中國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入的關(guān)系

摘 要：利用中國1990—2011年的時間序列數(shù)據(jù)，對農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入的關(guān)系進行了實證研究。結(jié)果表明，我國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入之間存在著穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，農(nóng)村金融信貸促進了農(nóng)民收入的增長，而農(nóng)村儲蓄對于農(nóng)民收入的增加具有負(fù)效應(yīng)。應(yīng)采取增加農(nóng)業(yè)貸款的支農(nóng)力度、強化財政支農(nóng)的力度，以及避免農(nóng)村資金“倒流”等措施，促進農(nóng)民收入的增加。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村金融發(fā)展；農(nóng)民收入；經(jīng)濟增長

中圖分類號：F832；F323.8 文獻標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2012）35-0027-03

一、文獻綜述

關(guān)于農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入的關(guān)系，國內(nèi)有許多學(xué)者進行了研究。例如，溫濤等（2005）認(rèn)為，中國金融發(fā)展對農(nóng)民收入增長具有顯著的負(fù)效應(yīng)；王虎等（2006）認(rèn)為，中國金融發(fā)展對于農(nóng)民收入有促進作用，但卻加劇了城鄉(xiāng)收入差距的擴大。此外，關(guān)于農(nóng)村金融與農(nóng)民收入的實證研究中，譚燕芝（2009）認(rèn)為，農(nóng)民增收促進了農(nóng)村金融發(fā)展，但農(nóng)村金融發(fā)展卻不利于農(nóng)民增收；楊小玲（2009）基于農(nóng)民收入來源結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)上的研究表明，農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民家庭經(jīng)營純收入之間不存在 Granger 因果關(guān)系，而農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)會提高農(nóng)民的工資性收入水平，農(nóng)村金融發(fā)展效率是農(nóng)民工資性收入的 Granger 原因。

綜上所述，大部分文獻均只研究了中國整體金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系，即便是關(guān)于農(nóng)村金融與農(nóng)民收入關(guān)系的研究，各個作者之間對于這一問題的看法也不統(tǒng)一。對于二者之間的因果關(guān)系更是眾說紛紜。但是根據(jù)現(xiàn)有中國的經(jīng)濟狀況，筆者認(rèn)為，農(nóng)村金融的發(fā)展對于農(nóng)民的收入有著正向的關(guān)系，且二者之間互為因果關(guān)系。

二、農(nóng)村金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證檢驗

（一）指標(biāo)選取、數(shù)據(jù)來源及研究方法

1.指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

選取反映我國農(nóng)民收入狀況、農(nóng)村金融發(fā)展?fàn)顩r、投資水平和財政政策三組指標(biāo)。為得到農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入之間存在的準(zhǔn)確關(guān)系，將衡量投資水平與財政政策的指標(biāo)作為控制變量，以剔除二者對于農(nóng)民收入的影響。具體指標(biāo)分析如下。

（1）農(nóng)村居民年人均純收入（lNCOME）。該指標(biāo)反映我國農(nóng)民收入狀況?！稗r(nóng)村居民純收入”指標(biāo)與“農(nóng)村居民總收入”指標(biāo)相比，扣除了農(nóng)村居民從事生產(chǎn)和非生產(chǎn)經(jīng)營費用支出以及繳納的稅費，是可以直接用于生產(chǎn)性投資、非生產(chǎn)性投資、生活消費和儲蓄的收入。因此，“農(nóng)村居民年人均純收入”可作為衡量農(nóng)民收入水平的變量。

（2）農(nóng)村居民儲蓄比率（FS）與農(nóng)村金融信貸比率（RF）。該指標(biāo)反映我國農(nóng)村金融發(fā)展?fàn)顩r。這里參考溫濤等（2005）所選擇的指標(biāo)，選擇“農(nóng)村居民儲蓄比率”與“農(nóng)村金融信貸比率”兩個指標(biāo)來衡量農(nóng)村金融發(fā)展水平。其中，農(nóng)村居民儲蓄比率是金融機構(gòu)農(nóng)業(yè)存款總量與農(nóng)村總產(chǎn)值之間的比值，以FS表示；農(nóng)村金融信貸比率是金融機構(gòu)農(nóng)業(yè)貸款總量與農(nóng)村總產(chǎn)值之間的比值，以RF表示。

