農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入的影響與沖擊
——基于VECM模型的實(shí)證研究

魯 強(qiáng)，黃 蕓

（安徽師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，安徽蕪湖241000）

農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入的影響與沖擊
——基于VECM模型的實(shí)證研究

魯 強(qiáng)，黃 蕓

（安徽師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，安徽蕪湖241000）

中國(guó)農(nóng)村金融在作為農(nóng)業(yè)大國(guó)的情況下不僅發(fā)展相對(duì)落后，其支農(nóng)的力度、結(jié)構(gòu)都存在不足，導(dǎo)致中國(guó)農(nóng)村金融對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用不顯著。采用向量誤差修正模型（VECM）實(shí)證分析1978-2011年中國(guó)農(nóng)村金融對(duì)農(nóng)民收入的影響與沖擊。實(shí)證研究結(jié)果表明：改革開放以來，中國(guó)農(nóng)民收入的增長(zhǎng)主要源于農(nóng)民工資性收入的增加，外生于中國(guó)經(jīng)濟(jì)內(nèi)生于國(guó)家發(fā)展戰(zhàn)略的農(nóng)村金融卻沒有很好地促進(jìn)農(nóng)民增收。財(cái)政支農(nóng)在力度和結(jié)構(gòu)上都存在不合理的因素導(dǎo)致無法發(fā)揮促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的作用，同時(shí)，農(nóng)村儲(chǔ)蓄和農(nóng)業(yè)信貸由于“金融抑制”、“金融門檻”等不合理農(nóng)村金融環(huán)境因素的影響也無法從根本上發(fā)揮其促進(jìn)農(nóng)民增收的作用，加之國(guó)家發(fā)展戰(zhàn)略的配合，進(jìn)一步加重了農(nóng)民的貧困。

農(nóng)村金融；農(nóng)民收入；農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；VECM模型

我國(guó)是農(nóng)業(yè)大國(guó)，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展在我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展中起到關(guān)鍵作用，農(nóng)民作為農(nóng)業(yè)發(fā)展中的主體對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展處于至關(guān)重要的地位。因此，研究農(nóng)民收入增長(zhǎng)機(jī)理不僅是我國(guó)擺脫“中等收入陷阱”的重要環(huán)節(jié)，也是我國(guó)實(shí)現(xiàn)科學(xué)發(fā)展、轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式的關(guān)鍵點(diǎn)所在。

在1978-2011年間，我國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)雖然得到了較快發(fā)展，第一產(chǎn)業(yè)GDP增長(zhǎng)46.2倍，農(nóng)村居民家庭人均可支配收入增長(zhǎng)52.2倍，農(nóng)民消費(fèi)水平增長(zhǎng)40.8倍，但相比之下，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增幅高出第一產(chǎn)業(yè)GDP增幅83.5倍，城鄉(xiāng)收入差距由最初的2.4倍擴(kuò)大到3.1倍，城市居民消費(fèi)水平增長(zhǎng)46.3倍，可見我國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)和農(nóng)民收入增長(zhǎng)都落后于城市的增長(zhǎng)。就農(nóng)村金融的發(fā)展而言，1978-2011年間，農(nóng)業(yè)儲(chǔ)蓄金額由154.4億元增加到20 566億元，增長(zhǎng)133.2倍，但是全國(guó)儲(chǔ)蓄金額增長(zhǎng)了762.3倍是農(nóng)村儲(chǔ)蓄增長(zhǎng)的5.7倍；農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)信貸增長(zhǎng)239.3倍，全國(guó)金融機(jī)構(gòu)信貸總額增長(zhǎng)306.9倍平均為農(nóng)業(yè)金融機(jī)構(gòu)的1.3倍。同時(shí)，財(cái)政支農(nóng)比率 在1996年之前都在不斷下降，并且財(cái)政支農(nóng)比率于近兩年才超過1978年財(cái)政支農(nóng)的水平[1]。因此，中國(guó)農(nóng)村金融在作為農(nóng)業(yè)大國(guó)的情況下不僅發(fā)展相對(duì)落后，其支農(nóng)的力度、結(jié)構(gòu)都存在不足，導(dǎo)致中國(guó)農(nóng)村金融對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用不顯著。

一、文獻(xiàn)綜述

在現(xiàn)有金融發(fā)展對(duì)收入差距影響的研究文獻(xiàn)中，國(guó)外學(xué)者主要是從理論模型方面研究，[2]國(guó)內(nèi)學(xué)者主要是從實(shí)證檢驗(yàn)方面研究。[3]Li，Squire&Zou（1998）研究認(rèn)為，金融的發(fā)展與大部分低收入家庭獲得高收入的能力正相關(guān)[4]；Clarke（2003）認(rèn)為金融發(fā)展導(dǎo)致了勞動(dòng)力向現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，人們的收入差距進(jìn)一步加大，沒有支持庫茲涅茨的“倒U型”理論[5]；Beck&Levine（2004）研究了1960-1999年99個(gè)國(guó)家的跨國(guó)數(shù)據(jù)，認(rèn)為金融發(fā)展有利于增加窮人的收入[6]；Beck等（2007）認(rèn)為金融發(fā)展對(duì)于拉大和縮小收入差距是不確定的[7]。

