農(nóng)民收入的增長。

農(nóng)村金融發(fā)展 農(nóng)民收入增長 STR模型

回顧歷史與審視現(xiàn)實，農(nóng)村金融發(fā)展水平作為衡量國家金融發(fā)展狀況和農(nóng)村經(jīng)濟結構的重要考核指標，理應成為促進農(nóng)民增收的邏輯起點。然而，一個不爭的事實是，改革開放以來，中國金融在迅猛發(fā)展的同時并沒有伴隨相應的農(nóng)民收入增長，特別是在20世紀90年代后期，出現(xiàn)了農(nóng)民收入增長緩慢和城鄉(xiāng)收入差距凸顯的奇特現(xiàn)象，它們共同質疑現(xiàn)行關于金融發(fā)展是農(nóng)民收入增長前提和條件的假設。而事實上，在改革開放的30多年中，我國農(nóng)村金融發(fā)展在不同階段對農(nóng)民增收的影響各不相同，我們不禁要問：一是農(nóng)民收入增減對農(nóng)村金融發(fā)展的影響是否具有對稱性？二是農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增加的關系是否一成不變？這些都與中國解決農(nóng)村金融發(fā)展的迫切性和促進農(nóng)民收入增長的持續(xù)性十分不相稱。

筆者在前人研究的基礎上，以宏觀領域的視角，運用時間序列數(shù)據(jù)和非線性STR模型，對中國1980年—2010年農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長內(nèi)在依從關系進行研究，旨在從數(shù)量層面揭示農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長的作用機制，并對農(nóng)民收入增長的具體影響進行模擬和定量分析，以期為思考和解決中國經(jīng)濟社會發(fā)展的重大現(xiàn)實問題提供鏡鑒。

一、關于農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長的文獻綜述

在中國，農(nóng)民收入增長對和諧社會和新農(nóng)村建設有著極其重要的特殊意義，所以，學界非常重視農(nóng)民收入問題并取得了一定的研究成果。然而，總的來看，對正處于轉型期的中國而言，對這一問題關注和討論的時間還相對有限，相關研究仍需繼續(xù)深化。

如溫濤、冉光和、熊德平（2005）認為，中國金融的整體發(fā)展對農(nóng)民純收入的增長存在顯著的負效應，在現(xiàn)行經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略和金融制度下，中國金融發(fā)展在功能上和結構上與農(nóng)民增收需求間存在不協(xié)調的現(xiàn)實；張立軍（2006）發(fā)現(xiàn)在農(nóng)村財政資金投入相對薄弱的境遇下，大量的農(nóng)村資金外流使農(nóng)村經(jīng)濟處于金融抑制狀態(tài)，嚴重影響農(nóng)民純收入的增加；楊雯（2007）指出中國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民增收之間存在雙向因果關系；陳偉國、張紅偉（2008）則認為中國金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距存在正相關關系，并提出中國金融發(fā)展的非均衡性抑制了農(nóng)民純收入的增長；譚燕芝（2009）提出農(nóng)民增收有利于促進農(nóng)村金融體系的發(fā)展，但農(nóng)村金融的發(fā)展卻沒有很大程度地促進農(nóng)民收入的增長。

這些重要的研究成果對于我們進行相關研究起到了積極的推動作用，但上述研究大多是基于線性回歸模型基礎上的實證研究，將農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長的關系看成是一成不變的。為了更好地回答上述問題，有必要深入系統(tǒng)地探討農(nóng)民收入增長和農(nóng)村金融發(fā)展的關系問題，從而破解我國農(nóng)民收入增長緩慢進而制約國民經(jīng)濟快速增長和城鄉(xiāng)經(jīng)濟協(xié)調發(fā)展的重大問題。

二、實證研究設計

（一）模型設定

STR（smooth transition regression）模型，是基于平滑轉換回歸模型基礎上的一種非線性模型。它能夠很好地處理與經(jīng)濟現(xiàn)實相關的一系列問題，主要用來分析金融、經(jīng)濟、資本市場等經(jīng)濟現(xiàn)象。其模型的一般形式為

其中，yt為被解釋變量，表示具體的經(jīng)濟成果，xt為解釋變量組成的向量，其中包括目標變量yt直到k階的滯后變量和m個其他解釋變量。xt=（1，x1t，…，xpt）′，且有p=k+m，φ1，φ2分別為線性和非線性部分的參數(shù)向量。{ut}是獨立同分布的誤差序列。轉換函數(shù)G（γ，c，st）為值域［0，1］的有界連續(xù)函數(shù)，轉換變量st的變化表示由一種狀態(tài)向另一種狀態(tài)轉換，c為轉換函數(shù)的臨界值。轉換變量st既可以是內(nèi)生變量，又可以是外生變量。參數(shù)γ決定轉換的速度，決定一種狀態(tài)向另一種狀態(tài)轉換的平滑性，為轉換發(fā)生的位置參數(shù)。