（3）投資水平（FI）與財政政策支農(nóng)（PF）。該組指標(biāo)反映我國其他影響農(nóng)民收入的因素，將其作為控制變量，加入計量模型。其中，描述投資水平的變量是利用我國全社會固定資產(chǎn)投資與國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的比率，以FI表示；衡量財政政策支農(nóng)的變量是利用支農(nóng)財政支出占財政支出總額的比率，以PF表示。

以我國1990—2011年的數(shù)據(jù)為樣本進行分析。為了消除物價上漲的影響，以1978年為基期，利用CPI指數(shù)對“農(nóng)村居民年收入”（INCOME）指標(biāo)進行了調(diào)整，同時為消除數(shù)據(jù)的劇烈波動和異方差，對其進行了對數(shù)化處理，處理后的指標(biāo)以LNRI表示。而反映農(nóng)村金融發(fā)展?fàn)顩r的指標(biāo)和控制變量均為相對值指標(biāo)，物價因素已相互抵消，無須進行調(diào)整。

2.研究方法

采用實證分析方法進行研究。具體步驟如下：第一，為了避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，利用單位根檢驗說明變量的平穩(wěn)性及單整階數(shù)；第二，如果變量的單整階數(shù)相同，則進行協(xié)整檢驗，分析變量之間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系；第三，利用格蘭杰因果檢驗，討論變量之間是否存在因果關(guān)系。

（二）實證分析過程及結(jié)果

1.單位根檢驗

對變量及變量的一階滯后差分項進行ADF檢驗時，檢驗形式根據(jù)變量趨勢圖確定是否包含常數(shù)項和趨勢項。而檢驗的滯后期則由Eviews6計量軟件根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則自動確定。檢驗結(jié)果見表1。其中，DLNRI、DFS、DRF、DFI和DPF分別表示相關(guān)變量的一階滯后差分項。

由表1的結(jié)果可以看出，原始變量在10%的顯著性水平下仍是不平穩(wěn)的，而一階差分后的變量在5%的顯著性水平下均顯示平穩(wěn)。所以，原始變量都是一階單整的，符合進行協(xié)整檢驗的前提條件，即可以進行農(nóng)民收人與農(nóng)村金融發(fā)展之間協(xié)整關(guān)系的檢驗。

2.協(xié)整檢驗

協(xié)整理論在研究非平穩(wěn)時間序列中具有十分重要的作用。協(xié)整檢驗主要可以分為兩種：Engle-Granger兩步檢驗法和Johansen協(xié)整檢驗。Johansen協(xié)整檢驗以VAR模型為基礎(chǔ)，具有非常好的小樣本特性，是一種進行多變量協(xié)整檢驗的較普遍的方法。因此，這里采用Johansen協(xié)整檢驗驗證變量之間的協(xié)整關(guān)系。

由于協(xié)整檢驗對于滯后階數(shù)的選擇非常敏感，因此，在進行Johansen協(xié)整檢驗前首先要確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。無約束VAR模型的殘差序列相關(guān)性分析表明，VAR模型殘差序列不存在序列相關(guān)的最小長度為2個滯后期，因此可以確定最優(yōu)滯后階數(shù)為2。表2為Johansen協(xié)整跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量的檢驗結(jié)果。由此表可以看出，LNRI、FS、RF、FI和PF之間存在一個協(xié)整關(guān)系。

