政府支出、農(nóng)村市場(chǎng)化與農(nóng)村金融發(fā)展

趙洪丹

(吉林師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，吉林 四平 136000)

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政府支出、農(nóng)村市場(chǎng)化與農(nóng)村金融發(fā)展

趙洪丹

(吉林師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，吉林 四平 136000)

分別以政府支出和農(nóng)村市場(chǎng)化代表政府因素和市場(chǎng)因素，實(shí)證分析了政府因素和市場(chǎng)因素對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展的影響。研究發(fā)現(xiàn)：政府支出對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展的作用呈現(xiàn)非線性特征，政府支出與農(nóng)村人均金融資產(chǎn)、農(nóng)村人均貸款和農(nóng)村金融風(fēng)險(xiǎn)存在“U”型關(guān)系，而與農(nóng)村金融外流存在倒“U”型關(guān)系；農(nóng)村市場(chǎng)化有助于提高農(nóng)村人均金融資產(chǎn)和農(nóng)村人均貸款水平，以及抑制農(nóng)村金融外流，但是可能會(huì)加大農(nóng)村金融風(fēng)險(xiǎn)。為提高農(nóng)村金融發(fā)展水平，政策制定者應(yīng)采取差異化的政府支出政策，加快推進(jìn)農(nóng)村市場(chǎng)化改革，同時(shí)，應(yīng)著力提高農(nóng)民收入水平，關(guān)注經(jīng)濟(jì)開(kāi)放和匯率波動(dòng)對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展的負(fù)向效應(yīng)。

農(nóng)村金融； 政府支出； 農(nóng)村市場(chǎng)化； 金融風(fēng)險(xiǎn)

一切資源配置的實(shí)現(xiàn)都是政府和市場(chǎng)互相作用的結(jié)果[1]。政府和市場(chǎng)在金融發(fā)展中的重要作用已經(jīng)被學(xué)者們廣泛討論[1-7]。其中，張杰和謝曉雪[4]認(rèn)為，理解金融發(fā)展“中國(guó)模式”的要害是剖析政府因素和其他市場(chǎng)因素在金融市場(chǎng)化改革過(guò)程的博弈與磨合。進(jìn)一步的，馬勇和陳雨露[7]的研究表明，金融發(fā)展過(guò)程中應(yīng)該合理界定政府和市場(chǎng)的有效邊界，而有效邊界則取決于“國(guó)家稟賦”特征。可見(jiàn)，政府和市場(chǎng)是金融發(fā)展的核心動(dòng)力。

農(nóng)村金融是整體金融的重要組成部分，其發(fā)展亦是政府和市場(chǎng)共同作用的結(jié)果。但是，已有關(guān)于中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展問(wèn)題的文獻(xiàn)對(duì)于政府和市場(chǎng)的作用并未給予應(yīng)有的重視，多數(shù)研究主要關(guān)注的是農(nóng)村金融發(fā)展的某一方面，例如農(nóng)村資金供求[8]、農(nóng)村金融排斥[9-10]、農(nóng)村金融制度效率[11]、農(nóng)村金融負(fù)投資[12]等，研究的著眼點(diǎn)主要是如何使農(nóng)村金融更好地服務(wù)于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，而很少關(guān)注農(nóng)村金融自身的健康可持續(xù)發(fā)展，更鮮有文獻(xiàn)討論政府和市場(chǎng)對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展的影響。本文試圖彌補(bǔ)這方面研究的不足，著重討論政府因素和市場(chǎng)因素對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展的影響，目的在于揭示政府和市場(chǎng)對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展的作用效果以及作用機(jī)制，為制定和實(shí)施農(nóng)村金融發(fā)展政策提供參考依據(jù)。

一、模型設(shè)定、變量說(shuō)明與數(shù)據(jù)來(lái)源

(一)模型設(shè)定

本文的主要目的是考察政府支出和農(nóng)村市場(chǎng)化對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展的作用，所構(gòu)建模型的被解釋變量是農(nóng)村金融發(fā)展，解釋變量包括政府支出、農(nóng)村市場(chǎng)化和一組控制變量，建立的面板數(shù)據(jù)計(jì)量模型如下：

Finit=c+βGovit-1+γMarketit-1+∑φkXkit-1+αi+δt+εit

(1)

在式中，i和t分別代表省份和年份，k是控制變量的序數(shù)，αi表示不隨時(shí)間變化的省份特定效應(yīng)，δt表示時(shí)間固定效應(yīng)，εit表示與解釋變量無(wú)關(guān)的隨機(jī)變量；Fin代表被解釋變量農(nóng)村金融發(fā)展；Gov和Market分別代表核心解釋變量政府支出和農(nóng)村市場(chǎng)化；為了避免遺漏重要變量，我們選取了一組控制變量，用X代表；β、γ和φk分別是政府支出、農(nóng)村市場(chǎng)化和相應(yīng)控制變量的系數(shù)。為了減緩內(nèi)生性導(dǎo)致的估計(jì)偏誤，我們使用滯后一期的解釋變量引入計(jì)量模型。按照計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，滯后一期的解釋變量不會(huì)影響前一期的被解釋變量，因此會(huì)顯著降低模型的內(nèi)生性問(wèn)題。