Granger和Terasvirta（1993）依照轉換函數(shù)的具體形式，將STR模型分成兩大類：一種為LSTR模型，另一種為ESTR模型。

鑒于STR模型的上述特征，本文將采用STR模型分析農(nóng)業(yè)金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長的內(nèi)在關系，準確刻畫兩者之間的相互影響。STR模型如下：

（二）數(shù)據(jù)來源與變量選取

基于數(shù)據(jù)的可得性，選取1980年—2010年的相關數(shù)據(jù)為研究時段，在這一時期中，我們發(fā)現(xiàn)，從數(shù)量上說，我國農(nóng)民收入在不斷的增加，農(nóng)村金融也獲得了一定程度的發(fā)展，最好的體現(xiàn)便是農(nóng)村居民手中有大量的閑散資金，在高利息的誘導下選擇收益平穩(wěn)的銀行存款，沒能科學、合理的投入到農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展實踐中，為長期的收益做規(guī)劃和準備。另一方面，由于農(nóng)村金融外生于我國金融發(fā)展，使得大量的農(nóng)業(yè)資金轉移到城市金融市場，造成農(nóng)業(yè)資金短缺和工業(yè)資金相對充足的狀況，這在很大程度上決定了城鄉(xiāng)收入差距懸殊和農(nóng)村金融發(fā)展滯后城市金融體系發(fā)展步伐，而且，從質量上講，在一定時期內(nèi)，農(nóng)民收入差距、農(nóng)村金融體系與城市收入差距、城市金融體系差別將會繼續(xù)存在。

對農(nóng)村金融發(fā)展及其農(nóng)民收入的研究，可以引導人們更為關注發(fā)展的內(nèi)涵和質量，即人們怎樣運用金融杠桿來促進農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)民收入水平增加，最終改善農(nóng)民生活。那么，如何順應提高農(nóng)民收入以及進行切實有效的農(nóng)村金融改革是本文關注的核心。在前人成果的基礎上，這里我們把農(nóng)村金融相關比作為衡量農(nóng)村金融發(fā)展的指標，基于以往研究中得到公認的，得出了將農(nóng)村現(xiàn)存金融資產(chǎn)和與農(nóng)村GDP之比作為農(nóng)村金融相關比率（RFt）；采用農(nóng)村居民人均純收入（RPt）衡量農(nóng)民收入增長情況。將“農(nóng)戶手中持有的現(xiàn)金”、“農(nóng)戶儲蓄存款余額”和“農(nóng)業(yè)存款”三者之和表示農(nóng)村現(xiàn)存金融資產(chǎn)，“農(nóng)林牧副漁業(yè)增加值”代表農(nóng)村GDP。以上數(shù)據(jù)都直接或間接來源于2012年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村住戶調查年鑒》《中國金融年鑒》《中國金融統(tǒng)計》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。

（三）相關檢驗

2、邊整地邊做苗床，邊播種，每廂苗床施磷肥1公斤并與床土拌均勻，搶墑播種，播種后蓋2-3mm的過篩細土有利于提高出苗率，高溫干旱時用農(nóng)作物桔桿覆蓋遮陰2d、油菜種子剛發(fā)芽就要迅速揭去覆蓋物，防止成“線苗”后導致育苗失敗。

為了準確、客觀地衡量我國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長之間的內(nèi)在依存關系，避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象以及進一步進行STR模型的估計和相關檢驗問題，本文采取了單位根檢驗、格蘭杰因果關系檢驗，結果表明一階差分序列順利通過單位根檢驗，同時我國農(nóng)民收入增長與農(nóng)村金融發(fā)展存在著單向的格蘭杰因果關系。其中，對序列RFt和RPt進行單位根檢驗，結果表明RFt和RPt均為非平穩(wěn)序列，然后再對一階差分后的兩序列進行單位根檢驗，帶有趨勢項和截距項的ADF檢驗統(tǒng)計量值分別為-5.3273和-4.2576，5%水平下拒絕原假設，這表明序列RFt和RPt均為一階差分平穩(wěn)序列，格蘭杰因果關系檢驗是分析兩個時間序列之間是否存在著因果關系。RFt和RPt均為一階差分平穩(wěn)序列，故采用一階差分時間序列進行格蘭杰因果關系檢驗。在滯后1階、2階的情況下，原假設“DRPt不是DRFt的格蘭杰原因”不能在5%的顯著性水平下被拒絕，而在滯后1階、2階下能夠在5%的顯著性水平下拒絕“DRFt不是DRPt的格蘭杰原因”。由此可以清楚的發(fā)現(xiàn)我國農(nóng)民收入增長與農(nóng)村金融發(fā)展存在著單向的格蘭杰因果關系。

