河南農民收入增長因素分析

頓雁峰

(鄭州大學升達經貿管理學院,河南鄭州 451191)

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河南農民收入增長因素分析

頓雁峰

(鄭州大學升達經貿管理學院,河南鄭州 451191)

農民增收是當前的基本國策之一,但農民收入與農村經濟增長、農村金融發展極不協調。河南省農村金融發展對農民收入影響的實證分析表明,河南省農村金融發展水平相對農村經濟發展明顯滯后,已成為制約河南省農村經濟、農民收入增長的重要因素。因此,在三農投入不斷增加的大環境下,政府應該進一步加強政策引導,降低金融機構進入農村市場門檻,適當給予政策優惠,有效調節農村儲蓄與投資需求,使更多的資金進入農村。同時要加強對農村銀行貸款的監管,使貸款能夠真正到農民手中,切實用于農村經濟,提高農業生產力,促進農民生產積極性,切實增加農民收入。

河南;農民;增收;農業金融相關率;貸款產出率

作為農業大省,1990—2008年間,河南省經濟平均增長近 12%,人均 GDP增長了 11倍,金融資產總量年平均增長 21.4%,但農民收入僅僅增長了 5%,遠遠低于同期經濟增長和城鎮居民收入的增長幅度,如何有效促進農民增收是當前各級政府的重要任務。

一、河南省農民收入發展及現狀分析

(一)農民收入增長速度呈階段性變化

改革開放 30多年來,河南省農民收入有了高速的增長,農村居民年均純收入從 1978年的 104.7元提高到2008年的 4454元,增加了 45倍。然而在快速增長的背后,我們也看到在這些年間農民收入并非平穩增長,而是呈階段性的變化 (見圖 1)。

圖 1 1978—2006年河南省城鎮居民、農民收入增長率

1.1978—1981年高速增長階段

農民純收入由 1978年的 104.71元增長到 1981年的215.57元,按可比價格計算增長了 1.05倍,平均每年的實際增長速度高達 35%。如此之大的增長速度是非常驚人的。這一時期農民增收得益于政府對農村的兩項重大的改革措施:一是農業家庭承包制的建立和推廣,二是農副產品收購價格大幅度提高及收購市場放松管制。這兩項改革措施有效地調動了農民生產的積極性,解放了農村生產力,提高了農業勞動生產率和土地產出率,使農產品產量大幅度增加,同時政府大幅度提高了農產品的收購價格,更進一步促進了農民收入的高速增長。

2.1982—1991年的增長高速下滑階段

在這 10年中,雖然農民年收入名義增長率仍高達71.3%,但每年的實際增長率只有 7.1%。特別是 1982年、1986年和 1988年,改革以來農民收入首次出現極低增長,甚至負增長。這一時期直接影響農民收入增長的因素有我國經濟改革和發展的中心由農村轉向城市,工業經濟高速增長。同時也由于農業生產基地不穩定加上國家投入相對減少,形成不了生產能力或生產能力低下。同時生產資料價格上漲,影響了農民生產積極性,農業增長速度下降,農民收入增長下跌。

3.1992—1996年的恢復快速增長階段

1992—1996年 4年里增長了 990元,名義增長高達1.38倍。這一時期農民收入增長的直接因素有:農產品供給相對充裕,開始轉入買方市場,農業生產資料價格由升轉降,政府部門兩次提高農產品收購價格。同時該時期國民經濟的快速發展也為農民非農產業的發展和農村勞動力就業創造了條件,促進了農民收入的增長。

4.1997—2003年增速放緩階段

1997—2000年農民人均純收入增幅連續 4年下降,甚至是負增長。這一時期影響農民增收的因素主要有:農業進入新的發展階段,農產品供過于求,增產不能增收;農產品價格持續下降;鄉鎮企業增速回落,吸納勞動力下降;城市下崗職工增加,農村勞動力轉移受阻。

5.2004年后緩慢恢復階段

從 2004年之后的 3年時間里,河南省農民收入開始迅速增長,3年時間就增加了 707元,2004—2006年的名義增長速度分別為 14.2%、12.4%、13.6%。這一時期農民收入不斷提高的原因是政府開始了新一輪的農村經濟改革。