(二)變量說(shuō)明

1.被解釋變量

為了避免因?yàn)楹饬恐笜?biāo)單一而造成分析結(jié)果的偏差，本文采用4個(gè)指標(biāo)予以衡量，目的是從多個(gè)角度考察農(nóng)村金融發(fā)展，保證分析更為科學(xué)和全面，增強(qiáng)研究結(jié)論的可靠性。這4個(gè)指標(biāo)分別是農(nóng)村人均金融資產(chǎn)(Fin_Asset)、農(nóng)村人均貸款(Fin_Loan)、農(nóng)村金融外流(Fin_Out)和農(nóng)村金融風(fēng)險(xiǎn)(Fin_Risk)。

(1)農(nóng)村人均金融資產(chǎn)(Fin_Asset)。由農(nóng)村存款與農(nóng)村貸款之和除以鄉(xiāng)村人口表示。農(nóng)村存款包括農(nóng)業(yè)存款和農(nóng)戶儲(chǔ)蓄存款，農(nóng)村貸款由農(nóng)業(yè)貸款和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款構(gòu)成。存款和貸款是農(nóng)村最重要的金融需求，也是農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)所供給的最主要的金融服務(wù)，因此由農(nóng)村存款和農(nóng)村貸款所構(gòu)成的農(nóng)村人均金融資產(chǎn)指標(biāo)基本涵蓋了農(nóng)村金融的需求和供給，可以較好地代表農(nóng)村金融發(fā)展水平。農(nóng)村人均金融資產(chǎn)越多，說(shuō)明農(nóng)村所獲得的金融服務(wù)越多，農(nóng)村金融發(fā)展?fàn)顩r越好。

(2)農(nóng)村人均貸款(Fin_Loan)。計(jì)算方法是用農(nóng)村貸款除以鄉(xiāng)村人口。信貸是金融機(jī)構(gòu)向農(nóng)村提供資金的主要方式，農(nóng)村人均貸款可以較好地度量農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)對(duì)農(nóng)村的資金支持，因此是衡量農(nóng)村金融發(fā)展的理想指標(biāo)之一。農(nóng)村人均貸款指標(biāo)越大，即表明農(nóng)村信貸供給越充足，農(nóng)村信貸可得性越高，農(nóng)村金融發(fā)展水平越高。

(3)農(nóng)村金融外流(Fin_Out)。由農(nóng)村存款與農(nóng)村貸款之差除以鄉(xiāng)村人口表示。農(nóng)村金融發(fā)展所面臨的一個(gè)主要問(wèn)題是農(nóng)村資金外流嚴(yán)重，其資金外流主要是通過(guò)農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)渠道實(shí)現(xiàn)，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)將從農(nóng)村吸收存款放貸到非農(nóng)領(lǐng)域或者循環(huán)于金融體系內(nèi)部，造成農(nóng)村資金流出。農(nóng)村人均存貸差越大，意味著農(nóng)村金融發(fā)展所面臨的資金流出問(wèn)題越嚴(yán)重，因此農(nóng)村人均存貸差是衡量農(nóng)村金融發(fā)展水平的負(fù)向指標(biāo)。

(4)農(nóng)村金融風(fēng)險(xiǎn)(Fin_Risk)。直接使用農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的不良貸款率表示。由于信息不對(duì)稱、非生產(chǎn)性借貸、單筆貸款數(shù)額少而且需求分散等，農(nóng)村金融市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)較高。農(nóng)村金融風(fēng)險(xiǎn)已經(jīng)成為影響農(nóng)村金融健康可持續(xù)發(fā)展的羈絆，應(yīng)該予以關(guān)注。農(nóng)村不良貸款率可以直觀地反映農(nóng)村金融市場(chǎng)蘊(yùn)含的風(fēng)險(xiǎn)，因此可以用于衡量農(nóng)村金融發(fā)展質(zhì)量。

