青海藏區(qū)農(nóng)牧民收入結(jié)構(gòu)與信貸投向關(guān)系分析

李江江 劉尚榮 尹曉英

【摘要】本文通過對農(nóng)牧民收入結(jié)構(gòu)與信貸投向關(guān)系相關(guān)文獻的總結(jié)，利用青海海北藏族自治州2001～2010年的數(shù)據(jù)，在通過ADF平穩(wěn)性檢驗的基礎(chǔ)上，對變量的長期關(guān)系進行協(xié)整檢驗，最后對變量的短期關(guān)系進行脈沖響應(yīng)分析。得出農(nóng)牧業(yè)信貸與農(nóng)牧民家庭經(jīng)營純收入、農(nóng)牧業(yè)信貸與農(nóng)牧民工資性收入之間均存在長期均衡關(guān)系，在短期內(nèi)農(nóng)牧民工資性收入比農(nóng)牧民家庭經(jīng)營純收入更大的受到農(nóng)牧業(yè)信貸投入影響的結(jié)論。

【關(guān)鍵詞】收入機構(gòu) ?信貸投向 ?關(guān)系 ?影響

一、引言

在當代市場經(jīng)濟條件下，農(nóng)牧業(yè)信貸為農(nóng)牧業(yè)發(fā)展和農(nóng)牧民增收提供了一定的資金支持。依據(jù)傳統(tǒng)的西方經(jīng)濟學觀點：在其他生產(chǎn)條件不變的情況下，一定的范圍內(nèi)，增加一定的投入會帶來相應(yīng)產(chǎn)出的增加。在研究農(nóng)牧民收入結(jié)構(gòu)與信貸投向的關(guān)系時，信貸投向就是投入，農(nóng)牧民的收入就是產(chǎn)出，收入的增加會導致其內(nèi)部各組成部分發(fā)生相應(yīng)的變化。因此增加青海藏區(qū)農(nóng)牧業(yè)信貸投資會促使農(nóng)牧民人均資本量增加，從而導致農(nóng)牧業(yè)產(chǎn)出的增加和農(nóng)牧民收入的增長。但在農(nóng)牧區(qū)金融抑制和農(nóng)牧業(yè)信貸市場發(fā)展不完善的情況下，農(nóng)牧區(qū)信貸資金稀缺使得農(nóng)牧民缺乏生產(chǎn)資源，最終導致農(nóng)牧民的生產(chǎn)性投資能力下降，繼而促使農(nóng)牧業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)牧民收入減少。從這個意義上說，農(nóng)牧業(yè)信貸資金是影響農(nóng)牧民收入增長的重要因素。

二、農(nóng)牧民收入結(jié)構(gòu)與信貸投向的文獻綜述

近年來，國內(nèi)外學者對農(nóng)業(yè)信貸資金對農(nóng)民收入增長的影響問題進行了廣泛研究。國外學者如Binswanger&Khandker（1995）通過研究發(fā)現(xiàn)，迅速增加以供給為主導的農(nóng)業(yè)貸款量可以對非農(nóng)就業(yè)比例的上升產(chǎn)生積極的影響，并導致農(nóng)民工資性水平得到了提高[1] 。Khandker&Faruqee（2003）的研究結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)貸款額度的上升促使當?shù)剞r(nóng)戶的消費、產(chǎn)出、非土地資產(chǎn)等福利狀況得到了明顯的改善[2]。

我國一些學者基于中國農(nóng)村相關(guān)數(shù)據(jù)卻得出了完全不同的結(jié)論。溫濤和王煜宇（2005）在中國農(nóng)村宏觀信貸數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，分析了1952至2002年的51年中，農(nóng)業(yè)貸款和農(nóng)民收入之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩者之間的相互作用不明顯[3]。朱喜和李子奈（2006）基于VEC模型分析了改革以來中國農(nóng)村信貸的配置效率，研究顯示在以政府為主導的信貸背景下，農(nóng)村信貸在短期內(nèi)阻礙了農(nóng)民收入的增長，與農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展長期內(nèi)也不存在均衡關(guān)系。這種結(jié)論正表明了我國農(nóng)村信貸在短期內(nèi)阻礙農(nóng)民收入增長并導致其與農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的長期均衡關(guān)系遭到破壞，其并未否認農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展對農(nóng)村信貸的特殊需求，而另一方面說明了我國農(nóng)村缺乏穩(wěn)健的農(nóng)業(yè)資本形成體制[4]。以上主要是宏觀層面具有代表性的研究結(jié)果，是以整個中國農(nóng)村信貸的數(shù)據(jù)作為研究樣本，微觀層面以一個省或一個地區(qū)的數(shù)據(jù)位研究對象的結(jié)果比較少，具有代表性的是，錢水土和許嘉揚（2011）運用29個省級地區(qū)17年的相關(guān)數(shù)據(jù)，深度分析了各地區(qū)農(nóng)業(yè)信貸與農(nóng)民收入的長期、短期關(guān)系。結(jié)果表明，短期內(nèi)農(nóng)業(yè)信貸阻礙了農(nóng)民工資性收入和家庭經(jīng)營收入的增長，長期內(nèi)卻與農(nóng)民收入存在均衡關(guān)系。進一步研究后發(fā)現(xiàn)不同地區(qū)的關(guān)系及影響不盡相同，不能一概而論[5]。

