貧困地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展的收入效應(yīng)研究——基于川渝四個(gè)國(guó)家級(jí)貧困縣的面板數(shù)據(jù)

胡幫勇1,2，張兵2

(1． 重慶三峽學(xué)院， 重慶404000； 2. 南京農(nóng)業(yè)大學(xué)， 江蘇 南京210095)

摘要：基于川渝四個(gè)國(guó)家級(jí)貧困縣1985—2011的面板數(shù)據(jù)，文章實(shí)證分析農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)戶收入的影響。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，非農(nóng)收入、農(nóng)業(yè)收入均與農(nóng)村金融發(fā)展水平之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的面板協(xié)整關(guān)系，但是農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)非農(nóng)收入和農(nóng)業(yè)收入的影響存在較大差異性，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)村金融發(fā)展效率對(duì)非農(nóng)收入的影響程度及顯著性均強(qiáng)于農(nóng)業(yè)收入，農(nóng)村金融覆蓋密度對(duì)非農(nóng)收入影響顯著性較強(qiáng)而對(duì)農(nóng)業(yè)收入影響顯著性較弱，農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)對(duì)非農(nóng)收入和農(nóng)業(yè)收入影響方向完全相反。

關(guān)鍵詞：貧困地區(qū)；農(nóng)村金融； 農(nóng)業(yè)收入;非家收入

中圖分類號(hào)：F832.35文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

收稿日期：2015-02-10

基金項(xiàng)目：重慶市社會(huì)科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目(2013PYYJ13)；重慶三峽學(xué)院校級(jí)重點(diǎn)項(xiàng)目(13ZD15)

作者簡(jiǎn)介：胡幫勇(1980-)，男，四川南充人，重慶三峽學(xué)院副教授，南京農(nóng)業(yè)大學(xué)博士研究生，研究方向?yàn)檗r(nóng)村金融；張兵(1962-)，男，江蘇鹽城人，南京農(nóng)業(yè)大學(xué)教授，博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)檗r(nóng)村金融。

收稿日期：2014-11-20

基金項(xiàng)目：江蘇省高校哲學(xué)社會(huì)科學(xué)

作者簡(jiǎn)介：孫亞南(1978-)，男，江蘇南通人，南通大學(xué)商學(xué)院副教授，研究方向?yàn)榻鹑谥贫扰c產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)。

一、引言

影響農(nóng)民收入的因素有很多，但是從長(zhǎng)遠(yuǎn)來看，農(nóng)民增收離不開農(nóng)村金融的支持。國(guó)內(nèi)學(xué)者多角度研究了金融發(fā)展與收入之間的關(guān)系。第一類觀點(diǎn)認(rèn)為金融發(fā)展對(duì)收入有促進(jìn)作用。姚耀軍(2004) 基于1978—2003年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了中國(guó)金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，金融發(fā)展規(guī)模與城鄉(xiāng)收入差距正相關(guān)且存在雙向因果關(guān)系，金融發(fā)展效率與城鄉(xiāng)收入差距負(fù)相關(guān)且存在雙向因果關(guān)系[1]。許崇正和高希武(2005)研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)1980—1990年間農(nóng)村信貸投資顯著促進(jìn)了農(nóng)民增收，但是1991—2002年間的農(nóng)村信貸投資對(duì)農(nóng)民增收效應(yīng)有所減弱[2]。王虎和范從來(2006)基于1980—2004年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)研究證實(shí)，金融發(fā)展對(duì)農(nóng)戶收入有正向效應(yīng)，并且這種正效應(yīng)是通過資本積累、農(nóng)民人力資本、農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移等各種渠道來實(shí)現(xiàn)的[3]。第二類觀點(diǎn)認(rèn)為金融發(fā)展并未促進(jìn)收入增長(zhǎng)。溫濤和冉光和(2005)利用1952—2003年的數(shù)據(jù)實(shí)證分析了中國(guó)金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)中國(guó)金融發(fā)展顯著地阻礙了我國(guó)農(nóng)民增收[4]。譚燕芝(2009)利用1978—2007年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)分析了金融發(fā)展與農(nóng)民增收之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民增收對(duì)金融發(fā)展僅存在單項(xiàng)的因果關(guān)系，反向的因果關(guān)系并不成立[5]。王修華、邱兆祥(2011)基于1978—2008年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系。結(jié)果表明，農(nóng)村金融規(guī)模對(duì)農(nóng)民增收的解釋力有限[6]。

