1、1农村金融发展与农民收入增长：理论假说与实证检验摘要：运用 19812011 年的相关数据，对我国农村金融发展与农民收入增长之间的关系进行实证检验，结果显示：从长期来看，农村金融发展规模、农村金融发展结构对于农民收入的增长具有促进作用，而农村金融发展效率却抑制了农民收入的增长；在短期内，农村金融发展规模和结构两个指标与农民收入增长之间没有明显的正向关系，而农村金融发展效率依然具有较为显著的抑制作用。Granger 因果检验显示：农村金融发展规模和效率是农民收入增长的 Granger 原因，但是其反向的Granger 因果关系不存在，脉冲响应函数得到同样结论。 关键词：农村金融发展；农民收入；向
2、量自回归模型 中图分类号：F832.7 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2013）06-0013-06 一、问题的提出 农民收入增长问题是当前整个农村经济和社会发展所面临的重大问题，它不仅是解决“三农”问题的关键，而且对于我国整个国民经济的健康发展和社会主义和谐社会的构建具有特殊意义（余新平、熊德平，2010）1。2011 年我国农村居民的家庭人均纯收入达到了 6 977.30 元，相比于改革开放初期 1981 年的 223.40 元，按照不变价格计算，农民实际收入增长了 6.37 倍，平均每年增长 6.16%，收入水平有了较大幅度的提升。但是分阶段来看，农民收入的增长速度不仅波
3、动性较大，而且出2现了整体下降趋势。19811985 年全国农村居民人均纯收入年增长11.68%，19861995 年为 3.43%，19962005 年为 4.98%，20062011年为 9.62%。值得注意的是，在农民收入增速出现波动并且增速趋缓的同时，农村的金融事业却发展迅猛。农村贷款余额从 1981 年的 286.10 亿元增加到 2011 年的 121 468.90 亿元，农村存款余额从 1981 年的 169.60亿元增加到 2011 年的 70 672.85 亿元。剔除价格因素的影响，2011 年的农村贷款余额和农村存款余额分别较 1981 年增长了 86.81 倍和 85.2
4、0 倍，远远高于农民人均纯收入这一期间的增长幅度。以上对比可以得出，我国农村金融发展与农民收入的增长在直观表现上并不协调，二者之间的事实关系有待进一步的检验和分析。 影响农民收入增长的因素有诸多方面，其中农村金融发展在近些年被尤为关注，并且在解决农民增收的政策建议中屡见不鲜（温涛、冉光和，2005）2。从我国农村地区金融事业的发展实际情况来看，农村地区已经初步形成了较为完善的金融服务体系框架，实现了合作性金融、政策性金融、商业性金融与其他金融组织机构分工协作的有利局面。农村金融发展与农民收入增长不相协调的景象又为什么会出现呢？农村金融的发展又对农民收入的增长起到了什么作用？在已有的研究中，国外
5、方面，由于绝大多数的研究成果集中在分析金融发展对经济增长的影响，不能直接反映金融发展对农民收入的关系，一定程度上金融发展与农民收入的关系被金融发展与经济增长的正向关系所替代，例如Joseph（1985）3、Robert & Ross（1993）4、Becker（2000）等；也有部分外国学者通过研究金融发展与收入分配的关系，同样间接反映3了金融发展与农民收入增长的关系（Greenwood & Jovanovic，19905；Clarke，20036） 。国内研究方面，温涛和冉光和（2005）2的研究结果表明，在 19522003 年期间，无论是金融机构贷款比率还是经济证券化比率的提高，都对我国
6、农民收入的增长起到了抑制作用，直接导致了城乡收入差距的拉大与“二元结构”的强化。谭燕芝（2009）利用农村现存金融资产与农村 GDP 之比来衡量我国农村金融的发展，其研究结果同样表明，农村金融发展对农民收入的增长起到了抑制作用，农村金融并没有真正做到服务于农村发展7。刘旦（2007）以农村“存贷比”衡量的农村金融发展效率也不利于农民收入的增长8。而余新平、熊德平（2010）利用 19782008 年的相关数据进行的实证分析表明，农村存款、农业保险赔付与农民收入增长呈现正向关系，而农村贷款、农业保险收入与农民收入增长呈负向关系，不能否定我国农村金融发展对农民收入增长重要性的理论价值1。 以上研究