表1 格蘭杰因果關系檢驗

（四）模型回歸分析

在對STR模型進行估計之前，首先要確定模型的自回歸（AR）部分，所以本文比較了被解釋變量DRFt的1-3，解釋變量DRPt的0-2滯后項，一共有9種組合的估計結果。根據(jù)AIC和SC準則及t統(tǒng)計量和方程的DW值選擇理想的階數(shù)。最終的理想選擇是表2中（2，0）部分的回歸結果。

表2 滯后組合的回歸結果

當自回歸形式確定后，需要進行選擇轉換變量、檢驗線性假設和選擇轉換函數(shù)的形式，本文采用Terasvirta（1998）提出的STR模型非線性特征檢驗的分析框架，利用泰勒展開式對轉換模型在γ=0處進行三階泰勒展開，得到如下輔助回歸方程：

式（3）的線性原假設為H0：μ1=μ2=μ3=0。為了考察農(nóng)民經(jīng)濟增長與農(nóng)村金融之間的內(nèi)在依從關系，選擇DRPt為轉換變量。若F統(tǒng)計量拒絕零假設，則表明農(nóng)民收入增長與農(nóng)村金融發(fā)展之間存在顯著的非線性轉換關系。若確定變量之間存在非線性關系，則下一步可以通過Terasvirta（1998）提出的系統(tǒng)檢驗法來選擇轉換函數(shù)的具體形式，即對（3）式的系數(shù)μj，j=1，2，3。按照如下順序依次進行檢驗：

線性假設檢驗和轉換函數(shù)形式選擇的檢驗結果如表3所示。從此表可以看出，當以DRPt作為轉換變量時，拒絕模型為線性關系的原假設。此時接受F2的p值最大，說明模型是指數(shù)型的ESTR模型。

表3 線性假設檢驗轉換函數(shù)的選擇轉換變量

在確定模型存在非線性關系且轉換函數(shù)的類型為ESTR后，本文采用趙進文和閔捷（2005）提出的二維格點搜索法來估計參數(shù)值，其中c的取值范圍為[-1.18，1.36]，γ的取值范圍為[0.50，15.00]，分別從最小值到最大值等間距取30個值，共構造900對組合，在每一個（γ，c）條件下采用Newtorr-Raphson迭代方法，并應用最大條件似然來估計STR模型中的估計值。并剔除不顯著變量，最終得到符合研究要求的模型優(yōu)化表達式。

三、實證結果分析

通過對1980年—2010年期間數(shù)據(jù)分析和指標說明，利用非線性STR模型分析方法，實證結果清楚的顯示：

第二，農(nóng)民收入增加是農(nóng)村金融發(fā)展的格蘭杰原因，并呈現(xiàn)出顯著的“需求追隨”態(tài)勢，反之農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民增收的“供給先導”則收效甚微。這與以往研究結果不同，即農(nóng)民收入增長與農(nóng)村金融發(fā)展之間存在著雙向的格蘭杰因果關系，是因為以往的研究多是基于線性模型假設的基礎上而做出來的，但在中國的實踐中，農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長并不是簡單的線性關系，而是與非線性關系存在于各個不同的歷史時期。因而，當用格蘭杰因果檢驗時并不能檢驗出這種非線性關系，只能無奈的給出農(nóng)村金融發(fā)展不是農(nóng)民收入增加的原因。

