山東省農村金融發展與農民收入關系的實證研究

【摘要】本文利用山東省1986～2009年的時間序列數據，通過建立計量經濟學線性回歸模型，實證分析了農村金融發展與農民收入的相關關系，得出農村金融發展與農民收入增加之間存在長期穩定的均衡關系，農村金融發展效率對農民增收呈正效應關系，而農村金融發展規模對其呈負效應關系。最后針對農村金融促進農民收入增長方面存在的問題尋找原因分析，給出對策建議。

【關鍵詞】農村金融發展 農民收入 計量分析 對策建議

一、引言

增加農民收入是社會一直關注的問題，特別是黨的十七大確立了農民增收的主要任務后，越來越多的學者開始探討農民收入問題。隨著山東省農村金融的發展，農民收入有了較大幅度的增長。2009年，農民人均工資性收入為2497元，同比2008年增加233元，增長10.3％。工資性收入占到農民純收入的40.8%，對農民人均純收入增長的貢獻更達到48.8％。雖然農民收入有了較大程度的增長，但是仍然存在很多影響增收的因素，其中最重要的是金融體系不足。現在很多學者研究農村金融體系問題，卻很少有人專門研究農村金融與農民增收的關系，以及農村金融對農民收入的影響。本文將結合山東省的具體情況，通過實證分析方法查找原因，給出對策。

二、文獻回顧

（一）國外研究綜述

Greenwood和Javanovie(1990)在開創性地建立了一個動態模型，規范化地討論了經濟增長、金融發展和收入分配三者之間的關系，證明在經濟發展初期，收入分配不平等狀況會加劇；在長期，金融發展和收入分配的關系服從倒u型的軌跡。Clarke，XuZou(2003)分析表1明，金融發展與收入分配差距是負相關的，金融發展會顯著降低一國收入分配差距。patriekHonohan(2004)使用了中國、韓國、俄羅斯、英國的相關數據檢驗了金融發展、經濟增長和貧困的關系，認為金融深化降低了貧困比例，提高了人們的平均收入，從而緩解了不平等。Beck，Demirguc一KuntandLevine(2007)研究發現金融發展提高了收入最低的20%人口的收入，降低了收入不平等。

（二）國內研究綜述

徐笑波、鄧英陶等(1994)論述了我國農村金融深化與經濟發展的關系。相似的研究有宋宏謀(2003)張賓，朱建華等(2002)對我國農村金融深化的績效作了實證分析。此外，姚耀軍(2004)對我國農村金融與經濟增長關系做了實證分析。

三、計量分析

（一）指標選取與數據來源

本文選取兩個指標：一個指標反映農民收入；另一個指標反映農村金融發展。農民收入指標⑵采用山東省農民年人均純收入(NI)反映農民收入及增長狀況。山東省農村糧食零售價格指數(1986=100)反映農民出售農產品時的價格情況，用RP表示。山東省從事非農人員數與從事農業的人數之比反映農村從業人員結構，用NL表示。山東省農村固定資產投資，用NG表示。農村金融的發展不僅包括數量的增長，也包括結構和效率的改變，因此，農村金融發展可用規模指標、效率指標和結構指標衡量。本文選用反映農村金融規模的農村人均信貸量和反映農村金融發展效率的山東省農村貸款余額與農村貸款余額之比兩個指標，分別用FX和FV表示。采用的1986～2009年的數據來自《中國統計年鑒》。農村信用社的發展情況基本上能夠代表農村金融發展水平，故本文采用山東省農村信用社歷年存貸款余額代表山東省農村存貸款余額。

（二）協整檢驗

實證分析時采用變量序列的對數形式，分別用LNNI、LNFX、LNFV、LNNG、LNNL、LNRP表示。為避免出現偽回歸，本文首先利用Eviews軟件對各變量及差分進行ADF檢驗。結果表明，變量lnFX，lnFV，lnNI，lnNG，lnRP的二階差分序列在5%的顯著性水平下均是平穩的，即為二階單整序列，而變量lnNL為一階單整序列。根據協整理論，只能對同階單整序列進行協整關系檢驗。因此我們利用Johansen檢驗判斷變量lnFX，lnFV，lnNI，lnNG，lnRP之間是否存在協整關系。

協整檢驗結果表明，山東的農村金融發展水平、農村固定資產投資、農產品價格水平和農民人均純收入之間存在協整關系。表達式為：

從模型可以看出，就長期而言，山東省農民人均純收入與農村存款信貸轉化率、糧食價格指數和農村固定資產投資呈正相關關系，與農村人均信貸呈負相關關系。忽略固定資產投資和農產品價格指標單獨對農民收入與農村金融發展指標協整檢驗，發現農民收入與農村金融發展的兩個指標的協整關系仍然存在，且符號相同，說明這個關系是穩定的。進一步建立誤差修正模型(ECM)如下：

