本站原创摘 要 :本文利用1985-2006年河北省农村金融发展与农村经济的统计数据,对河北省农村金融发展与农民收入的关系进行了实证分析｡,结果显示:河北省农村金融发展长期对农民收入有促进作用,但农村金融发展效率不是农民收入增长的原因｡,本文在此基础上,对实证结果给出解释并提出了简要的政策建议｡,
关 键 词 :农村金融发展,金融效率,农民收入
中图分类号:F832.35文献标识码:A文章编号:1007-4392(2008)06-0009-04
一､,引言
提高农民收入是当前新农村建设工作的重点,也是解决“三农”问题的关键｡,然而,在有关研究农民收入的相关文献中,很少有学者考虑农村金融发展的影响｡,更多的学者对金融发展与经济增长进行了研究｡,Greenwood和Jovanovic(1990)在初始收入分配外生于经济增长和金融发展,且通过金融市场融资需要支付某一并不是所有人都能支付的固定成本的检测设下,建立了一个动态模型来讨论经济增长､,金融发展和收入分配的关系,得出了金融发展和收入差距怎么写作“库兹涅茨效应”的“U”型关系｡,Thorsterbeck, Ross Levine和Nor-manLoayza(2000)研究发现,金融部门的发展和人均真实GDP以及全要素生产率存在显著的正相关关系,而且主要通过对全要素生产率起作用来影响经济发展｡,在国内,金融发展对农民收入影响的研究较少｡,温涛､,冉光和､,熊德平(2005)利用实证分析,指出中国金融发展对农民收入增长具有显著的负效应,用金融发展与经济增长的正向作用关系直接替代金融发展与农民收入增长关系,与我国经济发展的事实并不相符｡,许崇正､,高希武(2005)运用单因素简单最小二乘法(OLS)并逐步加入相关因素进行回归分析的方法研究农村金融对农民收入的支持,指出信贷投资未能很好地促进农民收入的增加,处于极其低效的状态｡,也有不同的结论,如王虎､,范从来(2006)利用协整检验的方法研究了金融发展与农民收入之间的长期均衡关系和金融发展对农民收入的影响机制,指出金融机构信贷的扩张虽然有助于提高农民的收入,但同时也会拉大城乡收入差距｡,
通过对国内文献的回顾可以看出,相关的研究都是侧重于我国金融发展水平和全国整体农村情况,均基于对我国整体的研究｡,由于研究的角度不同,所以得出的结论不同｡,由于我国的二元经济结构,城乡经济发展不平衡,城市金融发展水平远高于农村,但城市金融发展对农民收入的影响要远小于农村金融的影响｡,另外,我国幅员辽阔,东､,中､,西部农村经济发展水平参差不齐,因经济基础的差异,金融支持对不同地区的农民收入所产生的影响同样存在很大差异｡,基于以上原因,本文以河北省农村金融发展水平和农民收入为研究对象,通过对1985-2006年的数据进行实证分析,考察两者之间的关系,为河北省的农村金融改革和新农村建设提供理论性结论｡,
二､,模型设定､,数据说明与研究方法
(一)计量模型
考虑到河北农村样本数据的可得性,本文引入柯布―道格拉斯生产函数模型,该模型是由美国数学家柯布和美国经济学家道格拉斯于20世纪30年代提出来的,该生产函数的一般形式为:
Q等于ALαKβ
其中Q为产量,L和K分别为劳动和资本投入量,A表示技术和结构等因素｡, α,β为参数,0<α,β<1｡,以柯布―道格拉斯生产函数模型为基础,引入财政支农(NC),农村产业结构(INS),农村金融发展效率(FX)和农村金融相关率(RFIR)来解释农民人均纯收入(NI)｡,其方程可表示为:
NI等于A(NC)α(INS)β(FX)λ(RFIR)γ
两边取对数得:
LnNI等于C+αLnNC+βLnINS+λLnFX+γ LnRFIR+ζ
其中,C为常数项,α,β,λ,γ为回归系数,ζ为残差项｡,LnNI､,LnNC､,LnINS､,LnFX､,LnRFIR分别代表农民人均纯收入､,财政政策支农､,农村产业结构､,农村金融发展规模和农村金融相关率｡,
(二)指标选择与数据说明
1.农民人均纯收入(NI)｡,该指标反应了河北省农民的人均收入情况,用河北省经济统计年鉴的农村居民家庭人均纯收入的数据来表示｡,该指标扣除了农村居民的各项费用和税金,可以直接用于投资､,消费储蓄的收入,较真实的反应了农民的实际收入和购写力水平｡,所以用农民人均纯收入来衡量农民收入情况｡,