第三，農(nóng)村金融發(fā)展并沒有顯著促進農(nóng)民收入增長。改革開放以來，農(nóng)村金融盡管在資產(chǎn)總量和發(fā)展程度上有著明顯的提高，但在金融效率和存款轉化率低下的情況下，依然很難發(fā)揮金融投資的乘數(shù)關聯(lián)效應，這樣就難以起到激活當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的作用，以致延緩農(nóng)民收入的有效增加。這是因為，在金融功能上，資金配置比資金動員和分散風險更為重要，只有資金配置得越好，資金回報率就越高，生產(chǎn)中的剩余才會越多。由于在過去相當長的一段時期內(nèi)，農(nóng)村金融體系主要擔負著資金動員而不是資金配置的功能，因此農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展資金短缺而導致農(nóng)村存款轉化率低的金融現(xiàn)實。與此不同的是，基于經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略和城鄉(xiāng)二元結構的背景下，農(nóng)村資金大規(guī)模轉移和過度流失到工業(yè)領域和城市發(fā)展中，使得中國農(nóng)村金融發(fā)展制約了農(nóng)民增收反而促進城市居民收入水平提高，這樣一來直接拉大了城鄉(xiāng)收入差距。也就是說，農(nóng)村的金融發(fā)展并不是農(nóng)民增收的助推器，而是農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的桎梏。

四、結論與政策建議

隨著農(nóng)村經(jīng)濟體制的不斷改革，將農(nóng)民增收作為中國農(nóng)村經(jīng)濟和農(nóng)村金融發(fā)展的衡量指標已成為不爭的事實，所以，在中國，堅持金融發(fā)展和農(nóng)民收入增長的正向作用關系，不僅僅是在理論和邏輯上要得到認可，更是要在中國經(jīng)濟發(fā)展的現(xiàn)實中需要認證和確認的。為了實現(xiàn)這一宏偉目標，政策建議如下：

（一）切實遏制農(nóng)業(yè)資金外流現(xiàn)象，加強金融資本對農(nóng)業(yè)扶持力度

由于我國農(nóng)村金融體系“先天”和“后天”存在的不足，使得大量農(nóng)村和農(nóng)業(yè)的資金流入“非農(nóng)化”的金融市場中，這顯然不利于農(nóng)村金融的健康發(fā)展。這是因為，在市場經(jīng)濟條件下，“看不見的手”在優(yōu)化配置的過程中，將農(nóng)業(yè)和農(nóng)村自身積累的資金在很大程度上通過商業(yè)銀行、郵政儲蓄等渠道轉向工業(yè)領域和城市；在國家宏觀調控中，“看得見的手”在重工業(yè)化發(fā)展戰(zhàn)略下，都曾間接甚至直接對農(nóng)業(yè)部門資金的侵蝕，造成農(nóng)業(yè)領域資金不足和農(nóng)村金融支持缺失，這兩方面的合力共同推動了所謂的“抽水機效應”。正是由于上述原因的存在，使得農(nóng)村金融機構對于農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的支持力度不夠，不能有效滿足農(nóng)民金融服務的需求，從而進一步拉大了城鄉(xiāng)的收入差距。因而，有效杜絕農(nóng)業(yè)資金外流，鼓勵和引導這些資金回歸農(nóng)村金融領域中來，是化解我國目前農(nóng)業(yè)資金瓶頸的必由之路。因此，構建財政資金的政策導向作用、綜合運用國家稅收的導向激勵機制、鼓勵商業(yè)金融及民間金融等社會資金服務農(nóng)村和農(nóng)業(yè)成為實現(xiàn)資金回流農(nóng)村的創(chuàng)新思考。只有將這些資金長期有效地留在農(nóng)村的金融市場中，才能有效地完善農(nóng)村金融體系，逐步培育使其發(fā)展和壯大，以便更好地發(fā)揮“金融的蓄電池”功能，進而推動農(nóng)村經(jīng)濟的全面發(fā)展，為農(nóng)民收入增長提供資金保障。