根據R2值和F可以發現，方程的擬合度和整體顯著性都比較好。但△LNFX-1和△LNRP-1項的系數T檢驗量均小于2，通不過顯著性檢驗，說明滯后一期的FX和RP的變動對NI的影響不顯著，ecm-1的系數T檢驗，通過顯著性檢驗，說明NI在短期具有向長期均衡水平調整的動態調節機制，當短期波動偏離長期均衡狀態時，將以65.53%的調整力度將非均衡狀期變動主要由△LNNI-1、△LNFV-1、△LNNG-決定。

（三）方差分解

為說明變量之間關系的強度，本文將進一步對前文確定的VAR模型進行方差分解分析到農民人均純收入方差分解結果，見表1。

從上表可知，LNFX、LNFV對LNNI的影響逐步上升，趨于穩定。長期而言，LNFV的影響略大，約在39%，LNFX的影響約在30%，而LNNG的影響在第3，4，5步稍稍上升后，又下降至7%以下，LNRP的影響也一直處于7%以下，不論從長期還是短期來看，農村固定資產投資和農產品價格對農民收入的影響都很小。因此，影響山東省農民人均收入最重要的因素是農村人均信貸和農村存款儲蓄轉化率。

四、結論與對策

經過以上的研究可以發現，金融機構效率對山東省農民人均純收入的影響顯著且呈正相關關系，但彈性較小僅為0.16，說明農村金融發展對農民增收支持不夠，而與農村存款信貸轉化率呈負相關關系，信貸規模的增大沒有增加農民收入，卻有抑制作用。1986-2009年山東省農村金融發展情況如下圖。

從圖1可知，從1986年到2009年，農民人均純收入是在逐年提高，但是增長的幅度卻不大。從圖2、3可以看出，雖然農村信貸規模上升較快，但農村金融效率并沒有得到明顯改善，農村存款轉化為農村投資的效率很低。原因3有：一是山東省農村產業發展相當滯后，傳統農業仍居主導地位，農產品的產出率和商品率低，投資回報率也比較低，符合銀行貸款條件的甚少，影響了金融機構的投資積極性。二是農村金融資源配置效率低。根據2009年《山東統計年鑒》相關數據整理計算，1998～2008年間第一產業對經濟增長的貢獻率是農業貸款年均占比的0.46倍，同期第二產業對經濟增長的貢獻率是工業貸款年均占比的2.84倍。山東省農業貸款促進農業經濟增長的作用并不穩定，農業金融資源配置效率遠低于城市金融。三是農村金融資源信貸成本較高。根據《山東統計年鑒》顯示，1981-2006年間山東省財政支農支出規模呈逐年上升趨勢，從1981年的28754萬元增加到2006年的1083756萬元，年均增長率達16.06%，但支農支出占財政支出總額之比卻由1981年的11.26%降到2006年的5.91%，財政支農力度較弱也是導致農村信貸成本較高的原因之一。四是農村金融市場利率結構單一，缺乏彈性。山東農村金融市場嚴重分割，資金不能自由流動，利率市場化改革未完全到位。分割的市場和僵化的農村利率制度，影響了農村金融資源優化配置，形成金融資源流失的根源。

面對以上問題，我們可以采取以下對策：一是繼續實施農村金融體制改革。近年來政府出臺的中央一號文件也都提到了農村金融改革問題，但是中國是一個大國，村金融改革不能“一刀切”，而是應該著眼于不同地區農村經濟發展的實際需求，以實現農村金融促進農村經濟發展和農民收入增長。二是增強金融服務功能。具體的可以在加大基層服務體系投入、增加涉農金融服務功能、推進農業保險的發展等幾個方面實施。三是強化財政支農的力度。農業作為弱勢產業，需要政府財政的大力支持。財政收入方面，農業稅的取消減輕了農民的負擔，提高了農業生產的積極性，政府應該繼續實施。同時，政府應在財政支出方面進一步加大轉移支付力度。

參考文獻

[1]林毅夫.金融改革和農村經濟發展[J].北京大學中國經濟研究中心工作論文

[2]許崇正，高希武.農村金融對增加農民收入支持狀況的實證分析[J].金融研究，2005，(9)

[3]溫濤中國金融發展與農民收入增長[J].經濟研究，2005，(9)

作者簡介：陳小小（1986-），女，漢族，山東臨沂人，畢業于首都經濟貿易大學，研究方向：國際金融。