我國農村金融發展與農民收入增長實證分析

雷明波 劉海軍

（大連海事大學，遼寧 116029）

我國農村金融發展與農民收入增長實證分析

雷明波 劉海軍

（大連海事大學，遼寧 116029）

農村金融發展對農民收入增長具有重大的影響和價值。本文基于1980年-2010年時間序列數據，運用非線性STR模型對我國農村金融發展與農民收入增長之間的關系進行了實證性研究。研究結果表明，我國農民收入增長與農村金融發展之間存在著單向的格蘭杰因果關系，總體上存在著非線性關系，農民金融發展程度隨著農民收入增長幅度的變化而不同。因此，我們應該發展具有實質內涵的農村金融體系，從而真正發揮金融發展對農村經濟發展和農民收入的正向效應，以促進農民收入的增長。

農村金融發展 農民收入增長 STR模型

回顧歷史與審視現實，農村金融發展水平作為衡量國家金融發展狀況和農村經濟結構的重要考核指標，理應成為促進農民增收的邏輯起點。然而，一個不爭的事實是，改革開放以來，中國金融在迅猛發展的同時并沒有伴隨相應的農民收入增長，特別是在20世紀90年代后期，出現了農民收入增長緩慢和城鄉收入差距凸顯的奇特現象，它們共同質疑現行關于金融發展是農民收入增長前提和條件的假設。而事實上，在改革開放的30多年中，我國農村金融發展在不同階段對農民增收的影響各不相同，我們不禁要問：一是農民收入增減對農村金融發展的影響是否具有對稱性？二是農村金融發展與農民收入增加的關系是否一成不變？這些都與中國解決農村金融發展的迫切性和促進農民收入增長的持續性十分不相稱。

筆者在前人研究的基礎上，以宏觀領域的視角，運用時間序列數據和非線性STR模型，對中國1980年—2010年農村金融發展與農民收入增長內在依從關系進行研究，旨在從數量層面揭示農村金融發展與農民收入增長的作用機制，并對農民收入增長的具體影響進行模擬和定量分析，以期為思考和解決中國經濟社會發展的重大現實問題提供鏡鑒。

一、關于農村金融發展與農民收入增長的文獻綜述

在中國，農民收入增長對和諧社會和新農村建設有著極其重要的特殊意義，所以，學界非常重視農民收入問題并取得了一定的研究成果。然而，總的來看，對正處于轉型期的中國而言，對這一問題關注和討論的時間還相對有限，相關研究仍需繼續深化。

如溫濤、冉光和、熊德平（2005）認為，中國金融的整體發展對農民純收入的增長存在顯著的負效應，在現行經濟發展戰略和金融制度下，中國金融發展在功能上和結構上與農民增收需求間存在不協調的現實；張立軍（2006）發現在農村財政資金投入相對薄弱的境遇下，大量的農村資金外流使農村經濟處于金融抑制狀態，嚴重影響農民純收入的增加；楊雯（2007）指出中國農村金融發展與農民增收之間存在雙向因果關系；陳偉國、張紅偉（2008）則認為中國金融發展與城鄉收入差距存在正相關關系，并提出中國金融發展的非均衡性抑制了農民純收入的增長；譚燕芝（2009）提出農民增收有利于促進農村金融體系的發展，但農村金融的發展卻沒有很大程度地促進農民收入的增長。

這些重要的研究成果對于我們進行相關研究起到了積極的推動作用，但上述研究大多是基于線性回歸模型基礎上的實證研究，將農村金融發展與農民收入增長的關系看成是一成不變的。為了更好地回答上述問題，有必要深入系統地探討農民收入增長和農村金融發展的關系問題，從而破解我國農民收入增長緩慢進而制約國民經濟快速增長和城鄉經濟協調發展的重大問題。

二、實證研究設計

（一）模型設定

STR（smooth transition regression）模型，是基于平滑轉換回歸模型基礎上的一種非線性模型。它能夠很好地處理與經濟現實相關的一系列問題，主要用來分析金融、經濟、資本市場等經濟現象。其模型的一般形式為

其中，yt為被解釋變量，表示具體的經濟成果，xt為解釋變量組成的向量，其中包括目標變量yt直到k階的滯后變量和m個其他解釋變量。xt=（1，x1t，…，xpt）′，且有p=k+m，φ1，φ2分別為線性和非線性部分的參數向量。{ut}是獨立同分布的誤差序列。轉換函數G（γ，c，st）為值域［0，1］的有界連續函數，轉換變量st的變化表示由一種狀態向另一種狀態轉換，c為轉換函數的臨界值。轉換變量st既可以是內生變量，又可以是外生變量。參數γ決定轉換的速度，決定一種狀態向另一種狀態轉換的平滑性，為轉換發生的位置參數。