需要指出的是，本文在構(gòu)建農(nóng)村人均金融資產(chǎn)、農(nóng)村人均貸款和農(nóng)村金融外流的指標(biāo)過(guò)程中，使用的是農(nóng)村人口平減，這一點(diǎn)不同于有關(guān)文獻(xiàn)所使用的農(nóng)村GDP平減。原因主要在于：第一，在發(fā)展農(nóng)村普惠制金融的原則下，提高金融服務(wù)的可獲得性是農(nóng)村金融發(fā)展的方向，相比于農(nóng)村GDP平減，農(nóng)村人口平減能夠包含更多農(nóng)民獲得金融服務(wù)的信息，并可以剔除各省份人口差異的影響；第二，農(nóng)村GDP數(shù)據(jù)并不能直接獲得，只能采用替代數(shù)據(jù)，而農(nóng)村人口數(shù)據(jù)可直接獲得，根據(jù)其所構(gòu)建的指標(biāo)更加可靠[13]。

2.核心解釋變量

(1)政府支出(Gov)。借鑒巴羅和薩拉—伊—馬丁[14]、陸銘和陳釗[15]的做法，使用各省份的財(cái)政支出扣除教育和國(guó)防支出部分與GDP的比率表示。政府支出增加，可能會(huì)產(chǎn)生擠出效應(yīng)[16-17]，造成金融資源從農(nóng)村流向城市，不利于農(nóng)村金融發(fā)展。但是，當(dāng)政府支出增加到一定程度，也可能具有擠入效應(yīng)[18-20]，從而增加農(nóng)村投資。因此，我們推斷政府支出對(duì)于農(nóng)村金融發(fā)展的影響可能是非線性的。

(2)農(nóng)村市場(chǎng)化(Market)。由私營(yíng)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)從業(yè)人員與鄉(xiāng)村從業(yè)人員之比表示。使用勞動(dòng)力從業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)衡量市場(chǎng)化進(jìn)程是已有文獻(xiàn)的慣用做法[21-22]。在中國(guó)，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)推動(dòng)了農(nóng)村工業(yè)化進(jìn)程[23]，促進(jìn)了農(nóng)村私營(yíng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，從而提高了農(nóng)村市場(chǎng)化程度。隨著農(nóng)村市場(chǎng)化進(jìn)程的推進(jìn)，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展引致了農(nóng)村金融需求和供給。因此，我們認(rèn)為農(nóng)村市場(chǎng)化是促進(jìn)農(nóng)村金融發(fā)展的有利因素。

3.控制變量

(1)農(nóng)村人均純收入(Income)。使用各省份的農(nóng)村居民家庭人均純收入被2005年的農(nóng)村消費(fèi)價(jià)格指數(shù)平減后的實(shí)際變量表示，用于代表農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。農(nóng)村金融發(fā)展必然要受制于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展。農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展增加了金融需求，進(jìn)而引致農(nóng)村金融供給，促進(jìn)農(nóng)村金融發(fā)展。在理論上，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展不同于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，發(fā)展側(cè)重于質(zhì)量，而增長(zhǎng)側(cè)重?cái)?shù)量。相比于農(nóng)村GDP，農(nóng)村人均收入更能反映農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量。另外，農(nóng)村GDP數(shù)據(jù)不像農(nóng)村人均收入數(shù)據(jù)可以直接獲得也是我們考慮的因素。我們預(yù)期Income的系數(shù)符號(hào)為正。

(2)經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度(Trade)。用各省份的進(jìn)出口總額與該省份GDP的比率表示。毋庸置疑，經(jīng)濟(jì)開(kāi)放對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了全面而深遠(yuǎn)的影響。經(jīng)濟(jì)開(kāi)放必然會(huì)顯著影響農(nóng)村金融發(fā)展。然而，對(duì)外開(kāi)放部門(mén)大多存在于城市和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，在中國(guó)二元經(jīng)濟(jì)制度結(jié)構(gòu)下，經(jīng)濟(jì)開(kāi)放可能會(huì)導(dǎo)致金融資源從農(nóng)業(yè)和農(nóng)村流向工業(yè)和城市，從而不利于農(nóng)村金融發(fā)展。因此本文預(yù)期Trade的系數(shù)符號(hào)為負(fù)。

(3)匯率水平(Rate)。使用人民幣兌美元的名義匯率表示。在金融全球化浪潮下，中國(guó)的農(nóng)村金融不可能置身事外，必定會(huì)受到國(guó)際金融市場(chǎng)波動(dòng)的沖擊。匯率波動(dòng)是對(duì)這種沖擊最直接的反映。匯率下降(在直接標(biāo)價(jià)法下表現(xiàn)為人民幣升值)意味著國(guó)際資本流入。近些年來(lái)，人民幣大幅升值，國(guó)際資本大量流入。過(guò)剩的資本可能會(huì)溢出到農(nóng)村，從而彌補(bǔ)農(nóng)村金融市場(chǎng)的資金不足。因此，匯率下降可能會(huì)促進(jìn)農(nóng)村金融發(fā)展。匯率是反向指標(biāo)，我們推測(cè)Rate的系數(shù)符號(hào)為負(fù)。