關(guān)于農(nóng)村金融對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響和沖擊的研究我國(guó)是從近十幾年才開始的，學(xué)者們首先從制度上探討了農(nóng)民收入增長(zhǎng)的問題，尚啟軍（1998）研究了農(nóng)民收人增長(zhǎng)出現(xiàn)階段性變化的原因[8]，陳吉元（1998）則研究了農(nóng)民收入增長(zhǎng)體制性的因素[9]；何廣文（1999）對(duì)農(nóng)村居民資金借貸的行為及其行為產(chǎn)生的根源、規(guī)范農(nóng)村居民資金借貸行為的對(duì)策進(jìn)行了探討[10]。還有一些學(xué)者如林毅夫（2001）、許崇正（2003）、何廣文（2004）、許崇正，高希武（2005）等運(yùn)用理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)等方法從農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)民就業(yè)渠道（如農(nóng)村勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移）、以及農(nóng)民的直接收人補(bǔ)貼等因素著手分析了制約我國(guó)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的一系列因素[11]-[14]。

近年來，我國(guó)也有很多學(xué)者間接地研究農(nóng)村金融對(duì)農(nóng)民消費(fèi)、農(nóng)村金融容量的影響等問題 ，如張紅偉，陳國(guó)偉（2008）研究得出金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間呈正相關(guān)關(guān)系，同時(shí)認(rèn)為金融非均衡發(fā)展抑制了農(nóng)民純收入的增長(zhǎng)[15]；張毓卿，周才云（2012）動(dòng)態(tài)分析了金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)支持效應(yīng)[16]；溫智良（2012）研究認(rèn)為江西省城鄉(xiāng)金融要素發(fā)展指標(biāo)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展兩者之間有庫茨涅茨效應(yīng)，同時(shí)農(nóng)村金融要素發(fā)展的規(guī)模擴(kuò)大有助于縮小城鄉(xiāng)居民收入差距[17]；李盼盼，王秀芳（2012）運(yùn)用ARMA模型探討了了河北省農(nóng)村金融融量的問題，得出了投入、收入規(guī)模低制約了金融融量規(guī)模，從而影響了農(nóng)村金融的發(fā)展[18]。此外，冉光和等（2008）、喬海曙（2009）、孫永強(qiáng)（2011）、葉志（2011）、王修華（2011）等都認(rèn)為農(nóng)村金融規(guī)模的擴(kuò)大在一定程度或一定時(shí)間上導(dǎo)致了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大[19]-[23]。

然而，在實(shí)證研究的基礎(chǔ)上，關(guān)于農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入影響與沖擊的研究，得到的結(jié)論也有一些爭(zhēng)議。張立軍、湛泳（2006）研究得出在農(nóng)村資金外流不斷加劇的情況下，導(dǎo)致了金融抑制狀態(tài)下農(nóng)村資金的緊張，從而阻礙了農(nóng)民純收入的增長(zhǎng)，但認(rèn)為農(nóng)業(yè)貸款的支農(nóng)效果是顯著的[24]；楊雯（2007）研究了中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民增收之間的因果關(guān)系，并得出存在雙向因果關(guān)系[25]；汪建新等（2009）認(rèn)為金融發(fā)展有利于提高資源配置效率，從而進(jìn)一步縮小城鎮(zhèn)居民之間收入差距[26]；王倩（2010）證實(shí)了農(nóng)村金融業(yè)務(wù)中農(nóng)業(yè)儲(chǔ)蓄一項(xiàng)對(duì)農(nóng)民收入的增長(zhǎng)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展起到重要作用[27]；張宏彥等（2013）研究認(rèn)為中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距存在一種長(zhǎng)期均衡關(guān)系，并且中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展是城鄉(xiāng)收入差距拉大的格蘭杰原因[28]。

與此同時(shí)，國(guó)內(nèi)學(xué)者還得出了具有反向的結(jié)論。許崇正、高希武（2005）實(shí)證分析了農(nóng)村金融對(duì)增加農(nóng)民純收入支持狀況，他們認(rèn)為信貸投資對(duì)農(nóng)民純收入的影響并不顯著[29]；溫濤等（2005）分析認(rèn)為中國(guó)整體金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民增收具有顯著的負(fù)效應(yīng)，同時(shí)農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的信貸比率與農(nóng)民增收之間不存在協(xié)整關(guān)系[30]；譚燕芝（2009）實(shí)證研究得出農(nóng)民收入增長(zhǎng)有利于促進(jìn)農(nóng)村金融的完善和發(fā)展，但是反之并不成立[31]；王征，魯釗陽（2011）認(rèn)為我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率與城鄉(xiāng)收入差距呈正相關(guān)[32]；杜婕，霍焰（2013）認(rèn)為農(nóng)村信貸不足和農(nóng)村金融發(fā)展的“門檻效應(yīng)”使得農(nóng)村存在嚴(yán)重的金融排斥，反而進(jìn)一步加重了農(nóng)民的貧困[33]。高新，車明誠(chéng)（2013）認(rèn)為哈爾濱市農(nóng)村金融發(fā)展不僅沒有促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，反而抑制了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展[34]。