縱觀上述文獻(xiàn)，本文發(fā)現(xiàn)依然有值得進(jìn)一步研究的地方。首先，大部分研究文獻(xiàn)以全國(guó)或者部分中東部省市整體作為考察對(duì)象，忽視了我國(guó)幅員遼闊，各地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)經(jīng)濟(jì)和農(nóng)村金融發(fā)展存在的巨大差異這一現(xiàn)實(shí)情況，以貧困地區(qū)農(nóng)村農(nóng)戶的金融行為作為考察對(duì)象的研究文獻(xiàn)較少。如果將全國(guó)或中東部地區(qū)的相關(guān)研究結(jié)論及對(duì)策建議應(yīng)用于貧困地區(qū)，其政策效應(yīng)可能不明顯。其次，在研究農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入的文獻(xiàn)中，各文獻(xiàn)不區(qū)分農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入而將二者合為一體進(jìn)行研究，忽略了農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)不同類型收入在影響上的差異性。基于此，本文利用四川和重慶的四個(gè)國(guó)家級(jí)貧困縣的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析貧困地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入的影響，著重考察農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)戶不同類型的收入在影響機(jī)制上的差異性。

二、實(shí)證模型、指標(biāo)構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

(一)實(shí)證模型

基于傳統(tǒng)生產(chǎn)函數(shù)的分析框架，將農(nóng)村金融發(fā)展水平作為影響農(nóng)戶產(chǎn)出的一項(xiàng)“投入”要素引入到傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型中來，建立農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)戶產(chǎn)出影響的實(shí)證模型(1)。

dYit=βi0+βi1dRFSt+βi2dRFEt+βi3dRFCt+

βi4dRFDt+μit

(1)

其中RFSt、RFEt、RFCt和RFDt分別表示農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、效率、結(jié)構(gòu)和農(nóng)村金融覆蓋密度在第t年的數(shù)值(1985≤t≤2011)。由此用NRYt和RYt分別表示農(nóng)戶在第t年的人均非農(nóng)收入和人均農(nóng)業(yè)收入。βi1、βi2、βi3、βi4分別表示農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、效率、結(jié)構(gòu)和農(nóng)村金融覆蓋密度對(duì)不同類型收入的邊際產(chǎn)出。

為了降低異方差的可能性以及減少時(shí)間序列的波動(dòng)性，對(duì)模型中各變量做對(duì)數(shù)處理，對(duì)數(shù)處理后的分析結(jié)果不會(huì)造成結(jié)論的實(shí)質(zhì)改變，這也是實(shí)證研究中較為普遍的做法。由此，基于農(nóng)戶收入變量與農(nóng)村金融發(fā)展變量建立面板數(shù)據(jù)的協(xié)整方程和回歸分析的實(shí)證研究模型 (2)。

lnYit=αit+βi1tlnRFS1tt+βi2tlnRFE2tt+

βi3tlnRFC3tt+βi4tlnRFD4tt+μit

(2)

其中α為常數(shù)向量，即為截距系數(shù)，βit為斜率系數(shù)，μit為殘差且服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。根據(jù)Grange(1987)表述定理，我們可以得出與協(xié)整模型(2)對(duì)應(yīng)的面板誤差修正模型(3)。

ΔlnYi=?itecmi,t-1+δi1tΔlnRFS1tt+

δi2tΔlnRFE2tt+δi3tΔlnRFC3tt+

δi4tΔlnRFD4tt+ωit

(3)

ecmi,t-1為模型(2)的面板協(xié)整殘差，?i為誤差調(diào)節(jié)系數(shù)，它反映農(nóng)戶收入與貧困地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展之間的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系對(duì)農(nóng)戶收入或農(nóng)村金融發(fā)展的短期變化所產(chǎn)生的的調(diào)節(jié)效應(yīng)。如果?i為負(fù)數(shù)，則符合反向修正機(jī)制，從計(jì)量上看也進(jìn)一步支持模型(2)為面板協(xié)整關(guān)系。