(三)數(shù)據(jù)來(lái)源

農(nóng)村金融統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)往往因?yàn)闅埲辈蝗医y(tǒng)計(jì)口徑不盡一致，給實(shí)證研究造成諸多不便。有關(guān)研究常使用推算或加總的方法來(lái)構(gòu)建數(shù)據(jù)庫(kù)，這就造成了數(shù)據(jù)選取主觀因素較大，降低了數(shù)據(jù)的真實(shí)可信度。本文采用的數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家銀監(jiān)局發(fā)布的《農(nóng)村金融圖集》統(tǒng)計(jì)的2006年至2010年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑一致，數(shù)據(jù)相對(duì)比較完整，且來(lái)自權(quán)威部門(mén)統(tǒng)計(jì)，真實(shí)可信。西藏的數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，予以剔除。我們構(gòu)建了30個(gè)省份從2006年至2010年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，共150個(gè)樣本。按照國(guó)家統(tǒng)計(jì)局關(guān)于區(qū)域的劃分，將30個(gè)省份分為東部、中部、西部3個(gè)地區(qū)。其中，東部地區(qū)包括11個(gè)省份(市)：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南，中部地區(qū)包括8個(gè)省份：山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南，西部地區(qū)包括11個(gè)省份(市)：內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。

二、政府和市場(chǎng)對(duì)農(nóng)村人均金融資產(chǎn)的影響

本文首先以農(nóng)村人均金融資產(chǎn)(Fin_Asset)作為因變量進(jìn)行實(shí)證分析。為了檢驗(yàn)變量間關(guān)系的穩(wěn)健性，我們通過(guò)依次添加自變量的方法，觀察各自變量的系數(shù)在不同模型中的數(shù)值及顯著性水平的變化，如果沒(méi)有變化或者變化較小，則有理由認(rèn)為該自變量對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展的影響是穩(wěn)健的，否則是不穩(wěn)健的。我們最關(guān)心的變量是政府支出和農(nóng)村市場(chǎng)化，根據(jù)理論分析認(rèn)為政府支出可能對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展存在非線性關(guān)系，因此引入政府支出的平方項(xiàng)進(jìn)行分析。實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果包含在表1的4個(gè)方程中。方程(1)的解釋變量包括政府支出、農(nóng)村市場(chǎng)化和農(nóng)村人均純收入。在這一估計(jì)結(jié)果中，政府支出變量并不顯著；農(nóng)村市場(chǎng)化和農(nóng)村人均純收入都如理論所推斷的那樣有促進(jìn)農(nóng)村金融發(fā)展的作用。在方程(1)中的政府支出項(xiàng)不顯著可能是因?yàn)檎С鰧?duì)農(nóng)村金融發(fā)展的影響是非線性的，因此我們?cè)诜匠?1)的基礎(chǔ)上增加了政府支出的平方項(xiàng)，并得到了方程(2)。與方程(1)相比，方程(2)中農(nóng)村市場(chǎng)化和農(nóng)村人均純收入的系數(shù)并沒(méi)有發(fā)生明顯變化，模型的擬合優(yōu)度提高了近0.03。同時(shí)，在加入了政府支出的平方項(xiàng)后，政府支出變量的一次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，平方項(xiàng)系數(shù)顯著為正，說(shuō)明政府支出對(duì)于農(nóng)村金融發(fā)展的影響是非線性的。

進(jìn)一步地，我們?cè)诜匠?2)的基礎(chǔ)上加入了經(jīng)濟(jì)開(kāi)放變量Trade，得到方程(3)。估計(jì)結(jié)果顯示Trade的系數(shù)顯著為負(fù)，與理論預(yù)期一致，也就是說(shuō)，經(jīng)濟(jì)開(kāi)放導(dǎo)致金融資源從農(nóng)業(yè)和農(nóng)村流出到貿(mào)易部門(mén)，不利于農(nóng)村金融的發(fā)展。但是，這并不能作為否定對(duì)外開(kāi)放的證據(jù)，而應(yīng)視為在現(xiàn)有的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)沒(méi)有徹底改變的制度條件下，經(jīng)濟(jì)開(kāi)放所造成的金融資源城鄉(xiāng)配置的扭曲，這反映了中國(guó)農(nóng)村開(kāi)放度還不夠、城鄉(xiāng)融合程度還不高的現(xiàn)實(shí)。在加入了經(jīng)濟(jì)開(kāi)放變量后，政府支出的一次項(xiàng)和平方項(xiàng)、農(nóng)村市場(chǎng)化及農(nóng)村人均純收入變量的系數(shù)并未有明顯的變化。

表1　農(nóng)村金融發(fā)展影響因素的估計(jì)結(jié)果(Fin_Asset為因變量)