綜合以上分析，可以發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有的研究視角主要基于全國層面來考察兩者間的關(guān)系，未考慮中國農(nóng)村金融發(fā)展和農(nóng)民收入水平的區(qū)域不平衡性，尤其是缺少對西部落后地區(qū)的相關(guān)分析。青海省位于中國西部，經(jīng)濟發(fā)展水平一直處于較落后地位，但隨著西部大開發(fā)和三江源生態(tài)保護政策的實施，近年來青海省的經(jīng)濟有了顯著地增長，金融對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的支持作用越加顯著，同時青海省是一個多民族聚居地，草原是農(nóng)牧區(qū)的經(jīng)營基礎(chǔ)，畜牧業(yè)在農(nóng)村經(jīng)濟中占有舉足輕重的作用，因此有必要單獨探究青海藏區(qū)農(nóng)牧民的收入是如何受到信貸投向的影響。本文利用2001～2010年海北藏族自治州的相關(guān)數(shù)據(jù)基于協(xié)整模型，考察青海藏區(qū)農(nóng)牧民的收入結(jié)構(gòu)與信貸投向之間的長期和短期均衡關(guān)系。

三、實證模型與數(shù)據(jù)說明

（一）模型設(shè)定

前面我們已經(jīng)表明，基于生產(chǎn)函數(shù)理論：增加農(nóng)業(yè)信貸資金，可使農(nóng)業(yè)和農(nóng)村發(fā)展的資金需求得到滿足，從而進一步促進農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展和增加農(nóng)民收入。為進一步探究金融對農(nóng)牧民收入的深層次關(guān)系，我們可以對農(nóng)牧民收入和金融的信貸投向進一步劃分，以分析青海藏區(qū)農(nóng)牧民收入結(jié)構(gòu)與信貸投向之間的關(guān)系。根據(jù)官方統(tǒng)計年鑒的劃分，農(nóng)民收入被分為財產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入、家庭經(jīng)營純收入和工資性收入四部分。2000年以前，由于該地區(qū)的農(nóng)牧民外出務(wù)工的意識薄弱，基本沒有人出去打工，海北州的統(tǒng)計年鑒也沒有農(nóng)牧民工資性收入的統(tǒng)計，通過分析近幾年青海海北藏族自治州的農(nóng)牧民收入結(jié)構(gòu)特征的，可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)牧民收入主要由家庭經(jīng)營純收入和工資性收入構(gòu)成，兩者之和占農(nóng)牧民總收入的90%左右（如圖：3-1）;因此主要分析2000年以后這兩種收入受到農(nóng)牧業(yè)信貸的影響。這兩種收入的性質(zhì)和規(guī)模差異導致信貸資金的供給可能會有所不同，同時會受到信貸資金的不同程度影響。因此，我們將海北州農(nóng)牧民收入分解為家庭經(jīng)營純收入和工資性收入進行實證研究。

圖3-1 2011年海北藏族自治州農(nóng)牧民收入結(jié)構(gòu)圖

為了分別研究海北州農(nóng)牧業(yè)信貸投向?qū)r(nóng)牧民工資性收入和家庭經(jīng)營純收入的長期效應(yīng)，本文分別以海北州農(nóng)牧民家庭經(jīng)營純收入和工資性收入作為因變量，以海北州農(nóng)牧業(yè)信貸水平作為自變量進行實證分析，依變量之間的關(guān)系設(shè)定如下模型：