7、成果的梳理表明，有关我国农村金融发展对农民收入增长究竟起到了什么作用，已有的文献还没有形成一致的结论。分析原因，主要是因为在不同的研究中，用什么指标来衡量农村金融发展存在较大分歧，但是由于所用指标单一，不能较系统、全面地衡量出我国农村金融的发展水平，最终使得其研究成果各有侧重。本文综合已有的研究成果，首先将农村金融发展视为一种“生产要素” ，依托传统生产函数，试图构建出能够反映农村金融发展与农民收入二者关系的新型生产函数，为实证检验建立微观基础；其次，欲从农村金融发展规模、农村金融发展结构和农村金融发展效率三个方面来综合衡量我国当前农村金融的发4展水平，探索农村金融发展的不同层面可能对农民收入
8、增长产生的影响，以期能够较为准确、科学地为制定相关政策提供实证依据。 二、模型设定与数据说明 （一）模型的构建 为了反映农村金融发展水平与农民收入增长的关系，建立科学的计量模型，使用有效的计量方法，借鉴 Greenwood & Jovanivic（1990）5、Murinde（1994） 、温涛、冉光和（2005）2等的理论分析框架，在传统生产函数的基础之上（资本和劳动为生产函数中的主要生产要素） ，本文将农村金融发展水平视为另外一种重要的生产要素“投入”到生产函数分析当中，这样有关农村金融发展与农村经济产出二者之间的关系可以表示如下： Y=g（K，L，F） （1） 其中 Y 代表了农村经济生
9、产的总收益，K 代表资本投入，L 代表劳动力投入，F 代表农村的金融发展水平。按照温涛、冉光和（2005）2和Parenteral & Prescott 的做法，进一步假定农村劳动力处于最大的生产能力，即 L=，这样农村经济生产就面临恒定的规模收益，而总产出（总收益）就只取决于农村的资本投入和农村金融发展水平。 （1）式可以变形为： 结合当前我国农村金融市场的实际情况，借鉴已有的研究成果（姚耀军，2004；张建波、杨国颂，2010；贾立、王红明，20109，等） ，本文综合采用农村金融发展规模指标（JRGM） 、农村金融发展结构指标（JRJG）和农村金融发展效率指标（JRXL）三个指标来衡量我
10、国农村金融发展水平。其中： 5这里用来表示（8）式右边中各个解释变量的变化值前的边际系数（边际产出或边际收益） 。因为本文的目的在于分析农村金融发展最终对农民收入增长的影响，因此进一步用农村居民人均纯收入的对数值（LNCSR）的增量来替代人均产出（人均收益）的增长 dy，TZSP 代表农村资本投入水平，即可得本文的基本计量模型： dLNCSR=？茁 0+？茁 1dTZSP+？茁 2dJRGM+？茁 3dJRJG+？茁4dJRXL+？滋 t（9） （9）式中，？茁 0 代表常数项，？滋 t 为随机误差项。可以看出，农村居民收入水平的增长还会受到前期的农村资本投入水平和各项金融发展水平指标的影响。
11、同时，由（9）式容易证明出TZSP、JRGM、JRJG、JRXL 四个解释变量与被解释变量 LNCSR 无论是在其当期值还是在滞后值之间，均存在稳定的关系。在估计方法的选择上，由于 TZSP、JRGM、JRJG、JRXL 四个解释变量的滞后项可能对 LNCSR 产生影响，因此，在实证方法上本文最终选择向量自回归（VAR）估计方法来分析农村金融发展水平与农民收入增长的关系。 设 Yt 为 51 阶的时间序列向量，Yt=（LNCSRt，TZSPt，JRGMt，JRJGt，JRXLt），则含有 5 个变量滞后i 阶的 VAR 模型为： Yt=c+jYt-i+？着 t（10） 其中 c=（c1，c2，
12、c3，c4，c5）为常数向量；？着tD（0，？赘）为 51 阶的随机误差列向量；j 为 55 阶的参数矩阵，j=1，2，3，4，5。 6（二）数据来源及其说明 为了实证检验农村金融发展与农民收入增长的关系，结合以上部分建立的估计方程，实证分析中需要的数据资料包括了金融发展水平、农村投资水平和农民收入水平三个方面。其中，作为被解释变量的农民收入水平（LNCSR） ，采用我国 19812011 年的农民人均纯收入的对数值数据进行分析。在对农民人均纯收入取对数之前，首先利用农村居民的消费价格指数（1978 年为基期）剔除价格因素可能对估计结果的影响。由于已有统计年鉴中没有相关农村资本投入的统计数据，