2.国家财政支农(NC)｡,改革开放以来,国家支农力度不断加大,推出各种惠农政策,加大财政补贴和扶持力度,很大程度上促进了农民收入的增长｡,因此,本文把财政支农因素作为一个变量加入模型中｡,用各年度河北省财政用于农业的支出与河北省农村总人口数的比值来衡量国家政策对农民收入增长的影响｡,
3.农村产业结构(INS):如图1所示,农村第一产业生产总值所占比重逐年降低,说明随着农村经济的发展,第二､,三产业所带来的产值不断增加,同时也吸收大量的农村劳动力｡,从图1中可以看出,从事第一产业的劳动力随着产值的降低而下降｡,在农民收入结构中,非农业收入比重持续增加,是推动农民收入增长的重要因素｡,农村劳动力的转移大致为两个方向,一个方向为当地乡镇企业､,运输及怎么写作等相关行业｡,另一个方向是全国各大中城市,进城务工｡,后者与农村金融发展相关性不大,暂不考虑｡,由于非农产业的发展与农村劳动力转移具有直接关系,所以本文用农村非农产业总产值与农村GDP的比值来衡量农村产业结构指标,表示非农产业和劳动力转移对农民收入的影响｡,
4.农村金融相关率(RFIR)｡,国际上通常采用戈氏指标来衡量金融发展水平｡,戈氏指标是指某一时点上现存金融资产总额与国民财富――实物资产总额加上对外资产之比,人们将其简化为金融资产总量与GDP之比｡,考虑到河北的农村资本市场又极其微弱,在农村地区最基本的金融工具是存款和贷款,因此本研究选择河北农村金融资产主要为:农村流通和农村存款｡,用农村金融相关率(RFIR)来衡量农村金融发展水平,RFIR等农村金融资产与农村GDP的比值｡,
5.农村金融发展效率(FX)｡,农村金融发展效率是指农村金融相似度检测将农村储蓄转化为农村贷款的效率｡,用农村存款余额与金融机构对农业和乡镇企业的贷款余额之比来衡量｡,农村金融发展效率反应了金融机构对农村的支持程度｡,该指标越大,说明金融相似度检测把资金投向农村市场的越多,对农民收入增长越有利｡,
本文的数据均来自1985-2007《河北省经济统计年鉴》､,1995-2007《河北省农村统计年鉴》｡,
(三)分析方法
首先,为了避免出现伪回归的现象,本文利用单位根检验法,检验变量的平稳性,对于非平稳性的变量进行处理,使之成为平稳的时间序列｡,如果变量是单整的,将对相关变量进行协整检验(Cointegration Test)确定农村金融相关率与农村金融发展效率与农民收入增长之间的关系｡,如果这些变量之间存在长期稳定的关系,还需通过Granger因果关系检验｡,在此基础上进行VAR模型的脉冲响应,以确定各因素对农民收入动态影响｡,
三､,实证分析过程及结果说明
(一)单位根检验
对于时间序列变量,进行协整关系､,因果关系及建立VAR模型的前提是所有变量服从同阶单位根过程｡,本文用Eviews5.0软件对各变量的原始数据和一阶差分进行ADF单位根检验｡,检验结果如表1所示,所有变量的原始数据都是非平稳的｡,LnNI､,LnNC､,LnINS､,LnFX､,LnRFIR的一阶差分均(分别用ΔLnNI､,ΔLnNC､,ΔLnINS､,ΔLnFX､,ΔLnRFIR表示) 在5%的显著水平下都是平稳的,因此,所有变量都是一阶单整的,即服从I(1)过程｡,
(二)协整检验
协整理论是指在非平稳的时间序列中,如果存在一个平稳的线性组合,则这组数列是协整的,即这些序列之间存在的长期稳定的关系｡,由于上述变量都是一阶平稳的,所以我们利用Johansen检验来判断它们之间是否存在协整关系,并进一步确定协整方程及相关变量的符号｡,因Johansen检验是基于VAR风险值模型的多重协整检验方法,所以根据SC准则确定LnNI 与 LnNC､,LnINS､,LnFX和LnRFIR的VAR模型的最优滞后期为1｡,在此基础上,得到协整检验的具体结果如表2所示｡,
协整方程显示,农村产业结构､,农村金融发展效率､,农村金融相关率与农民收入之间均存在显著的正相关｡,进一步考察方程可发现,农村产业结构的变化对农民收入的影响最大｡,农村非农产业总产值的比重上升1%,则农民收入增加3,35%｡,农村第二､,三产业的发展促进了农村劳动力的转移,给农民带来收入的增加要远大于第一产业｡,这与农村的实际情况相吻合｡,