LgPCNt=a1+β1LgPCAt+ε1t （1）

LgPCSt=a2+β2LgPCAt+ε2t （2）

其中，PCN表示農(nóng)牧民家庭經(jīng)營純收入，PCS表示農(nóng)牧民工資性收入，PCA表示農(nóng)牧業(yè)信貸，t代表時間，ε1t和ε2t表示隨機誤差，a1和a2表示反應(yīng)各效應(yīng)的截距項，β1和β2表示待估參數(shù)。

（二）數(shù)據(jù)說明

做實證分析最基本的原則是數(shù)據(jù)具有可衡量相關(guān)問題的特征，其次數(shù)據(jù)要具有可獲取性，考慮到數(shù)據(jù)的這兩種特征，本文以海北州農(nóng)牧區(qū)人均農(nóng)牧業(yè)貸款余額（農(nóng)牧業(yè)貸款余額/農(nóng)牧區(qū)從業(yè)人員）來衡量藏區(qū)農(nóng)牧業(yè)的信貸水平;以農(nóng)牧區(qū)人均家庭經(jīng)營純收入水平和人均工資性收入水平作為衡量農(nóng)牧民家庭經(jīng)營收入和工資性收入的指標（如下表），

表3-1 2001～2010年海北州農(nóng)牧民人均家庭經(jīng)營純收入、人均工資性收入與人均農(nóng)牧業(yè)貸款余額

數(shù)據(jù)來源：人均家庭經(jīng)營純收入和人均工資性收入的歷年數(shù)據(jù)來源于《海北藏區(qū)自治州統(tǒng)計年鑒2001～2010》、農(nóng)牧區(qū)從業(yè)人員總數(shù)和農(nóng)業(yè)貸款余額數(shù)據(jù)來自《海北統(tǒng)計年鑒2011》。

四、實證分析

（一）平穩(wěn)性檢驗

圖4-1 2001～2010年LgPCN、LgPCS和LgPCA的變化趨勢

首先對數(shù)據(jù)進行無量綱化，對各變量取對數(shù)。圖4-1顯示的是2001～2010年海北州農(nóng)牧業(yè)信貸、農(nóng)牧民家庭經(jīng)營純收入和農(nóng)牧民工資性收入水平取對數(shù)后的變化趨勢。從上圖4-1可看出取對數(shù)后的各變量的變化趨勢大體上一致。即存在隨時間發(fā)展的趨勢，因此要先對其進行ADF單位根檢驗以判斷變量是否平穩(wěn)。下面采用ADF統(tǒng)計量對取對數(shù)后的變量進行檢驗，并在三種不同的置信水平下與相應(yīng)的臨界值進行比較。

表4-1 模型變量ADF檢驗結(jié)果

注：C，T，1分別代表常數(shù)項、時間趨勢和滯后階數(shù)。

依據(jù)該統(tǒng)計量的性質(zhì)，只有當ADF檢驗值的絕對值大于各置信水平的絕對值時才能通過檢驗，在上表可以看出：ADF檢驗值的絕對值小于各置信水平的絕對值，因此不能通過檢驗。即LgPCN、LgPCS和LgPCA均為非平穩(wěn)序列。對這樣的變量不能直接進行的回歸分析以檢驗他們之間的相關(guān)性，所以要運用差分方法使得序列中的非平穩(wěn)趨勢得到消除。

表4-2 模型變量一階差分的ADF檢驗結(jié)果

注：C，T，1分別代表常數(shù)項、時間趨勢和滯后階數(shù)。

進行一階差分后，從檢查結(jié)果中可以看出，D（LgPCN）和D（LgPCS）在5%的顯著性水平下，D（LgPCA）在1%的顯著性水平下，有ADF檢驗值-4.586460小于-4.450425、ADF檢驗值-3.869827小于-3.403313、ADF檢驗值-6.020113小于-4.582648。因此認為：D（LgPCN）D（LgPCS）在5%的置信水平下通過檢驗表現(xiàn)為平穩(wěn);D（LgPCA）在1%的置信水平下通過檢驗表現(xiàn)為平穩(wěn)。同時各序列因都含有一個單位根而成為一階單整序列，即I（1）。這樣我們便可對其進行長期的協(xié)整關(guān)系分析。

（二）協(xié)整檢驗

由上文分析結(jié)果可知：LgPCN、LgPCS和LgPCA均為一階單整序列，而這些同階單整序列可能存在協(xié)整關(guān)系，即從長時間來看各變量之間可能存在均衡關(guān)系，下面便是對這種假設(shè)的證實。