13、对此本文采用19812011 年农村固定资产投资与农村 GDP 比率（TZSP）增量替代农村资本的增长来进行分析，其中农村 GDP 为“农林牧渔业”增加值和乡镇企业增加值之和。在测算农村金融发展规模、结构和效率三个指标时，计算公式中涉及到的农村存款余额是农业存款与农村储蓄存款的加总，而农村贷款余额是乡镇企业贷款与农业贷款的加总，年限均为 19812011 年。另外，各指标所用到数据资料均来源于 19822012 年的中国统计年鉴 、 中国金融年鉴以及中经网数据库。具体TZSP、JRGM、JRJG 和 JRXL 的趋势见图 1 所示。 三、实证结果及其经济含义 由于本文选择了向量自回归模型（VA
14、R）来分析各变量之间的具体关系，因此按照向量自回归模型（VAR）估计方法的基本步骤，首先利用Dickey 和 Fuller 提出的 ADF 单位根检验方法来对解释变量和被解释变量的数据进行单位根检验。当各变量数据呈现平稳或具有一样的单整阶数时，进一步进行协整检验，避免伪回归现象。在此基础之上，再进行相7关的误差修正模型、Granger 因果检验、脉冲响应等实证分析，保证估计结果的准确性。 （一）单位根检验 采用 Dickey 和 Fuller 的 ADF 单位根检验方法，借助于 EViews7.0统计分析软件，得出了各个变量的具体单位根检验结果。结果显示，本文实证分析所用到的变量 LNCSR、
15、TZSP、JRGM、JRJG 和 JRXL，其数据均在 10%的显著性水平上显示为非平稳数列，然而进一步的一阶差分序列检验结果却表明，？驻 LNCSR、？驻 TZSP、？驻 JRGM、？驻 JRJG 和？驻JRXL 这五个变量在 5%的显著性水平下均平稳，也就是说LNCSR、TZSP、JRGM、JRJG 和 JRXL 满足了一阶平稳，可以记为 I（1） ，它们之间可能存在长期稳定的协整关系。因此，有必要同时也满足条件来进行下一步的协整检验。 （二）协整检验 单位根检验结果显示，LNCSR、TZSP、JRGM、JRJG 和 JRXL 满足一阶平稳，即为 I（1）数列，因此它们之间是否存在协整关系
16、，进一步利用Johansen 协整检验来进行判定，同时还可以利用判定结果来构建协整方程，以此来观察 LNCSR 与 TZSP、JRGM、JRJG 和 JRXL 的长期均衡关系。需要注意的是，在对 LNCSR、TZSP、JRGM、JRJG 和 JRXL 进行协整检验之前，按照 Johansen 协整检验方法的具体要求，首先必须对他们进行 VAR模型结构的判定。本文综合运用似然比（LR）检验以及施瓦茨（SC） 、赤池信息（AIC）的定阶准则，最终确定出 LNCSR 与 TZSP、JRGM、JRJG 和JRXL 构建的无约束 VAR 模型的最优滞后期为 1。建立 VAR（1）模型重新8估计并进行稳定
17、性检验，发现所有特征根的倒数均落在了单位圆之内（见图 2） ，说明所建立的 VAR（1）模型系统是稳定的，这为后续的协整检验、误差修正模型估计的准确性提供了保障。同时，因为农民收入增长与农村金融发展各个指标构建的 VAR 模型的最优滞后期为 1，Johansen协整检验的滞后期确定为 0。具体协整检验结果如表 1 所示。 表 1 的 Johansen 协整检验结果表明，在 19812011 年期间，我国农村居民收入水平（LNCSR）与农村资本投入水平（TZSP） 、农村金融发展水平（包括 JRGM、JRJG 和 JRXL）各变量之间存在一个显著的协整关系，并且均衡的协整向量为： 协整方程（11