Granger和Terasvirta（1993）依照轉換函數的具體形式，將STR模型分成兩大類：一種為LSTR模型，另一種為ESTR模型。

鑒于STR模型的上述特征，本文將采用STR模型分析農業金融發展與農民收入增長的內在關系，準確刻畫兩者之間的相互影響。STR模型如下：

（二）數據來源與變量選取

基于數據的可得性，選取1980年—2010年的相關數據為研究時段，在這一時期中，我們發現，從數量上說，我國農民收入在不斷的增加，農村金融也獲得了一定程度的發展，最好的體現便是農村居民手中有大量的閑散資金，在高利息的誘導下選擇收益平穩的銀行存款，沒能科學、合理的投入到農村經濟發展實踐中，為長期的收益做規劃和準備。另一方面，由于農村金融外生于我國金融發展，使得大量的農業資金轉移到城市金融市場，造成農業資金短缺和工業資金相對充足的狀況，這在很大程度上決定了城鄉收入差距懸殊和農村金融發展滯后城市金融體系發展步伐，而且，從質量上講，在一定時期內，農民收入差距、農村金融體系與城市收入差距、城市金融體系差別將會繼續存在。

對農村金融發展及其農民收入的研究，可以引導人們更為關注發展的內涵和質量，即人們怎樣運用金融杠桿來促進農村經濟發展和農民收入水平增加，最終改善農民生活。那么，如何順應提高農民收入以及進行切實有效的農村金融改革是本文關注的核心。在前人成果的基礎上，這里我們把農村金融相關比作為衡量農村金融發展的指標，基于以往研究中得到公認的，得出了將農村現存金融資產和與農村GDP之比作為農村金融相關比率（RFt）；采用農村居民人均純收入（RPt）衡量農民收入增長情況。將“農戶手中持有的現金”、“農戶儲蓄存款余額”和“農業存款”三者之和表示農村現存金融資產，“農林牧副漁業增加值”代表農村GDP。以上數據都直接或間接來源于2012年《中國統計年鑒》、《中國農村住戶調查年鑒》《中國金融年鑒》《中國金融統計》和《中國農村統計年鑒》。

（三）相關檢驗

2、邊整地邊做苗床，邊播種，每廂苗床施磷肥1公斤并與床土拌均勻，搶墑播種，播種后蓋2-3mm的過篩細土有利于提高出苗率，高溫干旱時用農作物桔桿覆蓋遮陰2d、油菜種子剛發芽就要迅速揭去覆蓋物，防止成“線苗”后導致育苗失敗。

為了準確、客觀地衡量我國農村金融發展與農民收入增長之間的內在依存關系，避免出現偽回歸現象以及進一步進行STR模型的估計和相關檢驗問題，本文采取了單位根檢驗、格蘭杰因果關系檢驗，結果表明一階差分序列順利通過單位根檢驗，同時我國農民收入增長與農村金融發展存在著單向的格蘭杰因果關系。其中，對序列RFt和RPt進行單位根檢驗，結果表明RFt和RPt均為非平穩序列，然后再對一階差分后的兩序列進行單位根檢驗，帶有趨勢項和截距項的ADF檢驗統計量值分別為-5.3273和-4.2576，5%水平下拒絕原假設，這表明序列RFt和RPt均為一階差分平穩序列，格蘭杰因果關系檢驗是分析兩個時間序列之間是否存在著因果關系。RFt和RPt均為一階差分平穩序列，故采用一階差分時間序列進行格蘭杰因果關系檢驗。在滯后1階、2階的情況下，原假設“DRPt不是DRFt的格蘭杰原因”不能在5%的顯著性水平下被拒絕，而在滯后1階、2階下能夠在5%的顯著性水平下拒絕“DRFt不是DRPt的格蘭杰原因”。由此可以清楚的發現我國農民收入增長與農村金融發展存在著單向的格蘭杰因果關系。

表1 格蘭杰因果關系檢驗

（四）模型回歸分析

在對STR模型進行估計之前，首先要確定模型的自回歸（AR）部分，所以本文比較了被解釋變量DRFt的1-3，解釋變量DRPt的0-2滯后項，一共有9種組合的估計結果。根據AIC和SC準則及t統計量和方程的DW值選擇理想的階數。最終的理想選擇是表2中（2，0）部分的回歸結果。

表2 滯后組合的回歸結果

當自回歸形式確定后，需要進行選擇轉換變量、檢驗線性假設和選擇轉換函數的形式，本文采用Terasvirta（1998）提出的STR模型非線性特征檢驗的分析框架，利用泰勒展開式對轉換模型在γ=0處進行三階泰勒展開，得到如下輔助回歸方程：

