農村財政、金融支持及勞動力結構與經濟增長關系實證分析

陳前鵬 陳衍文 龍明開

(中國人民銀行海口中心支行，海南海口570105)

一、總量快速上漲與增長率穩步下降的現實矛盾

隨著國家對“三農”問題的重視，政府不斷加大對農業的支持力度，國家財政支農總額從1978年的150.7億元增長到2009年的4899.5億元，增長了32倍，農村固定資產投資從1981年的250億元增長到2009年的30678.4億元，增長了122倍。而我國農村居民人均純收入也從1978年的133.6元增長到2009年的5153元，增長了38倍。隨著我國農村金融體制改革的進一步深化，農村信貸資金投入進一步加大，農村貸款總額從1978年的181.81億元增長到2009年的30652億元，增長了168倍。從絕對數來看，政府支農力度、農村信貸資金投入不斷加大，而農村居民人均純收入也取得大幅增長。但從增長率來看(如圖1)，自1981年以來，支農支出占國家財政支出的比重基本維持在8% ～10%左右，只有1991、1992、1998年突破了10%;農村固定資產投資占國家固定資產投資的比重由1984年最高值30%下降到2000年的20%，一直降到2010年的13%，呈現不斷下降的趨勢;而我國農村居民收入增長率也呈現階段性下降的趨勢，增長的穩定性較差，增長面臨一定的困難。

圖1 1978—2010年我國政府支農比重、農村居民人均純收入及其增長率

我國農村居民人均純收入增長最快的時期是1978—1984年，年均增長率為17.7%;1985年后農村居民人均純收入增長率開始放緩，增長率由1985年的7.8%下降到1989年的－1.6%;1990—2000年的十年間，我國農村居民人均純收入呈現“倒U”型增長率曲線，增長率由1990年的2%上升到1996年時的9%，此后又下降到2000年的2.1%;隨著近年來中央對農民收入增長的重視，農村居民人均純收入出現持續性增長，增長率穩定上升，由2001年的4.2%上升到2010年的10.9%。從圖1也可以看出，政府支農行為與農村居民人均純收入有“階段性背離”趨勢，在政府支農比重不斷下降的年份(1990年以后)農村居民人均純收入增長率在上升，而在政府支農比重較大的年份(1990年以前)農村居民人均純收入增長率卻激劇下降。那么，政府支農力度到底是否發揮了應有的作用，農村信貸資金到底以何種途徑促進農村經濟的發展?基于這些疑問，本文試圖探討政府支農力度和農村金融發展與我國農村經濟增長之間的關系。

二、指標體系及數據來源

為了全面分析我國農村政府支農力度、金融發展狀況和勞動力結構與農村經濟增長之間的關系，我們選用下面4組指標進行深入研究，數據來源于《中國統計年鑒(1978—2010)》和《中國金融年鑒(1989—2010)》:

1.反映政府財政支農力度的指標。政府行為的影響，一方面是將金融資產財政化或者通過政策支持讓金融資產向農村產業傾斜，從而影響金融績效;另一方面政府可以通過財政支出、轉移支付力度和固定資產投資等途徑直接支持農村經濟的發展。因此本文通過支農支出占國家財政支出比重(Finance，%)、農村固定資產投資額(億元)與全社會固定資產投資總額(億元)之比(記為Invest，%)兩個指標來反映政府行為對農村經濟的支持力度。

2.反映農村金融發展的指標。(1)農村金融規模指標(Scale)。反映金融體系發展規模的指標主要有兩個，一個是戈德史密斯提出的金融相關率指標(FIR)，一個是麥金農提出的貨幣存量(M2)與國民生產總值之比，常簡化為存款余額與貸款余額之和與國民生產總值之比。但由于我國農村金融市場不發達、農村金融數據的缺乏等原因致使金融相關率指標無法得以體現，所以我們選用農村貸款余額與農林牧漁業總產值之比來反映農村金融發展規模。之所以沒有選用農村存款余額與貸款余額之和，主要是因為農村貸款余額更能體現農村金融發展對農村經濟的支持力度。(2)農村金融結構指標(Structure)。隨著我國農村及城鎮工業化迅速發展，鄉鎮企業在農村經濟中占有舉足輕重的地位，因此用鄉鎮企業貸款余額與農村貸款余額之比反映農村金融發展的結構指標。(3)農村金融效率指標(Efficiency)。貸款與儲蓄之比描述了金融中介將儲蓄轉化為貸款的效率，可以顯示農村金融機構服務農村經濟的效率，因此用農村貸款余額與農村存款余額之比表示農村金融的效率指標。其中農村存款余額為農戶儲藏存款余額與農業存款余額之和，農村貸款余額為鄉鎮企業貸款余額與農業貸款余額之和，單位均為億元。

