農村金融發展與農戶收入關系的實證研究

摘 要：本文利用1994—2008年的相關數據，借助協整分析、Granger因果檢驗對農村金融規模、農村金融效率與農戶收入增長、收入分配關系進行了實證研究。結果表明：農村金融規模的擴張并沒有導致農戶收入的增長，農村金融規模擴張不是農戶收入增長的格蘭杰原因；農村金融效率的提高是農戶收入增長的格蘭杰原因。農村金融規模擴張和金融效率提高導致農村基尼系數下降，農村金融規模擴張和金融效率提高是縮小農戶收入差距的格蘭杰原因。

關鍵詞：金融規模；金融效率；基尼系數

Abstract：Using the relative data from 1994 to 2008，with the cointegration analysis，Granger causality test，we make an empirical study on the relationship of scale of rural finance，rural financial efficiency household income growth，and income distribution. The results shows that the expansion of rural finance has not led to the growth of household income；the expansion of rural finance is not Granger cause growth in household income，and rural financial efficiency is the Granger cause growth in household income; rural finance expansion and financial efficiency improving lead to decline in the rural Gini coefficient，and rural finance expansion and financial efficiency is Granger cause to reduce the income gap between farmers.

Key Words：financial scale，financial efficiency，Gini coefficient

中圖分類號：F830 文獻標識碼：B 文章編號：1674-2265（2011）06-0066-04

一、引言

金融是現代經濟的核心。隨著我國金融業的不斷發展，金融對經濟各方面的滲透力加強。與此相對應，國內關于金融與經濟關系的研究不斷深入，有關農村金融與農戶收入問題的研究也取得了一定的成果，主要集中于兩個方面：一是農村金融發展與農戶收入增長的關系。溫濤、冉光和、熊德平（2005）在對中國金融發展與農民收入增長進行制度和結構分析的基礎上，運用1952—2003年的實際數據，對中國整體金融發展、農村金融發展與農民收入增長的關系進行了實證研究，指出中國金融發展和中國農村金融發展對農民收入增長具有顯著的負效應，用金融發展與經濟增長的正向作用關系直接替代金融發展與農民收入增長關系，與我國經濟發展的事實并不相符。許崇正、高希武（2005）從理論上論證了農村信貸投資是影響農民增收的重要因素，運用逐步回歸的方法得出信貸投資對于農戶人均收入的影響不顯著，農村金融對于農民增收支持不力的結論。余新平、熊德平（2010）對安徽省農村金融發展與農民收入增長關系進行了實證分析，結果表明安徽省農村金融發展效率與農民收入增長呈正相關關系，農村金融相關率與農民收入增長負相關。劉丹、沈暉等（2010）利用 1990—2007年江蘇省農村金融發展與農戶收入的統計數據，對江蘇省農村金融發展與農民收入的關系進行了實證分析，指出江蘇省農村金融發展在長期對農民收入增長有促進作用，但農村金融發展效率不是農民收入增長的原因。二是農村金融發展與農戶收入分配的關系。張立軍、湛永（2006）通過對1978—2004年全國農村經濟和社會因素指標共同構建VAR計量模型分析，得出1978—2004年農村金融發展擴大了城鄉收入差距的結論。章奇等（2003）的研究發現，改革開放以來，不僅城鄉金融發展不平衡增大了城鄉收入差距，而且金融機構在向農村和農業配置資金方面缺乏效率。湯清、付強（2009）的研究發現，廣東省農村金融規模增加會縮小城鄉收入差距，并且將在短期和長期內較大程度地影響城鄉收入差距，而提高農村金融效率會縮小城鄉收入差距。

上述研究只是就農村金融發展與農戶收入增長，或是農村金融發展與農戶收入分配的關系進行了研究，沒有將二者結合起來進行系統研究；而且由于各個學者研究角度不同，設計的金融發展指標也不同，各個指標的統計口徑也存在差異，使其結論不盡相同。因此，本文借助已有研究成果，利用協整分析、Granger因果檢驗對農村金融規模、農村金融效率與農戶收入增長、收入分配的關系進行系統研究。

二、研究方法、指標選擇與數據來源

本文構建兩個計量模型來研究農村金融深化與農戶收入增長、農戶收入分配的關系。這兩個模型分別為：

農村金融發展由農村金融發展規模（FD）和農村金融發展效率（FE）兩個指標來描述。金融發展規模（FD）采用銀行貸款占GDP的比重來衡量。具體到農村，即為農村貸款與農村GDP的比值。農村貸款由農業貸款和鄉鎮企業貸款構成。農村GDP采用統計年鑒上由支出法核算得到的數據。

金融效率指標 （FE），多數研究采用王志強、孫剛（2003）的做法 ，用農村存款與農村貸款之比來衡量，即用農業存款與農戶儲蓄存款之和除以農業貸款和鄉鎮企業貸款之和，這種計算方法導會致統計口徑不同。本文認為應采用以下方法：

該指標能夠衡量金融中介將儲蓄轉化為貸款的效率，同時也有利于反映農村資金外流的現狀，且保證了統計口徑的一致性。但由于統計數據中并沒有單獨列出鄉鎮企業存款，而是將其包含在企業存款中，故本文采用農業存款與農業貸款之比來描述農村金融效率指標。上述所有指標的數據均來自國家統計局和中國人民銀行網站，數據的時間段是1994—2008年。RG是農村基尼系數，用來描述農村收入分配的均衡程度。