(二)指標(biāo)構(gòu)建

1.農(nóng)戶收入指標(biāo)。本文根據(jù)農(nóng)戶收入來源將農(nóng)戶的收入分為農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入兩大類。其中，農(nóng)業(yè)收入RY是指依靠土地等自然生產(chǎn)要素獲得的收入，本文用家庭經(jīng)營(yíng)收入中的農(nóng)林牧漁業(yè)的收入作為農(nóng)業(yè)收入的替代變量。非農(nóng)收入NRY是指農(nóng)戶依靠土地等生產(chǎn)資源以外的生產(chǎn)要素獲取的收入，本文用工資性收入與家庭經(jīng)營(yíng)性收入扣除農(nóng)林牧漁業(yè)收入的余額作為非農(nóng)收入的替代變量。

2.農(nóng)村金融發(fā)展指標(biāo)。參照國(guó)內(nèi)外學(xué)者構(gòu)建指標(biāo)的方法，結(jié)合我國(guó)貧困地區(qū)農(nóng)村實(shí)際情況，本文用四個(gè)指標(biāo)來度量我國(guó)貧困地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展水平：用農(nóng)村存貸余額占農(nóng)村GDP的比重來度量農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模；用農(nóng)村貸款余額占農(nóng)村存款余額的比重來度量農(nóng)村金融發(fā)展效率；用鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款余額占農(nóng)村貸款余額的比重來度量農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)；用每萬農(nóng)村人口占有金融機(jī)構(gòu)數(shù)量來度量農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)覆蓋密度。

(三)數(shù)據(jù)說明

根據(jù)2012年3月國(guó)務(wù)院扶貧辦公布的最新數(shù)據(jù)，我國(guó)有592個(gè)縣為國(guó)家級(jí)貧困縣。本研究選定了位于川渝地區(qū)的四個(gè)國(guó)家級(jí)貧困縣作為研究樣本，它們分別是重慶市萬州區(qū)、重慶市云陽縣、四川省南充市嘉陵區(qū)和四川省儀隴縣。其中農(nóng)戶收入和農(nóng)村金融發(fā)展變量的相關(guān)基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來源于歷年《重慶統(tǒng)計(jì)年鑒》、《四川統(tǒng)計(jì)年鑒》。本文中的農(nóng)戶收入為扣除物價(jià)因素影響后的實(shí)際收入，以1985年為基期?？偟膩砜矗r(nóng)戶的非農(nóng)收入和農(nóng)業(yè)收入都呈現(xiàn)較快增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，但是非農(nóng)收入增速快于農(nóng)業(yè)收入增速，非農(nóng)收入占農(nóng)戶純收入比重持續(xù)增加，在2002年以后非農(nóng)收入占純收入比重超過農(nóng)業(yè)收入占純收入比重，成為農(nóng)戶收入中最主要的收入來源。本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1　主要變量的統(tǒng)計(jì)描述

三、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果及說明

(一)面板變量的單位根檢驗(yàn)

在面板協(xié)整回歸分析時(shí)，首先要進(jìn)行面板變量的面板單位根檢驗(yàn)，看各變量之間是否符合面板協(xié)整回歸分析的前提。本文采用的檢驗(yàn)法為哈立德(Hadri,2000)的異質(zhì)面板單位根檢驗(yàn)法，該方法的結(jié)論具有較高的穩(wěn)健性。此外，也采用萊文(Levin，2002)的同質(zhì)面板單位根檢驗(yàn)法對(duì)相同的變量進(jìn)行檢驗(yàn)，同時(shí)采用兩種方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)以保證結(jié)論更高的可靠性。面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。從表2可以看出，無論是樣本地區(qū)總體，還是各樣本地區(qū)的各變量在5%顯著水平下均為非平穩(wěn)序列，但是各變量的一階差分序列在5 %顯著水平下均為平穩(wěn)序列，即各變量均為一階單整變量。因此，無論是樣本地區(qū)總體還是各樣本地區(qū)的相關(guān)變量均為一階單整，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。

表2　面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)