本文基于中國(guó)1978-2011年農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，從總體農(nóng)村金融發(fā)展的宏觀環(huán)境出發(fā)，實(shí)證分析農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響和沖擊，從而進(jìn)一步探討出農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)支持的正確途徑?；谶@一目的，本文在綜合大量研究文獻(xiàn)成果的基礎(chǔ)上，從文獻(xiàn)綜述、實(shí)證研究和理論政策探討三個(gè)方面探討農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響和沖擊。本文的第三部分建立本文實(shí)證研究的半對(duì)數(shù)型向量自回歸模型，并說明本文的數(shù)據(jù)來源和研究方法。第四部分運(yùn)用單位根檢驗(yàn)（ADF檢驗(yàn)和DF-GLS檢驗(yàn)）、協(xié)整秩跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)（Max Statistic）、基于MLE估計(jì)法的向量誤差修正模型（VECM）、脈沖響應(yīng)函數(shù)對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響和沖擊進(jìn)行實(shí)證研究。最后是分析實(shí)證研究的結(jié)論并提出與之相應(yīng)的促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的金融發(fā)展對(duì)策和建議。

二、實(shí)證模型

（一）計(jì)量模型

考慮到影響農(nóng)村人均純收入的各種主要因素，同時(shí)由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性收入和農(nóng)村外出務(wù)工收入是農(nóng)民純收入的最主要的來源，本文根據(jù)解釋變量按占農(nóng)民收入比重大小的大小，進(jìn)一步借鑒了杜婕，霍焰（2013）、魯強(qiáng)（2013）等學(xué)者構(gòu)建的模型[35][36]，建立函數(shù)如下：

FNI=f AY,ASL,ACR、ASR、FAR（1）其中，F(xiàn)NI是農(nóng)民人均純收入，AY是農(nóng)業(yè)發(fā)展水平即第一產(chǎn)業(yè)增加值，ASL代表農(nóng)村外出務(wù)工人員比例，ACR、ASR、FAR代表影響農(nóng)民收入的農(nóng)村金融環(huán)境，其分別代表農(nóng)業(yè)信貸比率、農(nóng)民儲(chǔ)蓄率和財(cái)政支農(nóng)比率。由于農(nóng)民收入是持續(xù)動(dòng)態(tài)的，并且本期收入會(huì)受到上期收入的一定影響，因此，引入收入的滯后變量的半對(duì)數(shù)型向量自回歸模型如下：

（二）數(shù)據(jù)說明

本文所涉及的變量主要有：農(nóng)民人均純收入（FNI）選擇“農(nóng)村居民家庭人均可支配收入”；農(nóng)業(yè)發(fā)展水平（AY）選擇“第一產(chǎn)業(yè)GDP”；農(nóng)村外出務(wù)工人員比例（ASL）由于無法直接獲得，因此選擇“鄉(xiāng)村人口數(shù)”與“第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口數(shù)”之差代表“農(nóng)村人口中未從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的人口數(shù)”，其次由于出門務(wù)工人員年齡大都在18-60歲之間，同時(shí)農(nóng)村整勞動(dòng)力（Full Labour Force）外出務(wù)工比例較高 ，因此選擇“農(nóng)村人口中未從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的人口數(shù)”的3/4來代表“農(nóng)村外出務(wù)工人員數(shù)”，最后除以“鄉(xiāng)村人口數(shù)”得到農(nóng)村外出務(wù)工人員比例即間接反映農(nóng)民的工資性收入比例；農(nóng)業(yè)信貸比率（ACR）選擇“農(nóng)業(yè)信貸量”與“第一產(chǎn)業(yè)GDP”之比、農(nóng)民儲(chǔ)蓄率（ASR）選擇“農(nóng)戶儲(chǔ)蓄”與“第一產(chǎn)業(yè) GDP”之比、財(cái)政支農(nóng)比率（FAR）選擇“財(cái)政用于農(nóng)業(yè)的支出”與“第一產(chǎn)業(yè)GDP”之比。

本文所涉及的數(shù)據(jù)來源于《新中國(guó)50年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（1978-2011年）、《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》（1978-2011年）。

三、實(shí)證結(jié)果

（一）單位根檢驗(yàn)

表1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

本文由于選取的是1978-2011的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，為了避免模型出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象，使用 Stata12.0，首先計(jì)算Schwert（1989）建議的最大滯后階數(shù)，采用ADF檢驗(yàn)對(duì)是否存在單位根進(jìn)行檢驗(yàn)，即模型是否平穩(wěn)。其次由于ADF檢驗(yàn)的功效較低（犯第Ⅱ類錯(cuò)誤的概率很大），本文接著采用Elliot,Rothenberg &Stock（1996）提出目前最有功效的DF-GLS檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)[37][38]。結(jié)果見表1。