在實際應(yīng)用中，我們發(fā)現(xiàn)時間序列基本都是非平穩(wěn)的，為了消除序列中的不穩(wěn)定趨勢，在建立模型前要消除時間趨勢的差異。但轉(zhuǎn)換后的數(shù)據(jù)可能已經(jīng)喪失了其經(jīng)濟意義，不能解釋我們最后得出的結(jié)論。為了避免這種狀況的發(fā)生，Engle&Granger（1987）提出了協(xié)整理論及其方法，該理論及方法使得非平穩(wěn)序列的建模有了新的途徑。該方法有基于協(xié)整檢驗的回歸系數(shù)和回歸殘差兩種檢驗，但都要先對變量進行最小二乘回歸。

1.用變量LgPCA對LgPCN進行普通最小二乘回歸。

表4-3 變量LgPCA對LgPCN的最小二乘回歸結(jié)果

得到回歸估計結(jié)果：

LgPCN=2.0606+0.3808 LgPCA+ε1

（4.9487） （2.8445）

R2=0.5028 D.W.=1.1007

常數(shù)項和LgPCA的系數(shù)均通過了t檢驗。

在變量LgPCA對LgPCN最小二乘回歸的結(jié)果上我們得到對應(yīng)的殘差序列RESID01，

上文說兩位學者提出的方法有兩種，本文采用的第二種是基于協(xié)整檢驗的回歸殘差方法，即對回歸方程的殘差序列進行ADF平穩(wěn)性檢驗。見表4-4。

表4-4 回歸殘差序列RESID01的ADF平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

從表4-4可以看出，RESID01在10%的置信水平下ADF檢驗值-1.922693小于-1.600140，拒絕原假設(shè)，我們認為RESID01有90%以上的可能性是平穩(wěn)的。即通過了協(xié)整檢驗，表明LgPCA和LgPCN之間存在協(xié)整關(guān)系。

2.變量LgPCA對LgPCS進行普通最小二乘回歸。結(jié)果見下表：

表4-5 變量LgPCA對LgPCS的最小二乘回歸結(jié)果

得到回歸估計結(jié)果：

LgPCS=0.8799+0.562LgPCA+ε2

（1.3131） （2.6087）

R2=0.4596 D.W.=1.2174

在此基礎(chǔ)上，我們得到了回歸殘差序列RESID02，同樣的方法對回歸方程的殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗，見表4-6。

表4-6 回歸殘差序列RESID02的ADF平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

從表4-6可以看出，RESID02在5%的置信水平下ADF檢驗值-2.470406小于-1.988198，

拒絕原假設(shè)，認為RESID02有95%以上的可能性是平穩(wěn)的。即通過了協(xié)整檢驗，表明LgPCA和LgPCS之間存在協(xié)整關(guān)系。

3.脈沖響應(yīng)。若要了解一個變量作用于另一個變量的短期動態(tài)特征則有賴于脈沖響應(yīng)函數(shù)。通俗地講脈沖響應(yīng)函數(shù)指的是在自變量上加一個單位大小的新信息沖擊時對因變量的當期值和下期值的影響程度。即利用脈沖響應(yīng)函數(shù)可識別出農(nóng)牧業(yè)信貸變化分別對農(nóng)牧民家庭經(jīng)營純收入、農(nóng)牧民工資性收入增長變化的影響是正向還是負向的以及能夠產(chǎn)生多長時間的影響。

圖4-1 脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

從圖4-1可知，農(nóng)業(yè)信貸對農(nóng)牧民經(jīng)營性收入有較好的積極響應(yīng)，而農(nóng)牧民經(jīng)營性收入對農(nóng)業(yè)信貸卻出現(xiàn)了消極的響應(yīng)，這表明農(nóng)牧民將生產(chǎn)經(jīng)營活動中的獲得收入較多的存入了金融機構(gòu)，進而形成了金融機構(gòu)中農(nóng)業(yè)信貸資金的重要部分，并且在短期內(nèi)，隨著農(nóng)牧民經(jīng)營收入的增加，明顯促進了農(nóng)牧業(yè)信貸資金的增加，但農(nóng)牧業(yè)信貸資金的增加卻對農(nóng)牧民經(jīng)營性收入增加起到了抑制作用，這說明農(nóng)業(yè)信貸資金在短期內(nèi)并沒有有效的促進農(nóng)牧民的經(jīng)濟收入，其對農(nóng)牧民的生產(chǎn)經(jīng)營活動沒有形成良好改善作用，這和農(nóng)牧民很少利用農(nóng)業(yè)信貸資金進行擴大生產(chǎn)經(jīng)濟規(guī)模有很大的關(guān)系。