18、）反映了上述各个变量之间的长期均衡关系。具体来看：农民收入与农村的固定资产投资水平之间呈现正向关系，农民收入水平伴随着农村固定资产投资水平的提高而提高，反映了在 19812011 年期间，我国农村地区的社会固定资产投资对于农业生产起到了提升效率、稳定生产的积极作用。农村金融发展水平对农民收入水平的长期影响并不是单一的促进或抑制，这里需要通过区分不同的衡量指标来进行分析。具体来说，农村金融发展规模和农村金融发展结构两个指标与农民收入水平之间呈现正向关系。农村金融发展规模的正向作用说明了在我国农村地区，金融资源越多，农民收入水平的增长越有利；而农村金融发展结构的正向作用反映了乡镇企业具有转移农村剩
19、余劳动力、增加农民非农收入的积极作用，乡镇企业贷款余额比重的增加不仅利于乡镇企业的长远发展，对农民收入增长的促进也很明显。以“贷存比”来衡量的农村金融发展效率指标非但没有起到促进农民收入增长的应有作用，反而是较为显著地抑制了农民收入的增长。9这可能是因为在我国的农村地区，与农业、农村和农民相关的各项资金一直处于外流的现状，农村的很多贷款被低效率地挪用或使用，资金短缺一直是农村地区经济发展的一个“短板” ，最终影响到农民收入水平的提高。 在分析了 LNCSR 与 TZSP、JRGM、JRJG、JRXL 之间的长期均衡关系的基础上，进一步利用向量误差修正模型（VECM）来分析各个变量之间的短期动态
20、关系，具体估计结果如表 2 所示：农民收入水平的误差修正项的系数为 0.032 4（大于 0） ，并且 t 检验的显著性水平较高，说明如果农民的收入水平 LNCSR 偏离长期的均衡状态，模型中的误差修正项（EMC）会对其进行较为显著的正向调整。在反映农村金融发展水平的JRGM、JRJG 和 JRXL 三个指标中，除了 JRXL 在 10%的显著性水平下对农民收入的增长具有抑制作用，JRGM 与 JRJG 在误差修正模型中的系数均不显著，说明农村金融发展规模和农村金融发展结构的变化对农民收入增长的作用在短期并不明显。就整体而言，短期内，农民收入水平与农村金融发展之间没有出现预期的正向关系，反而在
21、某些方面存在着消极影响。改革开放以来我国的农村正规金融都不自觉地遵循着“偏农离农”的路径，大多数留在农村地区的基层金融机构都只是一个简单的“吸储”目的，而在贷款等其他金融服务方面功能发挥十分有限；而对于农村的非正规金融，不是被政府不断正规化，就是不断地被打压。农村正规金融单一、短视的服务模式与非正规金融的发展受挫，最终使得农村地区的生产以及投资长期处于自我发展的境地，农村资金短缺常态化，农村金融发展难以发挥对农民收入增长的促进作用。 10（三）格兰杰因果检验 以上的协整检验和误差修正模型分别分析了 LNCSR 与TZSP、JRGM、JRJG 和 JRXL 之间的长期均衡关系和短期波动情况，按照
22、向量自回归模型（VAR）的分析步骤，进一步利用 Granger（1969）提出的Granger 因果关系检验法进一步分析 LNCSR 与 TZSP、JRGM、JRJG 和 JRXL是否构成因果关系。表 3 为具体的 Granger 因果检验结果。 由表 3 的检验结果可以看出，有关农村金融发展与农民收入水平的因果关系，同样不能“一刀切”地给出结论，而是要区分不同的农村金融发展衡量指标。具体来说：农村金融发展规模（JRGM）和农村金融发展效率（JRXL）均成为了农民收入水平的 Granger 原因，分别通过了 5%和 1%的显著性水平，但是农村金融发展结构（JRJG）与农民收入水平之间没有这样的
23、关系；值得注意的是，农民收入水平没有成为任何一个农村金融发展指标的 Granger 原因，各指标的检验结果均没有通过 10%的显著性水平。Granger 因果检验的结论一定程度上反映了我国农村金融发展对于农民收入增长的正向作用尚不明显，有些层面甚至还起到了抑制作用；同时，在我国的农村金融市场，不能印证部分国外学者（Greenwood & Jovanovic，19905）所提出的“收入水平的提高推动金融组织和金融交易发展”的观点。 （四）脉冲响应函数 Granger 因果检验发现，在衡量农村金融发展水平的三个指标中，只有农村金融发展规模和农民金融发展效率成为农民收入增长的 Granger原因。基于这一检验结果，本文利用 Sims 提出的向量自回归（VAR）技