表2 DF-GLS檢驗(yàn)結(jié)果

上表顯示，在5%顯著水平下6個(gè)參數(shù)變量的統(tǒng)計(jì)值都無法拒絕存在單位根的原假設(shè)，其水平值都是不平穩(wěn)的，由于這些變量均為單整I（1）的過程，因此進(jìn)行協(xié)整秩跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)。

（二）協(xié)整秩跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)（Max Statistic）

為了確定時(shí)間序列組合各變量之間長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系，本文使用Stata12.0對(duì)模型進(jìn)行協(xié)整秩檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)。首先，從圖形上大致考察各變量參數(shù)之間是否存在協(xié)整關(guān)系：

圖1 lnFNI與lnAY的時(shí)間趨勢(shì)

圖2 ACR與ASR的時(shí)間趨勢(shì)

圖3 ASL與FAR的時(shí)間趨勢(shì)

從圖1-3可以看出，三組變量的升降性及變化趨勢(shì)具有一定的聯(lián)動(dòng)性。已上3圖均表明，三組變量之間很可能存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，即為協(xié)整系統(tǒng)。為此首先要確定協(xié)整秩，即有多少個(gè)線性無關(guān)的協(xié)整向量。

表3 協(xié)整秩跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)結(jié)果

包含常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的協(xié)整秩跡檢驗(yàn)結(jié)果表明，有1個(gè)線性無關(guān)的協(xié)整向量。同時(shí)，最大特征值檢驗(yàn)（Max Statistic）結(jié)果表明，可以在5%的水平上拒絕“協(xié)整秩為0”的原假設(shè)，但同時(shí)無法在5%的水平上拒絕“協(xié)整秩為1”的原假設(shè)，并和協(xié)整秩跡檢驗(yàn)的結(jié)果相同。

（三）基于MLE法估計(jì)的VECM模型

首先，應(yīng)根據(jù)SIC準(zhǔn)則和BIC準(zhǔn)則檢驗(yàn)該系統(tǒng)對(duì)應(yīng)的VAR表示法（VAR Representation）的滯后階數(shù)，見表4。

由表可知，大部分準(zhǔn)則（包括FPE、BIC、AIC等）表明應(yīng)選擇滯后4階。其次，由于計(jì)算出協(xié)整秩跡檢驗(yàn)結(jié)果和滯后階數(shù)，得到基于MLE法估計(jì)該系統(tǒng)的向量誤差修正模型（VECM），同時(shí)由向量誤差修正模型得到協(xié)整方程，即代表的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，方程為：

表4 滯后階數(shù)VAR回歸結(jié)果

最后，由于MLE估計(jì)是基于擾動(dòng)項(xiàng)服從正態(tài)分布而的得到的，但其實(shí)它是“準(zhǔn)最大似然估計(jì)量（QMLE）”，因此，殘差的正態(tài)性在很弱的非正態(tài)條件下也成立對(duì)于MLE估計(jì)影響很小[39]（Lutkepohl, 2005），故本文不予考慮。同時(shí)，本文檢驗(yàn) VECM系統(tǒng)整體擬合效果是否穩(wěn)定，結(jié)果如圖：

圖4 VECM系統(tǒng)穩(wěn)定性的判別圖

由圖4可知，除了VECM模型本身存在多假設(shè)的單位根之外，判別圖結(jié)果顯示伴隨矩陣的所有特征值均落在單位圓之內(nèi)，故VECM系統(tǒng)穩(wěn)定。

協(xié)整結(jié)果和VECM模型估計(jì)的結(jié)果表明，農(nóng)民人均純收入（FNI）與農(nóng)業(yè)發(fā)展水平（AY）、農(nóng)村外出務(wù)工人員比例（ASL）、農(nóng)業(yè)信貸比率（ACR）、農(nóng)民儲(chǔ)蓄率（ASR）、財(cái)政支農(nóng)比率（FAR）存在長(zhǎng)期均衡的關(guān)系。其中，農(nóng)民人均純收入與農(nóng)村外出務(wù)工人員比例、農(nóng)業(yè)信貸比率、農(nóng)民儲(chǔ)蓄率正相關(guān)，伴隨中國(guó)城鎮(zhèn)化和工業(yè)化進(jìn)程的加快，農(nóng)民工資性收入占農(nóng)民純收入的比重大大增加，前一期農(nóng)民的收入也有助于促進(jìn)農(nóng)民當(dāng)期收入的增加。但是，農(nóng)業(yè)發(fā)展水平對(duì)于農(nóng)民純收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用微乎其微，財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)民純收入增長(zhǎng)更有顯著的負(fù)面效應(yīng)。

圖5 財(cái)政支農(nóng)變化曲線趨勢(shì)