標(biāo)準(zhǔn)化后的協(xié)整方程如下所示：

LNRI=-11.49135FS+0.408055RF+6.957627FI-29.98015PF

通過協(xié)整檢驗，可以確定我國農(nóng)民收入與農(nóng)村金融發(fā)展水平之間存在穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系。進一步考察方程我們可以看到，1990—2011年間我國農(nóng)民儲蓄比例與農(nóng)民收入呈反向關(guān)系，農(nóng)民儲蓄比例每提高一個百分點，農(nóng)民收入則降低11.50個百分點，而農(nóng)村金融信貸比例則與農(nóng)民收入呈正向關(guān)系，農(nóng)村金融信貸比例每提高一個百分點，農(nóng)民收入提高0.41個百分點。我國農(nóng)村金融的發(fā)展與農(nóng)民收入之間雖然存在著相關(guān)關(guān)系，但是衡量農(nóng)村金融發(fā)展水平的兩個指標(biāo)對農(nóng)民收入的影響是完全不同的，農(nóng)村金融信貸比率的提高總體上會促進農(nóng)民收入的增長，而農(nóng)村居民儲蓄比率的提高則會阻礙農(nóng)民收入的增長。造成這一結(jié)果的原因可能是農(nóng)村金融機構(gòu)出于提高收益的考慮，往往將農(nóng)村資金轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)地區(qū)，這就造成了農(nóng)村儲蓄越多，農(nóng)村資金的流失也越多的狀況。

同時我們可以看到，投資水平每提高1個百分點會使農(nóng)民收入增加6.96個百分點。投資水平與農(nóng)民收入之間的正向作用與金融發(fā)展理論的一般結(jié)論是相同的。

財政政策變量與農(nóng)民收入之間成反向關(guān)系，即財政支出中的支農(nóng)部分不僅未能促進農(nóng)民收入的增加，反而會對農(nóng)民收入的增加起到阻礙作用，這一結(jié)果與預(yù)期并不符合，出現(xiàn)這一情況的原因是由于農(nóng)民的財政負(fù)擔(dān)過重。由于我國財政對農(nóng)業(yè)支出的比重較少，同時農(nóng)民的稅賦過重，這就導(dǎo)致了農(nóng)民實際獲得的財政性收入很少，農(nóng)民收入也因為缺少財政政策的支持而增加緩慢。近幾年，我國取消了農(nóng)業(yè)稅，增加了財政轉(zhuǎn)移支付的力度，為農(nóng)民收入的增加提供了強有力的財政支持。

3.格蘭杰（Granger）因果性檢驗

協(xié)整檢驗的結(jié)果表明，我國農(nóng)村金融發(fā)展水平與農(nóng)民收入之間存在著長期的均衡關(guān)系。但是變量之間相互促進的因果關(guān)系卻并不明確，需要對其因果關(guān)系進行格蘭杰因果檢驗。采用VAR模型下的格蘭杰因果檢驗，結(jié)果如表3所示。

由表3可看出，在10%的置信水平下，農(nóng)村金融信貸比率是農(nóng)民收入的格蘭杰原因，農(nóng)民收入也是農(nóng)村金融信貸比率的格蘭杰原因，二者之間有雙向的因果關(guān)系；而農(nóng)村儲蓄比率不是農(nóng)民收入的格蘭杰原因，農(nóng)民收入是農(nóng)村儲蓄率的格蘭杰原因。

這一結(jié)果表明：一方面，我國農(nóng)民收入的增長直接推動了農(nóng)村金融機構(gòu)信貸規(guī)模的增加，而信貸比率的提高也促進了農(nóng)民收入的更快增長，農(nóng)民收入與農(nóng)村金融信貸之間的雙向促進作用為農(nóng)民收入的增加提供了重要的途徑，即鼓勵金融機構(gòu)向農(nóng)村地區(qū)擴大信貸規(guī)模，增強對農(nóng)民的金融支持，通過這一方式，可以有效地增加農(nóng)民的收入水平。另一方面，我國農(nóng)民收入與農(nóng)村儲蓄比率之間并不存在明顯的因果關(guān)系，說明雖然二者在樣本區(qū)間之內(nèi)存在著穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系，但是這種關(guān)系并不是明顯的因果關(guān)系，通過農(nóng)村儲蓄比率的提高，并不能對農(nóng)民收入產(chǎn)生直接的影響。