（二）建立和健全農(nóng)村金融服務體系，促進城鄉(xiāng)收入?yún)f(xié)調有序發(fā)展

自改革開放以來，縱觀金融發(fā)展、經(jīng)濟增長和收入差距三者關系，我們不難發(fā)現(xiàn)，在金融市場不完善的境遇下，即便是金融發(fā)展和經(jīng)濟增長也未必會促使收入差距縮小，但在完善的金融市場條件下，金融發(fā)展和經(jīng)濟增長卻是導致收入差距縮小的前提。因此，對于發(fā)展中國家尤其是農(nóng)村面積在疆土面積較高的中國而言，建立和健全農(nóng)村服務體系的難度可想而知，這是在廣度和深度上對農(nóng)村金融發(fā)展提出了整體要求，然而，不切實有效解決當前城鄉(xiāng)金融服務中農(nóng)村金融資源分配不均和農(nóng)村金融體系的普惠性問題，那么說真正縮小城鄉(xiāng)收入差距和促進城鄉(xiāng)協(xié)調一致發(fā)展只不過是句空話。這就要求我們更好地發(fā)揮有效市場和有為政府的雙重作用。在市場方面，要建立多元化、多樣化的農(nóng)村金融體系。首先，農(nóng)村自身所蘊含和未來發(fā)展所釋放的市場潛力，將會吸引越來越多的“正規(guī)金融機構”在規(guī)避城市“紅海競爭”的境遇下向農(nóng)村延伸或傾斜。其次，尤其在人緣和地緣不占優(yōu)勢的地方，發(fā)展多種所有制的民間借貸和社會資本會替補農(nóng)村金融的空白，對于他們的認可和承認是完善農(nóng)村金融體系廣度延伸的關鍵。在政府方面，首先，要在防范風險和有效監(jiān)管的前提下，進一步放寬“非正規(guī)金融機構”市場準入條件，鼓勵和引導個人資本和社會組織在法律的框架內(nèi)開展金融業(yè)務。其次，要完善相應的法律制度，加大對于擾亂市場秩序行為的執(zhí)法力度和處罰力度，讓法律和制度維系市場各方的利益主體。這樣才會進一步形成“全方位、多角度、寬領域”的農(nóng)村金融體系，在法律和政府的監(jiān)管下有序運行，促進城鄉(xiāng)收入?yún)f(xié)調發(fā)展。

（三）牢固樹立“三農(nóng)”意識，規(guī)避金融“脫農(nóng)化”問題

隨著國家對“三農(nóng)”問題的重視和新農(nóng)村建設的提出，支農(nóng)和惠農(nóng)政策如雨后春筍般涌現(xiàn)，改善農(nóng)村地區(qū)的金融服務已迫在眉睫，以“興農(nóng)、富農(nóng)、服務百姓”為核心的理念應根植于各級政府或管理者的實踐中，以規(guī)避農(nóng)業(yè)金融資金脫離農(nóng)村、農(nóng)業(yè)和農(nóng)民。在堅持有效市場的前提下，政府的有為性是激發(fā)金融機構在農(nóng)村的積極性和創(chuàng)造性的關鍵。首先，金融機構在保障盈利的同時要承擔一定的社會責任，政府要借鑒國際上的有益經(jīng)驗，對“涉農(nóng)”資金占金融機構資金的總比例進行規(guī)定，這樣既可以很好地保障資金回流又可以更加有效地為三農(nóng)服務。其次，要有切實的制度保障，在給予農(nóng)村金融機構優(yōu)惠政策的同時，要保障對涉農(nóng)企業(yè)和農(nóng)民提供便捷、安全、低成本服務的落實，根據(jù)服務的質量和數(shù)量進行年度綜合測評并以此做出獎罰制度。再次，加強農(nóng)產(chǎn)品、技術的應用，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和收入是農(nóng)民的立身之本，政府應加大對先進技術、改良品種、農(nóng)業(yè)機械等基礎設施的投入，是保障農(nóng)民增收的重要舉措。

〔1〕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)濟研究，2005（9）.

〔2〕張立軍.金融發(fā)展與收入差距關系研究的新進展[J].數(shù)學與研究，2006（6）.

〔3〕楊雯.中國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長因果關系研究[J].財會研究，2007（11）.

〔4〕陳偉國，張紅偉.金融發(fā)展與經(jīng)濟增長——基于1952-2007年中國數(shù)據(jù)的再檢驗[J].當代經(jīng)濟科學，2008（3）.

〔5〕譚燕芝.農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長之關系的實證分析：1978-2007[J].上海經(jīng)濟研究，2009（4）：50-57.

〔6〕姚耀軍.中國農(nóng)村金融發(fā)展水平及其金融結構分析[J].中國軟科學，2004（11）：40-43.

〔7〕季凱文，武鵬.農(nóng)村金融深化與農(nóng)村經(jīng)濟增長的動態(tài)關系[J].經(jīng)濟評論，2008（4）：20-22.

〔8〕Luukkonen，R.，Saikkonen，P.，Terasvirta，T.Testing Linearity against Smooth Transition Auto regression[J].Biometrika，1998（5）：491-499.

〔9〕趙進文，閔捷.中央貨幣政策操作效果非對稱性實證研究[J].經(jīng)濟研究，2005（12）：90-101.

【責任編輯 成丹】

F832.35

A

1672-9544（2014）08-0061-06

2014-07-04

雷明波，碩士研究生，主要研究方向為經(jīng)濟學和社會學；劉海軍，馬克思主義學院教授，主要研究方向為馬克思主義經(jīng)濟學和社會學。