(二)城鄉居民收入差距進一步擴大

傳統觀念認為,農民增收只是農業和農村經濟自身內部問題,這使得人們長期以來把促進農民收入的增長當作局部問題來認識和處理,導致農民增收與經濟發展不協調的問題越來越嚴重。農民收入增長緩慢己成為現階段農村發展面臨的突出矛盾。雖然沿襲兩千多年的農業稅于 2006年初被取消,農民收入水平在不同程度上有所提高,但是農民收入增長緩慢,巨大的城鄉收入差距并未縮小,而是逐年上升 (見圖 2)。

為了更明確地看出城鄉居民收入差距的變化,我們以城鄉居民收入比來更直接地說明我國目前城鄉居民收入的進一步拉大。從圖 3中可以看出,在不考慮價格因素的情況下,1994年城鄉居民收入比達到 2.88:1的一個最高點,之后幾年城鄉居民收入比略有減緩。但是近幾年來河南省城鄉居民收入比正在一步步的拉大,從 1998年的 2.26:1,擴大到 2006年的 3.01:1,而世界各國城鄉居民收入差距一般為 1.5:1。可喜的是 2003年后,城鄉居民收入比有所下降。

圖 3 城鄉居民收入比

農民收入增速下降,且大大低于城市居民收入的增速,這不僅影響著農民生產的積極性,而且嚴重制約了農村市場的擴大,使得農村消費對國民經濟增長的拉動作用減弱。農民增收問題不僅事關農村社會進步,而且事關全面建設小康社會目標的實現。因此,解決農民增收問題,事關全局,意義重大,是影響我國當前及長遠經濟發展的突出問題。

二、河南省農村金融發展對農民收入增長實證分析

(一 )模型構建

從金融視角考慮影響農民收入的因素,主要是農村金融發展水平、利率以及 1994年成立了專門的農業發展銀行等因素。農村金融發展水平的衡量指標有兩個:一是農村金融相關率,即一定時期內全部農村金融資產價值和全部實務資產的比值,比值越高,農村金融市場越發達;二是貸款產出率,即農村貸款與農村社會產出的比值,兩者是正相關關系。為了能夠動態性地研究農村金融與農民收入的關系,暫不考慮其他因素,構建如下模型:

其中,X表示河南農村居民收入,LY表示農業貸款產出率,RFIR表示農村金融相關率,ln表示取變量的自然對數。

(二 )數據處理

出于研究需要和數據可獲得性的考慮,本文采集了1978—2008年間河南省的農村金融資產、農業資產、農業貸款額的數據,農村金融資產包括農戶手持現金、農戶儲蓄、農業存款三項。所有數據來自于歷年的《河南統計年鑒》、《河南金融年鑒》和《新中國六十年統計資料匯編1949—2008》。在運算處理上對所有數據取自然對數。

(三 )模型估計

傳統計量分析方法一般根據經濟理論建立模型,對數據的平穩性關注不夠,以致帶來偽回歸現象,不能真實反映數據背后真實信息,而基于數據驅動的動態計量經濟學彌補了這一缺陷。首先利用單位根檢驗法,檢驗變量的平穩性,對于非平穩性的變量進行差分處理成平穩變量。如果兩個或兩個以上的非平穩時間序列的線性組合能構成平穩的時間序列,則稱這些非平穩時間序列是協整的,平穩的線性組合為協整方程,說明這些變量之間存在長期的均衡關系。通過 Johansen協整檢驗,若變量間存在協整關系,進而建立誤差修正模型 (ECM),進行短期因果關系分析;如果變量間不存在協整關系,則利用格蘭杰因果關系檢驗法對變量之間關系進一步分析。

1.單位根檢驗

運用 Eview對變量 LNLY、LNRFI R、LNX進行平穩性檢驗,發現三個序列都不是平穩序列,分別對其差分后的序列檢驗,均在顯著性水平上得到平穩序列:

表 1 單整檢驗結果

表 1的檢驗結果顯示,原序列除 LNX外,無法拒絕單位根假設,而 LNLY、LNRFI R的差分序列均在 5%顯著水平上拒絕單位根假定,是平穩序列。

2.協整檢驗

由于我們所采用的時間序列是非平穩的,直接用OLS進行估計可能導致偽回歸。圖 4表明 LNX、LNLY、LNRFIR具有大致相同的增長和變化趨勢,說明他們很可能存在協整關系。Johanson協整檢驗結果見表 2。