三、結(jié)論與政策啟示

實證結(jié)果表明：1990—2011年間我國的農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入之間存在著顯著的相互作用關(guān)系，但無法得出我國農(nóng)村金融的發(fā)展一定可以促進或一定會阻礙農(nóng)民收入增長的結(jié)論。農(nóng)村金融從不同的方面對農(nóng)民收入產(chǎn)生著影響，農(nóng)業(yè)貸款的增加可以促進農(nóng)民收入的增長；農(nóng)村居民儲蓄的增加卻在一個較長的時期內(nèi)對農(nóng)民收入的增長起到負(fù)面效應(yīng)；而財政支出的支農(nóng)部分并沒有起到促進農(nóng)民收入增長的作用。

如何可以有效地促進農(nóng)民收入較快地增長，無疑是當(dāng)前全面建設(shè)小康社會和構(gòu)建社會主義和諧社會的重要課題。我國作為一個農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)民增收是重中之重。根據(jù)實證分析結(jié)果，可以得到如下政策啟示。

第一，增加農(nóng)業(yè)貸款的支農(nóng)力度。金融機構(gòu)的農(nóng)業(yè)信貸可以有效地促進農(nóng)民收入的增長，因此，在對現(xiàn)有的農(nóng)村金融機構(gòu)，如農(nóng)村信用合作社、郵政儲蓄機構(gòu)等改革的基礎(chǔ)上，擴大面向農(nóng)業(yè)、農(nóng)村的貸款規(guī)模應(yīng)是促進農(nóng)民增收的可行措施。農(nóng)業(yè)貸款等金融信貸的支持，能夠有效地滿足農(nóng)民發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)、提高農(nóng)業(yè)科技含量的需求，同時也為廣大農(nóng)村地區(qū)改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和生活條件提供了必要的資金保障。農(nóng)村金融機構(gòu)應(yīng)積極探索金融工具創(chuàng)新，根據(jù)各地農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的不同特點，設(shè)計不同的農(nóng)業(yè)貸款方式，在必要的風(fēng)險控制前提下，從貸款期限、貸款額度、貸款方向等角度滿足農(nóng)民的信貸需要，促進農(nóng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的調(diào)整和農(nóng)民收入水平的提高。

第二，避免農(nóng)村資金的“倒流”。農(nóng)村居民儲蓄增長無法促進農(nóng)民收入增加的重要原因是農(nóng)村資金被金融機構(gòu)轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)地區(qū)。這一結(jié)果使得農(nóng)村居民儲蓄在很長時間內(nèi)會阻礙農(nóng)民增加收入，成為我國農(nóng)村金融和農(nóng)民增收無法協(xié)調(diào)發(fā)展的重要因素。農(nóng)村資金的不合理轉(zhuǎn)移進一步加劇了農(nóng)村金融供給的緊張，削弱了農(nóng)村金融對三農(nóng)的支持力度，不利于城鄉(xiāng)經(jīng)濟的統(tǒng)籌發(fā)展。金融監(jiān)管部門應(yīng)該制定相應(yīng)政策，引導(dǎo)、鼓勵、支持各農(nóng)村金融機構(gòu)立足于廣大農(nóng)村地區(qū)，將農(nóng)村居民儲蓄用于支持農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)民收入增加。

第三，強化財政支農(nóng)的力度。農(nóng)業(yè)作為弱勢產(chǎn)業(yè)，需要政府財政的大力支持。財政收入方面，農(nóng)業(yè)稅的取消減輕了農(nóng)民的負(fù)擔(dān)，提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性，具有重大的歷史意義。在取消農(nóng)業(yè)稅的基礎(chǔ)上，地方政府應(yīng)當(dāng)繼續(xù)堅持“多予少取放活”的原則，切實維護農(nóng)民利益。同時，政府應(yīng)在財政支出方面進一步加大轉(zhuǎn)移支付力度。財政轉(zhuǎn)移支付功能可以有效地促進農(nóng)民收入的增加，帶動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級調(diào)整，彌補農(nóng)村資金的不足。在此過程中，應(yīng)當(dāng)加強財政支農(nóng)資金在分配、管理和使用方面的規(guī)范與監(jiān)督，努力提高支農(nóng)資金利用效率，使支農(nóng)資金能夠真正用于解決三農(nóng)問題。