3.反映農村經濟發展的指標。本文從三個方面對農村經濟發展狀況進行刻畫，分別為農村居民人均純收入(Income，元)、農林牧漁業總產值(Production，億元)和糧食總產量(Grain，萬噸)。

4.勞動力結構指標。農村結構的變化是影響農民收入增長的一個重要因素，本文用非農從業人員(萬人)與農林牧漁業從業人員數(萬人)之比(Labor，%)來反映農村勞動力結構的變化。

三、實證分析及結論

本文所有的實證分析均借助于時間序列分析軟件Eviews6.0完成。由于變量的對數化處理不影響變量的平穩性和協整分析，而且對數化一方面可以變指數趨勢為線性趨勢，另一方面可減少數據的激劇波動，減小數據的異方差的影響，因此，本文的所有數據均取其對數值，分別記為 lnincome、lnproduction、lngrain、lnfinance、lninvest、lnlabor、lnscale、lnstructure、lnefficiency。然后再進行ADF平穩性檢驗和Johansen協整檢驗，結果如表1。

表1 基于最大特征值統計量的Johansen協整檢驗結果

基于最大特征值統計量的Johansen協整檢驗結果表明，最大特征值統計量在5%的顯著性水平下拒絕原假設，即反映農村金融發展、政府支農行為與農村經濟增長的九個變量的一階單整序列之間存在5個協整向量，他們之間可以建立VAR模型。

1.VAR模型定階。VAR模型中最重要的問題是滯后階數的確定，因此必須先確定VAR模型的結構。滯后長度準則給出了五種判斷方法，五種評價準則給出了各自的最優滯后階數，并以*表示，各種準則不一致時，以多數較為合理。

表2 VAR模型滯后長度準則

表2檢驗結果顯示，5個評價統計量都認為滯后階數為2的VAR模型較為合理，因此建立VAR(2)模型。

2.VAR模型構建與穩定性檢驗。確定了VAR模型的階數之后，可以建立如下九維向量自回歸模型，進一步分析政府支農行為、農村金融發展狀況、農村勞動力就業結構與農村經濟之間的長期動態關系。VAR(2)模型表達式如下:

為了進一步檢驗VAR(2)模型的穩定性，可以運用VAR根圖來檢驗。如果被估計的VAR模型所有根模的倒數小于1，即位于單位圓內，則模型是穩定的。VAR根圖來檢驗結果如圖2，從圖中可以看出18個特征方程根的倒數值明顯在單位圓內部，表明VAR(2)模型具有穩定性，說明我們所建立的由政府支農力度、農村金融發展、農村勞動力結構與農村經濟增長所構成的經濟系統具有穩定性。

圖2 VAR(2)模型的根圖穩定性檢驗

3.實證結論分析。根據所建立的VAR(2)模型，可以得到如下一些結論:

(1)政府財政支農行為對農村經濟的影響。支農支出占國家財政支出比重的滯后1期值和滯后2期值lnfinance(t－1)、lnfinance(t－2)對農村居民人均純收入Lnincome、糧食總產量Lngrain均產生負向影響，但對農林牧漁業總產值Lnproduction產生正向影響。農村固定資產投資額占全社會固定資產投資額比重的滯后1期值lninvest(t－1)對農村居民人均純收入Lnincome、農林牧漁業總產值Lnproduction、糧食總產量Lngrain均產生正向影響，影響系數分別為0.1420、0.3471、0.1664;農村固定資產投資額占全社會固定資產投資額比重的滯后2期值lninvest(t－2)對農村居民人均純收入Lnincome、農林牧漁業總產值Lnproduction、糧食總產量Lngrain均產生正向影響，影響系數分別為0.2637、0.3351、0.3183。