表 2 Johanson檢驗結果

從驗算結果來看,在零假設時統計量大于在 5%的顯著性水平,因此說明序列存在著協整關系。繼續觀察Atmost 1的假設,此時檢驗值小于 5%的顯著性水平,因此拒絕該假設,說明序列 LNLY、LNX和 LNRFIR序列存在協整關系,但是只有一個。

圖 4 協整檢驗

3.模型估算及結果解釋

在模型數據處理過程中,假設會出現異方差和同期相關性,對模型進行響應的廣義最小二乘估計,利用Eviews軟件回歸的結果為 (標準差包含在括號里):

R2=0.95937,DW=1.23,回歸結果表明方程擬合的效果比較好,參數估計在 0.001顯著性水平下顯著。

長期來看,金融機構信貸率與農村居民家庭平均純收入增長呈正向相關關系,有利于農戶收入的提高,表明在資源約束型的小規模生產條件下,金融機構貸款的增長會在很大程度上推動農民收入的增長;但農村金融發展水平與農戶居民家庭平均純收入的增長成負相關關系,農村金融的發展反而降低了農民收入,這說明金融體系效率低下導致金融部門儲蓄動員能力和資金配置效率的低下,其結果會出現金融體系有效資金供給能力不足的狀況,沒有起到推動農民收入增長的作用。

4.格蘭杰因果檢驗及結果解釋

格蘭杰因果檢驗是判斷一個變量的變化是否是另一個變量變化的原因。主要是看 X能夠在多大程度上被過去的 Y解釋,加入 X的滯后值是否使解釋程度提高。如果 X的加入有助于 Y在統計上的顯著性檢驗,就可以說Y是由 X格蘭杰引起的。通過對 LNX、LNLY、LNRFI R三個變量 1978—2006年數據進行格蘭杰因果檢驗,分析結果見表 4。

表 3 格蘭杰因果檢驗表

LNRFIR does not Granger Cause LNLY 27 4.41797 0.02438 LNLY does not Granger Cause LNRFI R 0.83734 0.44619

根據三變量間因果關系,若以 5%的顯著水平劃分,農村金融機構信貸率是農戶人均收入的 Granger原因,而農村金融發展水平不是農戶人均收入的 Granger原因,就是未能引起農戶收入的顯著提高。相反,農戶人均收入是引起農村金融機構信貸率、農村金融發展水平的Granger原因被顯著通過,說明農戶收入的提高有助于農村金融機構的負債與資產的增加,有助于提高金融機構供給能力的提高。同時農村信貸率不是農村金融發展水平的格蘭杰原因,而農村金融發展水平卻是農村信貸率的格蘭杰原因,充分說明河南農村金融市場的發展提高了農村金融信貸比率,而這些信貸的質量卻不高,沒有進一步促進農村金融深化。

三、結論及建議

農村信貸、農村金融發展水平與農民收入的關系可以總結為三點。首先,河南農村信貸的投放效果明顯,有效地提高了農民收入;其次,農村金融機構沒有行使自身功能,效率低下。農村家庭收入的大部分沒有回流到農村市場中用于進一步發展農村經濟,而是通過農村金融機構流入到了城市,農村金融機構成了農村資金的抽水機。結果是農村金融機構開展的業務越廣泛,流出的資金越多,用于農村市場的資金越少,農村儲蓄與投資需求脫節,農民收入增加相應就比較困難,與城鎮居民收入差不斷擴大。第三,河南省農村金融市場的發展促進了農村信貸的增加,但信貸質量不高。因此,農民收入提高主要源于財政投入的不斷增加,不是金融市場發展的直接結果,反過來,卻是農民收入的逐步提高促進了農村金融市場的發展。

因此,在三農投入不斷增加的大環境下,政府應該進一步加強政策引導,降低金融機構進入農村市場門檻,適當給予政策優惠,有效調節農村儲蓄與投資需求,才能使更多的資金進入農村。同時要加強對農村銀行貸款的監管,使其能夠真正到農民手中,切實用于農村經濟,提高農業生產力,促進農民生產積極性,切實增加農民收入。

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F061.5

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1002-2880(2010)09-0072-03

(責任編輯:梁宏偉)