(二)面板協(xié)整檢驗(yàn)

本文基于Pedroni方法進(jìn)一步檢驗(yàn)非農(nóng)收入和農(nóng)業(yè)收入是否與農(nóng)村金融發(fā)展之間存在協(xié)整關(guān)系。非農(nóng)收入與農(nóng)村金融發(fā)展之間的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表3上半部分所示,農(nóng)業(yè)收入與農(nóng)村金融發(fā)展之間的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表3下半部分所示。

Pedroni給出七種協(xié)整檢驗(yàn)形式，但是由于本章面板數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度為1985—2011年，即時(shí)間跨度僅有27期，樣本數(shù)相對(duì)較少，因此判斷變量間是否存在面板協(xié)整關(guān)系主要是基于Panel ADF和Group ADF的統(tǒng)計(jì)量加以判斷。從表3可以看出：第一，從樣本地區(qū)的總體而言，非農(nóng)收入與農(nóng)村金融發(fā)展之間Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果有五個(gè)統(tǒng)計(jì)量在5%顯著水平下拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，而且Panel ADF和Group ADF統(tǒng)計(jì)量均在1%顯著水平拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。農(nóng)業(yè)收入與農(nóng)村金融發(fā)展之間的Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果有四個(gè)統(tǒng)計(jì)量在10%顯著水平下拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，而且Panel ADF和Group ADF統(tǒng)計(jì)量均在1%顯著水平上拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。因此，樣本地區(qū)的總體數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)表明，貧困地區(qū)農(nóng)戶非農(nóng)收入與農(nóng)村金融發(fā)展各變量之間存在協(xié)整關(guān)系。同樣，貧困地區(qū)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入與農(nóng)村金融發(fā)展各變量之間存在協(xié)整關(guān)系。第二，從萬州區(qū)來看，非農(nóng)收入與農(nóng)村金融發(fā)展之間Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果有五個(gè)統(tǒng)計(jì)量在10%顯著水平下拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，而且Panel ADF和Group ADF統(tǒng)計(jì)量均在1%顯著水平上拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。農(nóng)業(yè)收入與農(nóng)村金融發(fā)展之間的Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果有四個(gè)統(tǒng)計(jì)量在10%顯著水平下拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，而且Panel ADF和Group ADF統(tǒng)計(jì)量均在1%顯著水平上拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。因此，萬州區(qū)農(nóng)戶的非農(nóng)收入和農(nóng)業(yè)收入各自與農(nóng)村金融發(fā)展的各變量之間存在協(xié)整關(guān)系；第三，從云陽縣、嘉陵區(qū)和儀隴縣各協(xié)整統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)結(jié)果來看，各協(xié)整統(tǒng)計(jì)量中的Panel ADF和Group ADF統(tǒng)計(jì)量p值均小于0.05,說明均能在5%顯著水平上拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，即說明各地區(qū)非農(nóng)收入和農(nóng)業(yè)收入各自與農(nóng)村金融發(fā)展的各變量之間都存在協(xié)整關(guān)系。

表3　面板協(xié)整統(tǒng)計(jì)量FMOLS估計(jì)結(jié)果

(三)協(xié)整向量的FMOLS估計(jì)結(jié)果

面板數(shù)據(jù)回歸模型估計(jì)系數(shù)與時(shí)間序列協(xié)整模型估計(jì)系數(shù)的漸進(jìn)性存在很大的差異性。Chen、McCoskey、Kao等人(1999)通過對(duì)OLS估計(jì)量和有偏修正OLS統(tǒng)計(jì)量的對(duì)比研究發(fā)現(xiàn)，在面板協(xié)整回歸模型的系數(shù)估計(jì)上應(yīng)該采用完全修正最小二乘法(fully modified OLS,FMOLS)，F(xiàn)MOLS估計(jì)量能夠較好克服最小二乘法估計(jì)量存在的序列性相關(guān)性和內(nèi)生性等問題。使用FMOLS估計(jì)出協(xié)整向量的參數(shù)值及其t值，結(jié)果如表4所示。從表4可以看出，就樣本地區(qū)總體而言，無論是非農(nóng)收入還是農(nóng)業(yè)收入均與農(nóng)村金融發(fā)展之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。從非農(nóng)收入和農(nóng)業(yè)收入的協(xié)整方程的截距項(xiàng)的估計(jì)參數(shù)(αi)來看，均能通過顯著性檢驗(yàn)。