注：①根據(jù)Hausman檢驗(yàn)結(jié)果，確定4個(gè)方程均為固定效應(yīng)； ②括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤，***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平拒絕零假設(shè)，下同。

在方程(3)的基礎(chǔ)上，我們添加了匯率變量(Rate)，得到方程(4)。結(jié)果顯示Rate的系數(shù)顯著為正，表明匯率上升(人民幣貶值)促進(jìn)了農(nóng)村金融發(fā)展，相反，匯率下降(人民幣升值)不利于農(nóng)村金融發(fā)展，這與我們的預(yù)期不一致。這可能是因?yàn)椋鳛榘l(fā)展中大國(guó)，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)帶來(lái)了更多的投資機(jī)會(huì)，隨著金融開(kāi)放程度的提高，外資流入及其預(yù)期推動(dòng)了人民幣升值，在正反饋機(jī)制下，人民幣升值的現(xiàn)實(shí)進(jìn)一步強(qiáng)化了人們對(duì)于人民幣升值的預(yù)期，從而促使更多的外資流入，并推動(dòng)人民幣繼續(xù)升值。本來(lái)資本的流入可以溢出至中國(guó)的農(nóng)村，彌補(bǔ)農(nóng)村發(fā)展的資金不足，成為促進(jìn)農(nóng)村金融發(fā)展的積極因素。然而，中國(guó)至今仍然處于明顯的城鄉(xiāng)二元金融結(jié)構(gòu)，需要強(qiáng)調(diào)的是，這種二元金融結(jié)構(gòu)并非是城鄉(xiāng)金融市場(chǎng)的完全隔離，而是表現(xiàn)為農(nóng)村金融向城市金融的單向轉(zhuǎn)移。農(nóng)村的金融資源通過(guò)遍布于農(nóng)村的郵政儲(chǔ)蓄銀行和農(nóng)村信用合作社等渠道被輸送到城市，而受到農(nóng)村的金融市場(chǎng)不發(fā)達(dá)、小農(nóng)戶的耕作方式及農(nóng)民不完全的財(cái)政權(quán)利等因素的制約，適合于城市的金融資源很難通過(guò)金融系統(tǒng)配置到農(nóng)村。由人民幣升值而引起的外資流入必然會(huì)增加中國(guó)的貨幣供給量，這些增加的貨幣供給大都存在于城市而非農(nóng)村，推高了城市資產(chǎn)的價(jià)格，特別是房屋和股票的價(jià)格，城市資產(chǎn)價(jià)格的快速上漲帶動(dòng)資金收益率的上升，這就會(huì)吸引原本已經(jīng)存在于農(nóng)業(yè)和農(nóng)村的金融資源轉(zhuǎn)而投資于城市的相關(guān)產(chǎn)業(yè)，而農(nóng)村金融發(fā)展則面臨資金匱乏的窘境。方程(4)與方程(2)和方程(3)相比，在添加了匯率變量后，其他變量的系數(shù)并未發(fā)生明顯變化。

在表1的4個(gè)方程中，農(nóng)村市場(chǎng)化變量始終在1%的水平上正顯著，說(shuō)明農(nóng)村市場(chǎng)化對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展具有積極而穩(wěn)健的作用。農(nóng)村市場(chǎng)化將促生多元的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)主體，形成多元的農(nóng)村金融需求。在市場(chǎng)力量的作用下，商業(yè)性金融自發(fā)地進(jìn)駐農(nóng)村金融市場(chǎng)，農(nóng)村信用合作社和農(nóng)民資金互助組織等農(nóng)村內(nèi)生金融機(jī)構(gòu)也將在市場(chǎng)化的帶動(dòng)下得以發(fā)展，有助于形成不同類型和規(guī)模的金融機(jī)構(gòu)覆蓋不同層次的客戶群體的農(nóng)村金融市場(chǎng)格局。農(nóng)村市場(chǎng)化不僅會(huì)引致金融需求，而且還會(huì)促進(jìn)農(nóng)村社會(huì)的信用體系發(fā)展。在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，信用是一個(gè)積極的信號(hào)，只有守信用，才會(huì)贏得人們的信任，在市場(chǎng)中才會(huì)形成信譽(yù)。農(nóng)村市場(chǎng)化進(jìn)程改變了人們的觀念，推動(dòng)了中國(guó)農(nóng)村的信用從親緣信用向契約信用轉(zhuǎn)變。完善的信用體系是農(nóng)村金融賴以生存的基礎(chǔ)。所以，包括農(nóng)村市場(chǎng)化改革在內(nèi)的中國(guó)市場(chǎng)化改革，不僅激發(fā)了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)活力，還催生了農(nóng)村金融需求和供給，改善了農(nóng)村信用環(huán)境，促進(jìn)了農(nóng)村金融的發(fā)展。因此，通過(guò)農(nóng)村市場(chǎng)化來(lái)提高農(nóng)村金融發(fā)展水平，進(jìn)而提高農(nóng)民收入和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展是一條可行的政策路徑。