圖6 農(nóng)民收入占農(nóng)業(yè)發(fā)展水平的比重

從圖5可知，在1995年以前財(cái)政支農(nóng)呈下降趨勢(shì)，并且在1995年財(cái)政支農(nóng)比率處于最低位置，即財(cái)政用于農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)和農(nóng)民收入增加的比例最低，雖然我國(guó)的國(guó)情決定了中國(guó)改革必須先從農(nóng)村開始，農(nóng)村又是國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基石，然而近幾年來我國(guó)對(duì)于三農(nóng)的支出才超過1978年的水平達(dá)到較快速度增長(zhǎng)的時(shí)期，但是相對(duì)于財(cái)政總支出來說，2011年財(cái)政用于農(nóng)業(yè)的支出僅占財(cái)政總支出的9.1%；而且財(cái)政支農(nóng)的結(jié)構(gòu)也不合理，財(cái)政用于促進(jìn)農(nóng)業(yè)科技發(fā)展的比例大大低于同時(shí)期的發(fā)達(dá)國(guó)家和目前的發(fā)展中國(guó)家，加之財(cái)政支農(nóng)的領(lǐng)域具有局限性，無法在促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的同時(shí)進(jìn)一步促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)。

由圖6可知，農(nóng)民收入占農(nóng)業(yè)發(fā)展水平的比重在1978-2011年間在12%-16%之間無序波動(dòng)，回歸結(jié)果顯示農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增長(zhǎng)對(duì)于農(nóng)民純收入的增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率不到10%，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出雖然在樣本期內(nèi)得到了一些增長(zhǎng)，但是樣本期內(nèi)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)速度是農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)的近3倍，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增長(zhǎng)相對(duì)于農(nóng)民收入增長(zhǎng)的作用很??；另一方面的原因是農(nóng)民工資性收入比例得到極大提高，農(nóng)民外出務(wù)工人員的比例在2011年達(dá)到44.6%，由于勞動(dòng)力工資收入的不斷增長(zhǎng)，其對(duì)農(nóng)民純收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用也大大提高，同時(shí)也是導(dǎo)致農(nóng)業(yè)產(chǎn)出對(duì)促進(jìn)農(nóng)民增收不力的另一直接原因，這與回歸結(jié)果也是一致的。

（四）脈沖響應(yīng)函數(shù)

對(duì)VECM模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析可以更好的分析相關(guān)解釋變量對(duì)農(nóng)民純收入的影響與沖擊[40]（Sims，1980）。由于解釋變量順序的變化會(huì)導(dǎo)致模型脈沖響應(yīng)函數(shù)回歸結(jié)果的差異，因此本文在建立模型之初就使解釋變量按占農(nóng)民收入比重大小的順序排列，脈沖響應(yīng)結(jié)果如下：

圖7 農(nóng)業(yè)發(fā)展水平?jīng)_擊引起的農(nóng)民人均純收入的響應(yīng)函數(shù)

圖8 農(nóng)民人均純收入自沖擊的響應(yīng)函數(shù)

圖9 農(nóng)村外出務(wù)工人員比例沖擊引起的農(nóng)民人均純收入的響應(yīng)函數(shù)

圖10 農(nóng)業(yè)信貸比率沖擊引起的農(nóng)民人均純收入的響應(yīng)函數(shù)

圖11 農(nóng)民儲(chǔ)蓄率沖擊引起的農(nóng)民人均純收入的響應(yīng)函數(shù)

圖12 財(cái)政支農(nóng)比率沖擊引起的農(nóng)民人均純收入的響應(yīng)函數(shù)

圖7-圖12分別是農(nóng)業(yè)發(fā)展水平（AY）與農(nóng)民人均純收入（FNI）、農(nóng)村外出務(wù)工人員比例（ASL）、農(nóng)業(yè)信貸比率（ACR）、農(nóng)民儲(chǔ)蓄率（ASR）、財(cái)政支農(nóng)比率（FAR）沖擊對(duì)于農(nóng)民人均純收入（FNI）的動(dòng)態(tài)影響。結(jié)果表明：第一，來自農(nóng)業(yè)發(fā)展水平和和農(nóng)業(yè)信貸比率的沖擊對(duì)于農(nóng)民人均純收入的增長(zhǎng)影響不顯著，在當(dāng)給本期農(nóng)業(yè)發(fā)展水平和和農(nóng)業(yè)信貸比率一個(gè)正的沖擊后，農(nóng)民人均純收入幾乎不會(huì)有太大的波動(dòng)，促進(jìn)作用微弱。第二，農(nóng)民人均純收入、農(nóng)村外出務(wù)工人員比例和財(cái)政支農(nóng)比率的正向沖擊短期內(nèi)都會(huì)在一定程度上促進(jìn)農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)，然而在2-5期都會(huì)不同程度的下降，甚至?xí)兂韶?fù)效應(yīng)，然而在6-7期又會(huì)再次上升，同時(shí)在滯后8期正的沖擊效應(yīng)又再次回落，表現(xiàn)出同經(jīng)濟(jì)周期（Business Cycle） 相同的變動(dòng)趨勢(shì)，這說明在我國(guó)農(nóng)村金融體系不完善，且防范系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)的能力較弱，農(nóng)村金融存在嚴(yán)重的“金融抑制效應(yīng)”、“門檻效應(yīng)（金融門檻、租金效應(yīng)門檻）”的情況下，農(nóng)村金融的發(fā)展對(duì)于農(nóng)民收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用很小甚至是副作用，也就導(dǎo)致了農(nóng)民內(nèi)部收入差距、農(nóng)村與城市收入差距的進(jìn)一步拉大，即“馬太效應(yīng)（Matthew Effect）”。第三，當(dāng)在本期農(nóng)民儲(chǔ)蓄率一個(gè)正的沖擊之后，在接下來的0-4期內(nèi)都會(huì)給農(nóng)民收入增加正的影響，滯后4期之后就轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)的影響，最后逐漸回歸積極影響。