從表4的上半部分可以看出，非農(nóng)收入與農(nóng)村金融發(fā)展水平之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，并且各樣本區(qū)域地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)非農(nóng)收入的影響效應(yīng)與樣本地區(qū)總體情況存在差異。就總體而言，貧困地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模的擴(kuò)大、金融發(fā)展效率的提升、金融發(fā)展結(jié)構(gòu)的改善和金融覆蓋密度的增加都會(huì)增加農(nóng)戶的非農(nóng)收入。從四個(gè)樣本區(qū)域各自來看，所有區(qū)域的β1i為正值且顯著性較強(qiáng)，說明擴(kuò)大農(nóng)村信貸規(guī)模對(duì)農(nóng)民非農(nóng)收入的增加效果明顯。β2i也均為正值，除了云陽縣估計(jì)的參數(shù)值顯著性較弱，其余顯著性均較強(qiáng)，說明提高農(nóng)村儲(chǔ)蓄向農(nóng)村貸款的比例對(duì)農(nóng)戶非農(nóng)收入的提升也有較為顯著的效果。除了嘉陵區(qū)以外，其余各地區(qū)的β3i值為正值，說明大部分地區(qū)提升鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款在農(nóng)村貸款中的比重對(duì)非農(nóng)收入的增加有積極作用。除嘉陵區(qū)β4i的估計(jì)值為負(fù)且顯著性較弱外，其余各區(qū)域β4i的估計(jì)值均為正值且顯著性較強(qiáng)，說明大部分農(nóng)村地區(qū)增加農(nóng)村金融覆蓋密度有利于農(nóng)民非農(nóng)收入的增收。

表4　面板協(xié)整向量的FMOLS估計(jì)結(jié)果

從表4的下半部分可以看出，農(nóng)業(yè)收入與農(nóng)村金融發(fā)展水平之間也存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。但是與表的上半部分比較可以發(fā)現(xiàn)：就樣本地區(qū)總體而言，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、效率、農(nóng)村分布密度對(duì)農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)也存在正向影響，但是農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)業(yè)收入增收有抑制作用。將農(nóng)村金融發(fā)展的農(nóng)業(yè)收入效應(yīng)和非農(nóng)收入效應(yīng)進(jìn)行比較的話可以發(fā)現(xiàn)，貧困地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展各變量對(duì)非農(nóng)收入和農(nóng)業(yè)收入的影響存在較為明顯的差異。從β1i和β2i的估計(jì)參數(shù)來看，無論是樣本總體還是各樣本區(qū)域，雖然農(nóng)村金融規(guī)模的提升和效率的改善有利于增加農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入，不過各參數(shù)的估計(jì)值和參數(shù)估計(jì)值的t統(tǒng)計(jì)量都較非農(nóng)收入的小，說明農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)村金融發(fā)展效率對(duì)農(nóng)業(yè)收入的影響程度及其顯著性都比非農(nóng)收入低。從農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)來看，提升鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款余額在農(nóng)村貸款中的比重，會(huì)顯著抑制農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的增加，說明農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)的農(nóng)業(yè)收入效應(yīng)和非農(nóng)收入效應(yīng)完全相反。從β4i的估計(jì)結(jié)果來看，除了云陽縣，其余各樣本區(qū)域和總體都表現(xiàn)出農(nóng)村金融覆蓋密度對(duì)農(nóng)業(yè)收入有正向影響，但是正向影響的程度和顯著性都明顯小于農(nóng)村金融覆蓋密度對(duì)非農(nóng)收入的影響。

(四)農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)戶收入影響的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整

通過面板協(xié)整模型檢驗(yàn)，驗(yàn)證了貧困地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)戶非農(nóng)收入和農(nóng)業(yè)收入間均存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。從Granger協(xié)整表述定理可知，農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)戶收入的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系對(duì)于農(nóng)村金融發(fā)展和農(nóng)戶收入的短期變化應(yīng)該具有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)，這種調(diào)節(jié)效應(yīng)由面板誤差修正模型(PVECM)中的?i表示。面板誤差修正模型(PVECM)的估計(jì)結(jié)果如表5所示。