現(xiàn)在我們聚焦于另一個(gè)核心解釋變量——政府支出。表1清晰顯示，政府支出與農(nóng)村人均金融資產(chǎn)呈“U”型的非線性關(guān)系，在方程(4)中，轉(zhuǎn)折的臨界點(diǎn)大約在Gov=0.201處，大于該臨界值的樣本共25個(gè)，約占全部樣本的16.67%。這表明隨著政府支出的增加，農(nóng)村人均金融資產(chǎn)先是減少，然后增加。其基本邏輯是：當(dāng)政府支出處于較低水平時(shí)，政府對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的管制和干預(yù)較少，這有利于市場(chǎng)在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中發(fā)揮作用，促使農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較快，從而增加了農(nóng)村人均金融資產(chǎn)，也就是說(shuō)此時(shí)的經(jīng)濟(jì)情況處于政府作用小，市場(chǎng)作用大的狀態(tài)，或者可以概括為小政府大市場(chǎng)。當(dāng)政府支出從較低水平開(kāi)始增加后，政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的管制和干預(yù)逐漸增加，可能限制了市場(chǎng)功能的發(fā)揮，而此時(shí)因?yàn)檎С鲞€處于較低的水平區(qū)間，政府的管制和干預(yù)不能替代其所限制的市場(chǎng)作用，致使政府和市場(chǎng)的雙缺位，造成農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)緩慢和農(nóng)村人均金融資產(chǎn)降低的局面。當(dāng)政府支出達(dá)到較高水平區(qū)間后，政府支出增加雖然加大了對(duì)經(jīng)濟(jì)管制和干預(yù)的力度，但是由于政府支出足夠多，以至于替代了市場(chǎng)功能，政府作用不僅沒(méi)有缺位，而且還彌補(bǔ)了市場(chǎng)作用的不足，從而推動(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，促進(jìn)農(nóng)村人均金融資產(chǎn)增長(zhǎng)，此時(shí)的經(jīng)濟(jì)情況是政府作用十分強(qiáng)大，而市場(chǎng)作用較小，即大政府小市場(chǎng)。

三、政府和市場(chǎng)對(duì)農(nóng)村人均貸款、農(nóng)村金融外流和農(nóng)村金融風(fēng)險(xiǎn)的影響

為了進(jìn)一步確保分析的穩(wěn)健性，我們分別以農(nóng)村金融發(fā)展的另外3個(gè)指標(biāo)——農(nóng)村人均貸款、農(nóng)村金融外流和農(nóng)村金融風(fēng)險(xiǎn)——作為因變量進(jìn)行實(shí)證分析。估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。

方程(5)顯示，各個(gè)解釋變量對(duì)于農(nóng)村人均貸款的影響與方程(4)中對(duì)于農(nóng)村人均金融資產(chǎn)的影響基本一致。政府支出作用仍然表現(xiàn)為先負(fù)后正的“U”型特征，即當(dāng)政府支出水平較低時(shí)，政府支出有減低農(nóng)村人均貸款的作用；當(dāng)政府支出水平較高時(shí)，政府支出有增加農(nóng)村人均貸款的作用。有趣的是，政府支出作用由負(fù)轉(zhuǎn)正的臨界值是0.203，與前文政府支出作用的臨界值0.201大體相當(dāng)。農(nóng)村市場(chǎng)化變量正顯著，說(shuō)明農(nóng)村市場(chǎng)化具有增加農(nóng)村人均貸款的作用。農(nóng)村人均純收入和匯率對(duì)于農(nóng)村人均貸款的作用都顯著為正，說(shuō)明農(nóng)民收入增加和人民幣貶值有利于提高農(nóng)村人均貸款水平。經(jīng)濟(jì)開(kāi)放變量顯著為負(fù)，說(shuō)明在現(xiàn)有制度結(jié)構(gòu)下，日益提高的對(duì)外貿(mào)易開(kāi)放水平抑制了農(nóng)村人均貸款的增加。

表2　農(nóng)村金融發(fā)展影響因素的估計(jì)結(jié)果(Fin_Loan、Fin_Out、Fin_Risk為因變量)