四、結(jié)論和對(duì)策建議

綜上研究表明，中國(guó)農(nóng)民收入改革開放以來的增長(zhǎng)主要源于農(nóng)民工資性收入的增加，即主要依靠第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展以及自身財(cái)富的積累，而外生于中國(guó)經(jīng)濟(jì)內(nèi)生于國(guó)家發(fā)展戰(zhàn)略的農(nóng)村金融卻沒有很好地促進(jìn)農(nóng)民增收。長(zhǎng)期形成的工農(nóng)業(yè)“剪刀差”加之農(nóng)業(yè)技術(shù)提高導(dǎo)致的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格下降導(dǎo)致農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)對(duì)于農(nóng)民收入的促進(jìn)作用很小，農(nóng)民收入增長(zhǎng)的原因也是與城鎮(zhèn)化進(jìn)程和工業(yè)化進(jìn)程高度相關(guān)的。財(cái)政支農(nóng)在力度和結(jié)構(gòu)上都存在不合理的因素導(dǎo)致無法發(fā)揮促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的作用，同時(shí)，農(nóng)村儲(chǔ)蓄和農(nóng)業(yè)信貸由于“金融抑制效應(yīng)”、“門檻效應(yīng)（金融門檻、租金效應(yīng)門檻）”等不合理農(nóng)村金融環(huán)境的影響也無法從根本上發(fā)揮其促進(jìn)農(nóng)民增收的作用，加之國(guó)家發(fā)展戰(zhàn)略的配合，進(jìn)一步加重了農(nóng)民的貧困。因此，為了解決農(nóng)村金融發(fā)展促進(jìn)農(nóng)民增收不力的癥結(jié)應(yīng)進(jìn)行如下改革：

第一，建立健全良好的農(nóng)村金融發(fā)展環(huán)境，為農(nóng)民增收致富創(chuàng)造物質(zhì)保障。本文認(rèn)為農(nóng)村金融市場(chǎng)不能良好有效運(yùn)行的首要因素就是農(nóng)村金融的發(fā)展沒有一個(gè)好的環(huán)境。同時(shí)，本文進(jìn)一步提出，提高農(nóng)村金融對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的正效應(yīng)應(yīng)建立良好的政策體系、完善的市場(chǎng)制度以及誠(chéng)信的道德體系為一體的農(nóng)村金融發(fā)展體系，從而加強(qiáng)金融支農(nóng)的力度，使農(nóng)民從根本上獲得增收。首先，在政策上要給予農(nóng)村金融支持，允許建立適應(yīng)農(nóng)村實(shí)際的小額信貸銀行、合作銀行、農(nóng)村商業(yè)銀行等多元化的金融組織，逐步形成有序競(jìng)爭(zhēng)、回報(bào)農(nóng)村與功能齊全的農(nóng)村金融組織體系；其次，逐步使農(nóng)村金融的發(fā)展與改革與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)體制、發(fā)展模式相適應(yīng)，建立與經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式相適應(yīng)的農(nóng)村金融體系，脫離全國(guó)統(tǒng)一的發(fā)展模式，增強(qiáng)“地方性”的特色，增加個(gè)性化、特色化和科學(xué)化發(fā)展渠道；最后，建立適應(yīng)農(nóng)村的法律法規(guī)來規(guī)范和約束農(nóng)村金融的組織、主體，從法律和制度上確保農(nóng)村金融在發(fā)展中對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的正效應(yīng)，促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定科學(xué)發(fā)展。

第二，提高財(cái)政支農(nóng)的支持力度，對(duì)財(cái)政支農(nóng)進(jìn)行結(jié)構(gòu)上的調(diào)整。雖然國(guó)內(nèi)學(xué)者大都得出了提高財(cái)政支農(nóng)的效率等政策建議，然而本文回歸的結(jié)果表明，在支農(nóng)范圍不斷擴(kuò)大的情形下，國(guó)家應(yīng)結(jié)合重點(diǎn)項(xiàng)目重點(diǎn)扶持，一方面要提高支農(nóng)資金的利用效率，在提供注資、財(cái)政補(bǔ)貼、貼息貸款、加大涉農(nóng)小額信貸擔(dān)保等方面要進(jìn)一步提高資金的利用效率，將有限的資金發(fā)揮出最大的作用，提高財(cái)政支農(nóng)的能力，增強(qiáng)財(cái)政支農(nóng)的效率；另一方面要加強(qiáng)財(cái)政支農(nóng)結(jié)構(gòu)上的調(diào)整，通過多渠道、多維度、多方面的財(cái)政補(bǔ)貼，在民生需要迫切金融環(huán)節(jié)入手，在小額信貸、農(nóng)村資金回流上重點(diǎn)突破，改變目前財(cái)政支農(nóng)不利的狀況，切實(shí)發(fā)揮財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)民收入增長(zhǎng)的優(yōu)勢(shì)作用。同時(shí)，以目前不斷改革的農(nóng)村金融環(huán)境為基礎(chǔ)，以現(xiàn)階段農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力、生產(chǎn)方式為依據(jù)，以切實(shí)提高農(nóng)民收入水平為目的，創(chuàng)新財(cái)政支農(nóng)的內(nèi)容和形式，達(dá)到惠農(nóng)便農(nóng)利農(nóng)的良好成果。