從表5上半部分可以看出，樣本地區(qū)總體和各樣本區(qū)域PVECM的?i<0，說明貧困地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)戶非農(nóng)收入之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，且農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)非農(nóng)收入的短期變化具有調(diào)節(jié)作用。從?i值可以看出，樣本地區(qū)總體和各樣本區(qū)域的調(diào)節(jié)系數(shù)為負(fù)值，符合反向修正機(jī)制，即非農(nóng)收入一旦偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)會(huì)有一個(gè)負(fù)向的機(jī)制將其調(diào)整到均衡狀態(tài)，其調(diào)節(jié)的力度取決于誤差修正系數(shù)的大小，由此可以看出萬州區(qū)的這一短期調(diào)節(jié)效果最大，云陽縣的這一短期調(diào)節(jié)效果最小，樣本地區(qū)總體上這一調(diào)節(jié)作用居中。此外，δ1i、δ2i、δ3i和δ4i分別反映了貧困地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、效率、結(jié)構(gòu)及農(nóng)村金融覆蓋密度的短期變化對(duì)非農(nóng)收入的短期影響。從樣本地區(qū)總體來看，δ1i、δ2i、δ3i和δ4i均為正值，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、效率、結(jié)構(gòu)及農(nóng)村金融覆蓋密度數(shù)值的增加有利于增加農(nóng)戶非農(nóng)收入。具體來說，四個(gè)樣本區(qū)域的δ1i>0，說明樣本地區(qū)各區(qū)域擴(kuò)大農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模會(huì)增加農(nóng)戶非農(nóng)收入。除了儀隴縣的δ2i<0，其余均為正值，說明儀隴縣金融效率的提升并未增加農(nóng)戶非農(nóng)收入，而其他地區(qū)提升金融效率會(huì)促進(jìn)非農(nóng)收入的增加。除了嘉陵區(qū)的δ3i<0，其余均為正值，說明嘉陵區(qū)農(nóng)村金融結(jié)構(gòu)的改善并未增加農(nóng)戶非農(nóng)收入，而其他地區(qū)農(nóng)村金融結(jié)構(gòu)改善促進(jìn)非農(nóng)收入的增加。除了云陽縣的δ4i<0，其余均為正值，說明金融覆蓋密度的增加并未促進(jìn)云陽縣非農(nóng)收入增加，而其他地區(qū)農(nóng)村金融覆蓋密度增加促進(jìn)了非農(nóng)收入增收。

表5　面板誤差修正模型(PVECM)估計(jì)結(jié)果

從表5下半部分可以看出，樣本地區(qū)在總體上和各樣本區(qū)域面板誤差修正模型(PVECM)的?i<0，說明貧困地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，且農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)業(yè)收入的短期變化具有調(diào)節(jié)作用。?i估計(jì)值也均為負(fù)數(shù)，說明農(nóng)業(yè)收入一旦偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)會(huì)有一個(gè)負(fù)向的機(jī)制將其調(diào)整到均衡狀態(tài)，誤差修正系數(shù)的大小反映了短期失衡向長(zhǎng)期均衡的調(diào)節(jié)力度。由此可以看出云陽縣的這一短期調(diào)節(jié)效果最大，儀隴縣的這一短期調(diào)節(jié)效果最小，樣本地區(qū)總體上這一調(diào)節(jié)作用居中。就樣本地區(qū)總體而言，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、農(nóng)村金融發(fā)展效率和農(nóng)村金融覆蓋密度的增加都會(huì)促進(jìn)農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)，但是各參數(shù)的估計(jì)值(δ1i、δ2i和δ3i)及其對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量都相對(duì)非農(nóng)收入面板誤差修正模型(PVECM)估計(jì)結(jié)果更小，也就是說這三個(gè)農(nóng)村金融發(fā)展變量對(duì)農(nóng)業(yè)收入影響的短期彈性系數(shù)小于對(duì)非農(nóng)收入影響的短期彈性系數(shù)，這意味著農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、農(nóng)村金融發(fā)展效率和農(nóng)村金融覆蓋密度對(duì)農(nóng)業(yè)收入的正向效應(yīng)小于對(duì)非農(nóng)收入的正向效應(yīng)；農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)業(yè)收入是負(fù)向影響，這一點(diǎn)與對(duì)非農(nóng)收入影響效應(yīng)剛好相反，農(nóng)村金融結(jié)構(gòu)的改善意味著鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款余額占農(nóng)村貸款余額比重的上升，這會(huì)抑制農(nóng)業(yè)收入的增加。