注：根據(jù)Hausman檢驗(yàn)結(jié)果，確定3個(gè)方程均為固定效應(yīng)。

方程(6)表示的是各個(gè)解釋變量對(duì)于農(nóng)村金融外流的影響。估計(jì)結(jié)果表明，政府支出對(duì)于農(nóng)村金融外流的作用先正后負(fù)，具有顯著的倒“U”型特征，臨界值為0.210。這說(shuō)明當(dāng)政府支出水平較低時(shí)，政府支出擴(kuò)大了農(nóng)村人均存貸差，增加了農(nóng)村資金外流；當(dāng)政府支出水平較高時(shí)，政府支出縮小了農(nóng)村人均存貸差，減少了農(nóng)村資金外流。政府支出與農(nóng)村金融外流呈倒“U”型關(guān)系，恰好與政府支出與農(nóng)村人均金融資產(chǎn)和農(nóng)村人均貸款的“U”型關(guān)系的邏輯完全一致。當(dāng)政府支出處于較低水平區(qū)間時(shí)，經(jīng)濟(jì)情況處于小政府大市場(chǎng)的狀態(tài)，市場(chǎng)功能發(fā)揮的比較好，如果此時(shí)政府支出增加，即政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的管制和干預(yù)增加，則勢(shì)必會(huì)阻礙市場(chǎng)作用的發(fā)揮，不利于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)收益的降低，造成農(nóng)村資金外流，農(nóng)村人均金融資產(chǎn)減少。當(dāng)政府支出處在較高的水平區(qū)間時(shí)，經(jīng)濟(jì)處于大政府小市場(chǎng)的狀態(tài)下，市場(chǎng)功能雖然受到限制，但是由于政府支出足夠多，完全可以推動(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，引導(dǎo)和吸引更多的外部資金投資于農(nóng)村，并減少農(nóng)村內(nèi)部資金的外流，有利于農(nóng)村人均金融資產(chǎn)和農(nóng)村人均貸款的增加。農(nóng)村市場(chǎng)化對(duì)農(nóng)村金融外流具有顯著的抑制作用，即農(nóng)村市場(chǎng)化程度越高，則農(nóng)村金融外流就越少。這意味著提高農(nóng)村市場(chǎng)化進(jìn)程有助于減少農(nóng)村資金的外流。這是因?yàn)檗r(nóng)村市場(chǎng)化增強(qiáng)了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)主體的活力，繁榮了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，提高了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的收益水平，有利于吸引資金投資于農(nóng)業(yè)和農(nóng)村。農(nóng)村人均純收入會(huì)降低農(nóng)村金融外流水平，這是因?yàn)槭杖朐黾右馕吨r(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展較好，有利于吸引資金投資于農(nóng)村，另外，收入增加提高了農(nóng)民獲得金融服務(wù)的能力，增加了農(nóng)村金融需求，進(jìn)而促進(jìn)了農(nóng)村貸款的增加。經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度的提升會(huì)加劇農(nóng)村金融外流水平，這可能是因?yàn)閷?duì)外開(kāi)放部門(mén)具有較高的利潤(rùn)，吸引了大量農(nóng)村資金，使農(nóng)村資金流出農(nóng)村，而城鄉(xiāng)二元金融結(jié)構(gòu)不利于對(duì)外貿(mào)易部門(mén)的資金流入到農(nóng)村，這就造成了經(jīng)濟(jì)開(kāi)放對(duì)于農(nóng)村金融外流表現(xiàn)為顯著的正向作用。匯率上升(人民幣貶值)具有抑制農(nóng)村資金外流的作用，這意味著人民幣升值或許不利于農(nóng)村金融發(fā)展。

方程(7)的因變量是代表農(nóng)村金融風(fēng)險(xiǎn)的農(nóng)村不良貸款率，估計(jì)結(jié)果顯示，政府支出對(duì)于農(nóng)村不良貸款率的作用表現(xiàn)為“U”型特征，即先是負(fù)向作用，然后是正向作用，臨界值為0.240。當(dāng)政府支出處于較低水平時(shí)，政府支出有利于降低農(nóng)村不良貸款率；當(dāng)政府支出處于較高水平時(shí)，政府支出將會(huì)增加農(nóng)村不良貸款率。這可能是因?yàn)?，?dāng)政府支出水平較低時(shí)，政府支出可以部分地彌補(bǔ)市場(chǎng)的不足，且對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的干預(yù)較少，有利于金融機(jī)構(gòu)配置風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，從而降低了農(nóng)村不良貸款率水平。隨著政府支出水平的提高，政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的干預(yù)程度越來(lái)越深，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的道德風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題越來(lái)越突出，結(jié)果造成農(nóng)村不良貸款率上升。因此，在增加政府支出的同時(shí)要注意提高政府資金的使用效率，降低農(nóng)村不良貸款率。農(nóng)村市場(chǎng)化對(duì)農(nóng)村金融風(fēng)險(xiǎn)具有顯著的加大效應(yīng)。農(nóng)村市場(chǎng)化活躍了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，提高了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的收益水平，根據(jù)收益與風(fēng)險(xiǎn)相匹配的經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，農(nóng)村金融風(fēng)險(xiǎn)會(huì)隨之增大。這提示我們，在農(nóng)村市場(chǎng)化進(jìn)程中要注意防范農(nóng)村金融風(fēng)險(xiǎn)。農(nóng)村人均純收入變量系數(shù)符號(hào)為正，但是不顯著。這可能是因?yàn)?，一方面，農(nóng)村收入增加說(shuō)明農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展較好，進(jìn)而農(nóng)村貸款數(shù)量增加，但在貸款質(zhì)量沒(méi)有提高的情況下，可能使農(nóng)村不良貸款率上升；另一方面，農(nóng)村收入增加提高了農(nóng)民償還貸款的能力，可能使農(nóng)村不良貸款率下降。在這兩方面因素的作用下，農(nóng)村人均純收入對(duì)于農(nóng)村不良貸款率的作用變得不再顯著。提高經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度和匯率水平(人民幣貶值)將會(huì)加大農(nóng)村金融風(fēng)險(xiǎn)。