式（3）的線性原假設為H0：μ1=μ2=μ3=0。為了考察農民經濟增長與農村金融之間的內在依從關系，選擇DRPt為轉換變量。若F統計量拒絕零假設，則表明農民收入增長與農村金融發展之間存在顯著的非線性轉換關系。若確定變量之間存在非線性關系，則下一步可以通過Terasvirta（1998）提出的系統檢驗法來選擇轉換函數的具體形式，即對（3）式的系數μj，j=1，2，3。按照如下順序依次進行檢驗：

線性假設檢驗和轉換函數形式選擇的檢驗結果如表3所示。從此表可以看出，當以DRPt作為轉換變量時，拒絕模型為線性關系的原假設。此時接受F2的p值最大，說明模型是指數型的ESTR模型。

表3 線性假設檢驗轉換函數的選擇轉換變量

在確定模型存在非線性關系且轉換函數的類型為ESTR后，本文采用趙進文和閔捷（2005）提出的二維格點搜索法來估計參數值，其中c的取值范圍為[-1.18，1.36]，γ的取值范圍為[0.50，15.00]，分別從最小值到最大值等間距取30個值，共構造900對組合，在每一個（γ，c）條件下采用Newtorr-Raphson迭代方法，并應用最大條件似然來估計STR模型中的估計值。并剔除不顯著變量，最終得到符合研究要求的模型優化表達式。

三、實證結果分析

通過對1980年—2010年期間數據分析和指標說明，利用非線性STR模型分析方法，實證結果清楚的顯示：

第二，農民收入增加是農村金融發展的格蘭杰原因，并呈現出顯著的“需求追隨”態勢，反之農村金融發展對農民增收的“供給先導”則收效甚微。這與以往研究結果不同，即農民收入增長與農村金融發展之間存在著雙向的格蘭杰因果關系，是因為以往的研究多是基于線性模型假設的基礎上而做出來的，但在中國的實踐中，農村金融發展與農民收入增長并不是簡單的線性關系，而是與非線性關系存在于各個不同的歷史時期。因而，當用格蘭杰因果檢驗時并不能檢驗出這種非線性關系，只能無奈的給出農村金融發展不是農民收入增加的原因。

第三，農村金融發展并沒有顯著促進農民收入增長。改革開放以來，農村金融盡管在資產總量和發展程度上有著明顯的提高，但在金融效率和存款轉化率低下的情況下，依然很難發揮金融投資的乘數關聯效應，這樣就難以起到激活當地經濟發展的作用，以致延緩農民收入的有效增加。這是因為，在金融功能上，資金配置比資金動員和分散風險更為重要，只有資金配置得越好，資金回報率就越高，生產中的剩余才會越多。由于在過去相當長的一段時期內，農村金融體系主要擔負著資金動員而不是資金配置的功能，因此農村經濟發展資金短缺而導致農村存款轉化率低的金融現實。與此不同的是，基于經濟發展戰略和城鄉二元結構的背景下，農村資金大規模轉移和過度流失到工業領域和城市發展中，使得中國農村金融發展制約了農民增收反而促進城市居民收入水平提高，這樣一來直接拉大了城鄉收入差距。也就是說，農村的金融發展并不是農民增收的助推器，而是農村經濟發展的桎梏。

四、結論與政策建議

隨著農村經濟體制的不斷改革，將農民增收作為中國農村經濟和農村金融發展的衡量指標已成為不爭的事實，所以，在中國，堅持金融發展和農民收入增長的正向作用關系，不僅僅是在理論和邏輯上要得到認可，更是要在中國經濟發展的現實中需要認證和確認的。為了實現這一宏偉目標，政策建議如下：

（一）切實遏制農業資金外流現象，加強金融資本對農業扶持力度

由于我國農村金融體系“先天”和“后天”存在的不足，使得大量農村和農業的資金流入“非農化”的金融市場中，這顯然不利于農村金融的健康發展。這是因為，在市場經濟條件下，“看不見的手”在優化配置的過程中，將農業和農村自身積累的資金在很大程度上通過商業銀行、郵政儲蓄等渠道轉向工業領域和城市；在國家宏觀調控中，“看得見的手”在重工業化發展戰略下，都曾間接甚至直接對農業部門資金的侵蝕，造成農業領域資金不足和農村金融支持缺失，這兩方面的合力共同推動了所謂的“抽水機效應”。正是由于上述原因的存在，使得農村金融機構對于農村經濟發展的支持力度不夠，不能有效滿足農民金融服務的需求，從而進一步拉大了城鄉的收入差距。因而，有效杜絕農業資金外流，鼓勵和引導這些資金回歸農村金融領域中來，是化解我國目前農業資金瓶頸的必由之路。因此，構建財政資金的政策導向作用、綜合運用國家稅收的導向激勵機制、鼓勵商業金融及民間金融等社會資金服務農村和農業成為實現資金回流農村的創新思考。只有將這些資金長期有效地留在農村的金融市場中，才能有效地完善農村金融體系，逐步培育使其發展和壯大，以便更好地發揮“金融的蓄電池”功能，進而推動農村經濟的全面發展，為農民收入增長提供資金保障。