四、結(jié)論

與其他學(xué)者的研究重點(diǎn)不同，本文主要關(guān)注貧困地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入的影響，著重考察農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)非農(nóng)收入和農(nóng)業(yè)收入影響的差異性?；诖ㄓ逅膫€(gè)國(guó)家貧困縣1985—2011年的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了農(nóng)村金融發(fā)展的收入效應(yīng)，可以得出如下結(jié)論：

1.貧困地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民不同類型收入之間均存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的面板協(xié)整關(guān)系。貧困地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展的非農(nóng)收入效應(yīng)存在一定的地區(qū)差異性，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模的擴(kuò)大、金融發(fā)展效率的提升、金融發(fā)展結(jié)構(gòu)的改善和金融覆蓋密度的增加都會(huì)有利于農(nóng)戶非農(nóng)收入的增加。貧困地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)不同區(qū)域農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的影響也存在地區(qū)差異性，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、效率和分布密度對(duì)農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)有較為顯著的正向影響，但是農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)業(yè)收入增收有抑制作用。

2.貧困地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展的非農(nóng)收入效應(yīng)強(qiáng)于農(nóng)業(yè)收入效應(yīng)。貧困地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)村金融發(fā)展效率對(duì)非農(nóng)收入的影響程度及其顯著性都明顯強(qiáng)于對(duì)農(nóng)業(yè)收入的影響，農(nóng)村金融覆蓋密度對(duì)非農(nóng)收入有顯著影響而對(duì)農(nóng)業(yè)收入影響的顯著性較弱，農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)對(duì)非農(nóng)收入有顯著的促進(jìn)作用而對(duì)農(nóng)業(yè)收入有顯著的抑制作用。

3.貧困地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展與非農(nóng)收入、農(nóng)業(yè)收入的長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系具有較為顯著的短期調(diào)節(jié)效應(yīng)。農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、發(fā)展效率和覆蓋密度的增加短期內(nèi)都會(huì)促進(jìn)非農(nóng)收入和農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)，但是對(duì)農(nóng)業(yè)收入的調(diào)節(jié)效應(yīng)弱于對(duì)非農(nóng)收入的調(diào)節(jié)效應(yīng)。農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)對(duì)非農(nóng)收入和農(nóng)業(yè)收入的調(diào)節(jié)效應(yīng)剛好相反，農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)短期內(nèi)促進(jìn)農(nóng)戶非農(nóng)收入增收而抑制了農(nóng)業(yè)收入增收。

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Empirical Study on the Income Effect of Rural Financial Development in Poverty Stricken Areas：Based on Panel Data from Four National Poverty Counties of Sichuan and Chongqing

HUBang-yong1,2,ZHANGBing2

(1.Chongqing Three Gorges University, Chongqing 404000, China；2.Nanjing Agricultural University, Nanjing 210095, China)

Abstract:Based on the panel data among 1985 to 2011 from Sichuan and Chongqing’s four national poverty counties, the present paper analyzes the influence of the rural finance on farmer income.Research result shows that there is panel co-integration between non-agricultural income and rural financial development and there is panel co-integration between agricultural income and rural financial development also.But the effect of rural finance on non-agricultural income and agricultural income is different.The scale and efficiency of rural financial all have positive impact on non-agricultural income, but the impacts on the agricultural income are significantly smaller.Non farm income effect of the density of rural financial is more significant than agricultural income effect.Effect of rural finance on non-agricultural income and agricultural income are completely opposite.

Keywords:poverty-stricken areas; rural financial development; agricultural income; non-agricultural income

(責(zé)任編輯：王曉紅)