第三、加快農(nóng)村金融的改革進(jìn)程，創(chuàng)新農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民增收的功能。我國(guó)大部分學(xué)者和本文研究結(jié)果一致，把加快深化農(nóng)村金融改革的進(jìn)程作為農(nóng)村金融發(fā)展的重中之重[41]。我國(guó)經(jīng)濟(jì)改革首先是從農(nóng)村開始的，農(nóng)村在經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新方面具有很大的優(yōu)勢(shì)，因此，應(yīng)加快破除不良的農(nóng)村金融秩序，在規(guī)范農(nóng)村金融發(fā)展的同時(shí)放開農(nóng)村金融廣闊的市場(chǎng)。其次，應(yīng)當(dāng)統(tǒng)籌三個(gè)關(guān)系，首先統(tǒng)籌城鄉(xiāng)金融發(fā)展的發(fā)展關(guān)系，其次統(tǒng)籌農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，最后統(tǒng)籌政府和市場(chǎng)在農(nóng)村金融發(fā)展的關(guān)系，三者缺一不可。與此同時(shí)，還應(yīng)創(chuàng)新農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民增收的功能作用，進(jìn)一步創(chuàng)新惠農(nóng)產(chǎn)品，賦予農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)更大惠農(nóng)自主權(quán)，實(shí)施實(shí)現(xiàn)盈利和惠農(nóng)相結(jié)合的措施，滿足農(nóng)村市場(chǎng)的金融服務(wù)需求，如進(jìn)一步改革農(nóng)村正規(guī)金融中介體系，推動(dòng)吸引和建設(shè)農(nóng)村非正規(guī)金融體系，建立健全農(nóng)村小額信貸和直接融資市場(chǎng)，構(gòu)建和完善農(nóng)村金融風(fēng)險(xiǎn)防范與化解機(jī)制。

注釋：

[1]中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局．中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒1978-2012[M]．北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，2012：56．

[2]Greenwood J，Jovanovic B．Financial Development，Growth，and the Distribution of Income[J]．TheJournalofPoliticalEconomy，1990，98（6）：1076-1107．

[3][28]張宏彥，何清，余謙．中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的實(shí)證研究[J]．中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，2013（1）：83-88．

[4]LiH，SquireL，Heng-fuZ．Explainingin-ternationalandintertemporalvariationsinincome in-equality[J]．EconomicJournal，1998，108（446）：26-43．

[5]George R G Clarke，LixinColinXu，Heng-FuZou．FinanceandIncomeInequality：Test ofAlternativeTheories[Z]．WorldBandPolicyResearchWorkingPaper，2003：NO．2984．

[6]Thorsten Beck，Ross Levine．Financial Inequali-ty and Poverty：Cross-Country Evidence [R]．WorldBankPolicyWorkingPaper，2004：36．

[7]Beck T，Demirguc-Kunt A，Levine R．Finance，InequalityandthePoor[J]．Journal ofEconomicGrowth，2007，38（12）：27-49．

[8]賈大明，尚啟軍．關(guān)于黑龍江墾區(qū)深化改革的調(diào)查 [J]．新疆農(nóng)墾經(jīng)濟(jì)，1998（6）：18-20．

[9]陳吉元．正確處理農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化中的四個(gè)關(guān)系 [J]．中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，1998（9）：77-78．

[10]何廣文．從農(nóng)村居民資金借貸行為看農(nóng)村金融抑制與金融深化 [J]．中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，1999（10）：42-48．

[11]林毅夫．金融改革與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展[Z]．北京大學(xué)經(jīng)濟(jì)研究中心討論稿，2003：NO．C2003026．

[12]許崇正．論增加農(nóng)民收入的對(duì)策[J]．農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2003（6）：8-13．

[13]何廣文．中國(guó)農(nóng)村金融轉(zhuǎn)型與金融機(jī)構(gòu)多元化 [J]．中國(guó)農(nóng)村觀察，2004（2）：12-20．

[14][29]許崇正，高希武．農(nóng)村金融對(duì)增加農(nóng)民純收入支持狀況的實(shí)證分析 [J]．金融研究，2005（9）：173-184．

[15]張紅偉，陳偉國(guó)．中國(guó)金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系的實(shí)證研究 [J]．財(cái)政研究，2008（12）：58-59．

[16]張毓卿，周才云．金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)增長(zhǎng)支持效應(yīng)的動(dòng)態(tài)分析 [J]．江西社會(huì)科學(xué)，2012（2）：77-81．