四、結(jié)論與政策含義

政府因素和市場(chǎng)因素顯著影響農(nóng)村金融發(fā)展：政府支出表現(xiàn)為非線性作用，而農(nóng)村市場(chǎng)化主要表現(xiàn)為正向作用。政府支出占GDP的比率低于20%～25%區(qū)間時(shí)，政府支出對(duì)農(nóng)村人均金融資產(chǎn)、農(nóng)村人均貸款和農(nóng)村金融風(fēng)險(xiǎn)具有負(fù)向效應(yīng)，對(duì)農(nóng)村金融外流具有正向效應(yīng)；而當(dāng)政府支出占GDP的比率高于20%～25%區(qū)間時(shí)，政府支出則表現(xiàn)為相反的效應(yīng)。農(nóng)村市場(chǎng)化對(duì)農(nóng)村人均金融資產(chǎn)、農(nóng)村人均貸款和農(nóng)村金融風(fēng)險(xiǎn)具有正向效應(yīng)，對(duì)農(nóng)村金融外流具有負(fù)向效應(yīng)。農(nóng)村人均純收入對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展具有正向效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)開(kāi)放和匯率波動(dòng)會(huì)增加農(nóng)村金融風(fēng)險(xiǎn)。

研究結(jié)論具有鮮明的政策含義，即破解農(nóng)村金融發(fā)展難題可以從合理確定政府支出水平和加快推進(jìn)農(nóng)村市場(chǎng)化進(jìn)程入手。在政府支出方面，根據(jù)政府支出對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展存在非線性作用，政策制定者應(yīng)該注意把握政府支出的度。在農(nóng)村市場(chǎng)化方面，政府應(yīng)該加快推進(jìn)農(nóng)村市場(chǎng)化改革，進(jìn)一步放開(kāi)農(nóng)村金融市場(chǎng)準(zhǔn)入，提高農(nóng)村金融市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度，并以農(nóng)村市場(chǎng)化改革促進(jìn)農(nóng)村信用體系建設(shè)，營(yíng)造農(nóng)村金融發(fā)展的良好信用環(huán)境，同時(shí)，應(yīng)著力提高農(nóng)民收入水平，關(guān)注經(jīng)濟(jì)開(kāi)放和匯率波動(dòng)對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展的負(fù)向效應(yīng)。

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Government Spending, Rural Marketization and Rural Financial Development

ZHAO Hong-dan

(Economic College, Jilin Normal University, Siping 136000, China)

The paper uses government expenditure and rural marketization to represent the government and market factors, empirically analyzes the influence of government factor and market factor on the rural financial development. The study shows that the effect of government spending on rural financial development presents the nonlinear characteristics and the characteristics of regional income differences: government spending and rural per capita, and rural per capita loans and financial assets show a “U” type relationship between rural financial risk, and rural financial flows show an inverted “U” shaped relationship; Rural marketization helps to improve the level of rural per capita and rural per capita financial assets loan, but may inhibit the rural financial flows at the same time, while may increase the risk of a rural finance. Policy makers should adopt differentiation of government spending policy, accelerate reform of the rural market, at the same time, increase farmers’ income level, pay close attention to economic liberalization and exchange rate fluctuations on the negative effect of the rural financial development.

rural finance; government expenditure; rural marketization; financial risk

2016-07-11DOI:10.7671/j.issn.1672-0202.2016.06.002

教育部哲學(xué)社會(huì)科學(xué)重大課題攻關(guān)項(xiàng)目(12JZD050)；吉林省社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(2012B107)

趙洪丹(1980—)，男，黑龍江依蘭人，吉林師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授，主要研究方向?yàn)檗r(nóng)村金融。E-mail: zhaohongdan2013@163.com

F832.35

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1672-0202(2016)06-0010-08