圖4-2 脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

從圖4-2可知，在第二階段后，農(nóng)牧民工資性收入對農(nóng)牧業(yè)信貸投入及農(nóng)牧業(yè)信貸投入對農(nóng)牧民工資性收入都有相應(yīng)的積極響應(yīng)，這說明農(nóng)牧業(yè)信貸投入一定程度上的促進了農(nóng)牧區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展，在為農(nóng)牧民提供就業(yè)崗位的同時增加了農(nóng)牧民的工資性收入，而農(nóng)牧民工資性收入的增加又有利于金融機構(gòu)擴大農(nóng)牧業(yè)的信貸規(guī)模，可見海北州的農(nóng)牧區(qū)金融服務(wù)在增加農(nóng)牧民工資收入方面有一定的積極作用，但我們從圖中也可以發(fā)現(xiàn)，這種積極的作用并不明顯，是非常弱小的，說明農(nóng)牧業(yè)信貸對農(nóng)牧民增收的推動作用還未真正的發(fā)揮，因此，應(yīng)該深化農(nóng)牧區(qū)金融服務(wù)體系改革，加大金融對農(nóng)牧區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的推動作用，一方面要放活經(jīng)濟，努力增強農(nóng)牧民自身創(chuàng)收能力以擴大農(nóng)牧業(yè)貸款的資金來源，另一方面要擴大農(nóng)牧業(yè)信貸的規(guī)模以加強農(nóng)牧民增收的資金保障作用。

五、結(jié)論

綜合以上分析，可知農(nóng)牧業(yè)信貸投入與農(nóng)牧民家庭經(jīng)營純收入、農(nóng)牧業(yè)信貸與農(nóng)牧民工資性收入之間均存在長期均衡關(guān)系;從回歸方程的結(jié)果可以看出，人均農(nóng)牧業(yè)信貸投入每增加10倍，農(nóng)牧民家庭經(jīng)營純收入與農(nóng)牧民工資性收入分別增加0.3808倍和0.562倍，農(nóng)牧業(yè)信貸投入對農(nóng)牧民工資收入的影響較對農(nóng)牧民家庭經(jīng)營純收入的影響高出0.18倍;在短期內(nèi)農(nóng)牧業(yè)信貸投入與農(nóng)牧民工資性收入間的相互正影響更加明顯，說明不僅要加強農(nóng)牧區(qū)金融服務(wù)體系的改革還應(yīng)推動農(nóng)牧區(qū)經(jīng)濟體制的改革，更大限度的解放農(nóng)牧區(qū)勞動力。因此只有這樣，才能真正構(gòu)建起農(nóng)牧業(yè)信貸資金投入與農(nóng)牧民收入增長之間長期有效的互動機制。

參考文獻

[1]Binswanger H P and Khandker S R.The Impact of Formal Finance on the Rural Economy of India [J].Journal of Development Studies， 1995（32）.

[2]Khandker S.R and Faruqee R.F.The impact of farm credit in Pakistan[J].Agricullture Economics，2003（03）.

[3]溫濤，王煜宇.農(nóng)業(yè)貸款、財政支農(nóng)投入對農(nóng)民收入增長有效性研[J].財經(jīng)問題研究，2005（2）.

[4]朱喜，李子奈.改革以來我國農(nóng)村信貸的效率分析[J]. 管理世界，2006（7）.

[5]錢水土，許嘉揚.中國農(nóng)業(yè)信貸與農(nóng)民收入關(guān)系研究——基于面板協(xié)整和誤差修正模型的實證分析[J].金融理論與實踐，2011（11）.

基金項目：國家社科基金項目“青海藏區(qū)普惠金融發(fā)展與農(nóng)牧民增收問題研究”，項目編號：11BMZ044。

作者簡介：李江江（1989-），男，漢族，陜西富平人，青海大學在讀碩士，研究方向：財務(wù)管理;劉尚榮（1963-），女，漢族，重慶人，青海大學教授，研究方向：財務(wù)管理;尹曉英（1988-），女，漢族，四川三臺人，青海大學在讀碩士，研究方向：會計理論與實務(wù)。