[17]溫智良．金融要素與居民收入差距關(guān)系問題的實(shí)證分析 [J]．武漢金融，2012（4）：53-54．

[18]李盼盼，王秀芳．基于ARMA模型的河北省農(nóng)村金融融量問題研析 [J]．中國(guó)農(nóng)學(xué)通報(bào)，2012（2）：161-165．

[19]冉光和，張金鑫．農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究——以山東為例 [J]．農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2008（6）：47-51．

[20]喬海曙，陳力．金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距“倒U型”關(guān)系再檢驗(yàn)——基于中國(guó)縣域截面數(shù)據(jù)的實(shí)證分析 [J]．中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2009（7）：68-77．

[21]孫永強(qiáng)，萬玉琳．金融發(fā)展、對(duì)外開放與城鄉(xiāng)居民收入差距——基于1978-2008年省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析 [J]．金融研究，2011（1）：28-39．

[22]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(guó)的數(shù)據(jù) [J]．金融研究，2011（2）：42-56．

[23]王修華，邱兆祥．農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響機(jī)理與實(shí)證研究 [J]．經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2011（2）：71-75．

[24]張立軍，湛泳．金融發(fā)展影響城鄉(xiāng)收入差距的三大效應(yīng)分析及其檢驗(yàn) [J]．?dāng)?shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2006（12）：74-80．

[25]楊雯．中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)因果關(guān)系研究 [J]．財(cái)會(huì)研究，2007（11）：73-75．

[26]汪建新，黃鵬．金融發(fā)展對(duì)收入分配的影響：基于中國(guó)29個(gè)省區(qū)面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn) [J]．上海經(jīng)濟(jì)研究，2009（11）：3-13．

[27]王倩．農(nóng)村金融、財(cái)政支農(nóng)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整分析：1978 -2007[J]．吉林大學(xué)社會(huì)科學(xué)學(xué)報(bào)，2010（5）：138-145．

[30]溫濤，冉光，熊德平．中國(guó)金融發(fā)展與農(nóng)民純收入增長(zhǎng) [J]．經(jīng)濟(jì)研究，2005（9）：30-41．

[31]譚燕芝．農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之關(guān)系的實(shí)證分析：1978-2007[J]．上海經(jīng)濟(jì)研究，2009（4）：50-57．

[32]王征，魯釗陽．農(nóng)村金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距——基于我國(guó)省級(jí)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的實(shí)證研究[J]．財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2011（7）：55-62．

[33][35]杜婕，霍焰．農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民增收的影響與沖擊 [J]．經(jīng)濟(jì)問題，2013（3）：97-102．

[34]高新，車明誠(chéng)．農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究 [J]．商業(yè)經(jīng)濟(jì)，2013（2）：19-20．

[36]魯強(qiáng)．農(nóng)村金融排斥的區(qū)域差異與影響因素研究：理論和實(shí)證 [J]．金融論壇，2014（1）：17-27．

[37]Elliot G，Rothenberg T，Stock J．Efficient Testsfor an Autoregressive Unit Root[J]．Econometrica，1996（64）：813-836．

[38]陳強(qiáng)．高級(jí)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)及Stata應(yīng)用 [M]．北京：高等教育出版社，2010：267-297．

[39]Lutkepohl．NewIntroductionToMultipleTimeSeriesAnalysis[M]．Italy：VillaSanPaolo，2005：161-189．

[40]Sims C A．ComparisonofInterwarandPostwarBussinessCycles[J]．AmericanEconomic Review，1980（70）：250-257．

[41]魯強(qiáng)，黃蕓．農(nóng)村金融進(jìn)入農(nóng)民收入增長(zhǎng)研究領(lǐng)域的路徑演化 [J]．青島農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2013（4）：36-41．

Effects and Shocks of Rural Financial Development on Farmers'Income——An Empirical Study Based on VECM Model

LU Qiang,HUANG Yun
(School of Economics and Management,Anhui Normal University,Anhui Wuhu 241000,China)

Rural finance in China is not significant in promoting farmers'income growth.This article uses vector error correction model(VECM)to 1978-2011 financial impact on farmers'income in rural areas in Anhui Province and an empirical analysis of impact.Empirical studies have yielded the following results:farmers'income since the reform and opening up stemmed largely from wage income of farmers while China rural finance did not help to increase farmers'income.The paper also offered some reasons to interpret the situation.

rural finance;farmers'income;VECM model

F832.35

A

1674-7356（2014）01-0032-09

2013-08-15

國(guó)家級(jí)大學(xué)生創(chuàng)新訓(xùn)練計(jì)劃項(xiàng)目(201310370052)；安徽師范大學(xué)大學(xué)生創(chuàng)新訓(xùn)練計(jì)劃項(xiàng)目(201310370052)；安徽師范大學(xué)本科生優(yōu)秀畢業(yè)論文培育計(jì)劃項(xiàng)目(pyjh2013045)；安徽省高等學(xué)校省級(jí)質(zhì)量工程項(xiàng)目（AH201310370052）

魯 強(qiáng)（1993-），安徽阜陽人。安徽師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院學(xué)生。