但是,财政支农与农民收入呈负相关的关系,即财政支农不仅没有促进农民收入的增加,反而阻碍了收入的增长｡,与预期目标相反｡,因河北省为农业大省,长期以来财政收入的很大一部分来自于农业,而支农资金占财政支出的比重小,且增长的速度小于财政收入｡,1994-2006年期间,财政收入中的农牧业税和耕地占用税平均增幅25%,而财政支农的平均增长率为21.9%｡,在此期间,农牧业税和耕地占用税的总额平均每年比支农的财政多42617.85万元｡,与此同时,财政间接支持多与直接支持加上涉农事业费支出比例过高,使农民并没有直接在财政支农中获得收益,反而增加了负担｡,此结果与王虎､,范从来(2006)的结论相反,可能与地方产业结构差异有关｡,近几年,国家取消息农业税,增加了对农民直接财政补贴,这将有利于今后农民收入的增长｡,
另外,通过对LnNI与LnFX､,LnRFIR三个变量做协整检验,发现在1985-2006年的区间内,变量之间并不存在长期的关系｡,而且进一步检验发现LnNI与LnFX､,LnNI与LnRFIR都不存在长期的关系｡,
(三)Granger因果检验
由于LnNI与LnFX､,LnRFIR三个变量不存在协整关系,需进一步能过格兰杰因果检验分析变量之间的关系｡,检验结果如表4所示｡,
由表4可以看出,在5%的置信度下,农村金融相关率与农民收入增长互为格兰杰因果｡,农业存款和的增长促进农民收入的增长,反过来,农民收入的增加提高了农村金融相关率,促进了农村金融发展｡,
另一方面,农村金融发展效率没有成为农民收入增加的格兰杰原因,与前面协整方程的结果不一致｡,说明农村金融发展效率低下,没能直接推动农民收入的增长｡,其原因主要是农村金融相似度检测机构把农村存款投向了城市,而农村的资金需求得不到满足｡,首先,农村资金大量流向城市使农村资金供血不足,金融发展效率低下｡,如图2所示,长期以来,河北省农村信用社存贷比逐年增加｡,近几年农信社存款余额是贷款余额的1.5倍以上,其差额部分大部分投向了城市,农信社并没有给“社员”提供针对符合农村实际情况的金融怎么写作｡,在农村分布广泛的邮政储蓄在农村地区只吸收存款,并不对农户和中小企业提供信贷怎么写作｡,实际上,邮政储蓄没有给农村市场注入资金,反而从农村地区抽走大量资金流向城市｡,其次,贷款难的问题普遍存在,农民贷款需求不能很好地得到满足｡,由于中低收入的农民收入低和抵押品缺乏导致农民的一些低收入家庭由于偿还能力不足和还款来源不稳定,一般无法获得贷款｡,另外,乡镇一级的农村信用合作社存在大量的“人情”贷､,“关系”贷｡,使得那些有真正资金需求而没有“人情”“关系”的农民得不到贷款｡,
为了进一步考察农村金融发展与农民收入增长的原因的关系,我们通过VAR模型的脉冲响应函数的方法来分析｡,为了防止VAR模型因变量顺序变化带来脉冲响应的不同,我们采取检验两个变量关系的一般冲击反应｡,结果如图3所示｡,图2 农民收入与农村金融发展效率､,农村金融相关率对冲击的动态反应
由图3可看出:(1)农村金融发展效率的正向冲击,短期内对农民收入影响很少,在滞后4期以后,这种冲击使农收入增长得到改善,并且作用是长期的｡,(2)农村金融相关率的正向冲击一开始会使农民收入恶化,但是,在滞后3期以后就被正向效应所替代｡,这种正向效应在滞后6期达到顶点｡,VAR分析结果说明了,河北省农村金融发展长期内对农民收入增长起到了重要的促进作用｡,
四､,结论
实证结果显示:1985-2006年期间河北省农村金融发展与农民收入存在正相关的关系,长期促进农民收入的增长｡,但是,由于农村金融发展效率的低下没有成为农民收入增长的原因｡,另外,农村产业结构的变化与农民收入呈正相关关系,证实了非农产业对农民收入的拉动作用｡,但财政支农对农民收入产生了负效用｡,这种情况会随着国家取消农业税和对农民直接补贴的增加而改变｡,
可以看出,今后应加快农村金融改革,发展多种形式的农村金融组织,满足农民的多层次金融需求｡,以金融的发展促进农业､,贸易､,工业的综合发展,推动农村经济结构的战略调整,最终达到增加农民收入､,实现农村经济稳定发展目标｡,