（二）建立和健全農村金融服務體系，促進城鄉收入協調有序發展

自改革開放以來，縱觀金融發展、經濟增長和收入差距三者關系，我們不難發現，在金融市場不完善的境遇下，即便是金融發展和經濟增長也未必會促使收入差距縮小，但在完善的金融市場條件下，金融發展和經濟增長卻是導致收入差距縮小的前提。因此，對于發展中國家尤其是農村面積在疆土面積較高的中國而言，建立和健全農村服務體系的難度可想而知，這是在廣度和深度上對農村金融發展提出了整體要求，然而，不切實有效解決當前城鄉金融服務中農村金融資源分配不均和農村金融體系的普惠性問題，那么說真正縮小城鄉收入差距和促進城鄉協調一致發展只不過是句空話。這就要求我們更好地發揮有效市場和有為政府的雙重作用。在市場方面，要建立多元化、多樣化的農村金融體系。首先，農村自身所蘊含和未來發展所釋放的市場潛力，將會吸引越來越多的“正規金融機構”在規避城市“紅海競爭”的境遇下向農村延伸或傾斜。其次，尤其在人緣和地緣不占優勢的地方，發展多種所有制的民間借貸和社會資本會替補農村金融的空白，對于他們的認可和承認是完善農村金融體系廣度延伸的關鍵。在政府方面，首先，要在防范風險和有效監管的前提下，進一步放寬“非正規金融機構”市場準入條件，鼓勵和引導個人資本和社會組織在法律的框架內開展金融業務。其次，要完善相應的法律制度，加大對于擾亂市場秩序行為的執法力度和處罰力度，讓法律和制度維系市場各方的利益主體。這樣才會進一步形成“全方位、多角度、寬領域”的農村金融體系，在法律和政府的監管下有序運行，促進城鄉收入協調發展。

（三）牢固樹立“三農”意識，規避金融“脫農化”問題

隨著國家對“三農”問題的重視和新農村建設的提出，支農和惠農政策如雨后春筍般涌現，改善農村地區的金融服務已迫在眉睫，以“興農、富農、服務百姓”為核心的理念應根植于各級政府或管理者的實踐中，以規避農業金融資金脫離農村、農業和農民。在堅持有效市場的前提下，政府的有為性是激發金融機構在農村的積極性和創造性的關鍵。首先，金融機構在保障盈利的同時要承擔一定的社會責任，政府要借鑒國際上的有益經驗，對“涉農”資金占金融機構資金的總比例進行規定，這樣既可以很好地保障資金回流又可以更加有效地為三農服務。其次，要有切實的制度保障，在給予農村金融機構優惠政策的同時，要保障對涉農企業和農民提供便捷、安全、低成本服務的落實，根據服務的質量和數量進行年度綜合測評并以此做出獎罰制度。再次，加強農產品、技術的應用，農業生產和收入是農民的立身之本，政府應加大對先進技術、改良品種、農業機械等基礎設施的投入，是保障農民增收的重要舉措。

〔1〕溫濤，冉光和，熊德平.中國金融發展與農民收入增長[J].經濟研究，2005（9）.

〔2〕張立軍.金融發展與收入差距關系研究的新進展[J].數學與研究，2006（6）.

〔3〕楊雯.中國農村金融發展與農民收入增長因果關系研究[J].財會研究，2007（11）.

〔4〕陳偉國，張紅偉.金融發展與經濟增長——基于1952-2007年中國數據的再檢驗[J].當代經濟科學，2008（3）.

〔5〕譚燕芝.農村金融發展與農民收入增長之關系的實證分析：1978-2007[J].上海經濟研究，2009（4）：50-57.

〔6〕姚耀軍.中國農村金融發展水平及其金融結構分析[J].中國軟科學，2004（11）：40-43.

〔7〕季凱文，武鵬.農村金融深化與農村經濟增長的動態關系[J].經濟評論，2008（4）：20-22.

〔8〕Luukkonen，R.，Saikkonen，P.，Terasvirta，T.Testing Linearity against Smooth Transition Auto regression[J].Biometrika，1998（5）：491-499.

〔9〕趙進文，閔捷.中央貨幣政策操作效果非對稱性實證研究[J].經濟研究，2005（12）：90-101.

【責任編輯 成丹】

F832.35

A

1672-9544（2014）08-0061-06

2014-07-04

雷明波，碩士研究生，主要研究方向為經濟學和社會學；劉海軍，馬克思主義學院教授，主要研究方向為馬克思主義經濟學和社會學。