(2)農村金融深化對農村經濟的影響。農村金融規模指標的滯后1期值lnscale(t－1)對農村居民人均純收入Lnincome、農林牧漁業總產值Lnproduction、糧食總產量Lngrain均產生正向影響，影響系數分別為0.0837、0.5291、0.2035;農村金融規模指標的滯后2期值對lnscale(t－2)農村居民人均純收入Lnincome、農林牧漁業總產值Lnproduction、糧食總產量Lngrain產生正向影響，影響系數為0.2538、0.1434、0.2990。農村金融結構指標的滯后1期值lnstructure(t－1)對農村居民人均純收入Lnincome、農林牧漁業總產值Lnproduction產生正向影響，影響系數為0.0395、0.2853，對糧食總產量Lngrain產生負向影響，影響系數為－0.1795;農村金融結構指標的滯后2期值lnstructure(t－2)對農村居民人均純收入Lnincome、農林牧漁業總產值Lnproduction產生正向影響，影響系數為0.1222、0.1652，對糧食總產量Lngrain產生負向影響，影響系數為－0.1362;農村金融效率指標的滯后1期值lnefficiency(t－1)對農村居民人均純收入Lnincome、農林牧漁業總產值 Lnproduction、糧食總產量 Lngrain均產生負向影響，影響系數為－0.3070、－0.8064、－0.2993;農村金融效率指標的滯后2期值lnefficiency(t－2)對農村居民人均純收入Lnincome、農林牧漁業總產值Lnproduction、糧食總產量Lngrain產生正向影響，影響系數為 0.3046、0.1816、0.4328。

(3)農村勞動力結構對農村經濟的影響。勞動力結構的滯后1期值Lnlabor(t－1)對農村居民人均純收入Lnincome和農林牧漁業總產值Lnproduction產生正向影響、對糧食總產量Lngrain產生負向影響，影響系數分別為0.0723、0.2030、－0.2105。勞動力結構的滯后2期值Lnlabor(t－2)對農村居民人均純收入Lnincome、農林牧漁業總產值Lnproduction、糧食總產量Lngrain均產生負向影響，但影響程度都很小。可以得出農村勞動力結構對農村經濟影響是:對糧食總產量產生最大的負向影響，表明農村勞動力結構中非農從業人員越多越不利于糧食產量的提高;對農林牧漁業總產值產生較大的正向影響、對農村居民人均純收入產生較小的正向影響，表明非農從業人員的增多有利于農林牧漁業總產值和農村居民人均純收入的提高。

四、結論與建議

從國家財政支農力度來看，財政對農業的支持力度在逐步減弱。因此，一方面政府要加大對農業的直接投資，特別是加大對農村基礎設施建設投資、引導循環經濟、低碳農業經濟等產業的發展，加強對農村產業結構的引導，創造良好的農村金融生態環境;另一方面政府應推進農村金融體系的改革與創新。政府應對農村金融系統實施稅收優惠、財政補貼、政策扶持等一系列優惠政策，營造良好的農村金融發展環境;盡快建立存款保險制度，以保護存款人的利益、應對信用危機;建立農業貸款收益補償機制和風險補償機制，以調動農村金融機構放貸的積極性;建立合理的農村信貸管理激勵與約束制度，引導農村資金回流。

從農村金融促進農村經濟發展的途徑來看，農村金融仍停留于規模水平和結構效應上，農村金融配置效率依然低下，表明我國金融機構在將農村儲蓄就地轉化為農村產業投資的效率上過于低下，農村資金的外流使得農村金融得到抑制。因此，我國應健全農村金融體系，形成一個以政策性金融為主導、合作金融和商業性金融為主體、民間金融和外資金融為補充的農村金融市場服務體系，解決金融抑制問題，提高金融資源配置效率;創新農村金融制度，大力發展農村小額信貸、村鎮銀行、合作銀行等微型金融，提高信貸資源的到達率與配置效率;提高農戶融資效率，通過農戶資金互助組織、農民貸款擔保協會、小額信貸小組聯保、農民合作組織、龍頭企業與農戶貸款擔保協議等形式，提高農戶的信貸需求滿足率，降低農村金融風險。

從研究結論來看，盡管我國農村勞動力結構中非農從業人員所占比重越來越大，但勞動力結構的變化并沒有促進農村居民人均純收入的快速增長。因此，我國農村勞動力不應該只是向大城市轉移，而應該將農村金融與農村勞動力就業相結合發展。農村金融機構應該更好地支持符合產業支撐、綠色環保、規劃科學、可持續發展標準的縣城和中心鎮建設，更好地支持縣域內勞動密集型中小企業的發展，更好地支持農村農業技能與培訓等社會事業的發展，更好地支持信用好經營能力強的農民生產和消費活動，一方面發揮農村金融創造就業機會與提高就業人員素質的作用，另一方面促進農村富余勞動力向小城鎮轉移，促進農村富余勞動力就地再就業。

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