三、農村金融深化與農戶收入關系的實證檢驗

（一）農村金融發展與農戶收入增長關系的實證檢驗

1. 單位根檢驗。利用擴展的迪基—富勒（Augmented Dickey-Fuller，簡稱ADF）檢驗方法來檢驗樣本數據的時間序列特征，ADF平穩性檢驗是基于以下回歸方程：

為純粹白噪音誤差項，滯后階數的選擇使得

不存在序列相關。原假設 ，備選假設 。

接受原假設意味著時間序列含有單位根，即序列是非平穩的。利用Eviews5.0先后對變量FD、FE、 I的水平值和一階差分序列進行ADF檢驗，檢驗結果如表1。

由表1中的數據可知，FD、FE、 I時間序列的ADF統計量大于10%顯著性水平下的臨界值，接受原假設，時間序列含有單位根，是非平穩序列；一階差分序列D（FD）、D（FE）和D（I）的ADF值小于5%顯著性水平下的臨界值，是平穩序列。

2. 變量的協整檢驗。由于變量FD、FE、I都屬于I（1）時間序列，因此變量FD、FE、I之間可能存在協整關系。檢驗變量之間是否存在協整關系的常用方法是恩格爾—格蘭杰（Engel Granger）兩階段法，但這種方法在處理有限樣本時的估計具有偏差，故采用Johansen檢驗法對這組變量進行協整檢驗。JJ檢驗法是基于動態分布滯后模型（VAR）來估計模型的長期均衡關系，以得出一個有效無偏估計。

檢驗方法是首先計算回歸方程的跡，然后逐一與不存在協整關系和存在一個協整關系等假設前提下的跡值進行比較，當回歸方程的跡值大于假設條件下的Johanson臨界分布值時，拒絕其前提假設，反之，接受其假設，檢驗結果如表2。

由表2的檢驗結果可以看出，以檢驗水平5%判斷，變量FD、FE、 I之間存在一個協整關系。其標準化協整系數的表達式為：

這表明，農村金融規模 （FD）每增加 1，農戶收入增長率 （I）將減少0.343597；農村金融效率 （FE）每增加 1，農戶收入增長率 （I）將增加1.740271。

3. 變量的Granger因果檢驗。Granger因果檢驗從預測的角度賦予因果關系新的含義，在考察序列x是否是序列y產生的原因時采用這樣的方法：先估計當前的y值被其自身滯后期取值所能解釋的程度，然后驗證通過引入序列x的滯后期取值是否可以提高y的被解釋程度。如果是，則稱序列x是y的格蘭杰原因，此時x的滯后期系數具有統計的顯著性。從以上的定義可以看出，格蘭杰因果關系檢驗需要估計以下兩個回歸方程：

了檢驗此假設，我們可以采用F檢驗。如果拒絕前者而不拒絕后者，則存在由x到y的單向因果關系，反之相反；如果兩個假設都不拒絕，則x和y是兩個獨立的序列；如果兩個假設都拒絕，則x和y之間存在雙向因果關系。變量FD、FE、 I之間的Granger因果檢驗結果見表3。由檢驗結果可知，在滯后1階的情況下，以5%的顯著性水平判斷，FD不是I變動的格蘭杰原因；FE是I變動的格蘭杰原因。

（二）農村金融深化與農戶收入分配關系的實證研究

1. 單位根檢驗。利用 Eviews5.0軟件分別對變量RG的水平值和一階差分值進行ADF單位根檢驗。由表1可知變量RG水平值的ADF統計量大于10%顯著性水平下的臨界值，是非平穩序列；一階差分序列D（RG）的ADF值小于5%顯著性水平下的臨界值，是平穩序列。

2. 變量的協整檢驗。變量FD、FE、 RG的協整關系檢驗結果如表4。從表4的檢驗結果可以看出，以檢驗水平5%判斷，變量FD、FE、 RG之間存在一個協整關系。其標準化協整系數的表達式為：

這表明，農村金融規模 （FD）每增加 1，農村基尼系數（RG）將減少0.016439；農村金融效率 （FE）每增加 1，農村基尼系數（RG）將減少0.278863。

3. 變量的Granger因果檢驗。變量FD、FE、 RG的Granger檢驗結果如表5。由檢驗結果可知，在滯后1階的情況下，以5%的顯著性水平判斷，FD和FE都是RG變動的格蘭杰原因。

四、實證檢驗結果分析及建議

（一）農村金融深化與農戶收入增長關系分析

從前面的實證檢驗結果來看，農村金融規模的擴張并沒有導致農戶收入增長率的提高，農村金融規模擴張不是農戶收入增長的格蘭杰原因。農村金融效率的提高導致農戶收入增長，前者是后者變動的格蘭杰原因。

為了有效地動員農業、農民和農村的經濟資源和經濟剩余，內生于經濟發展戰略的國家金融必然要延伸到農村（張杰，1998），強制性地使農村金融服從于經濟發展戰略，成為國家控制下向工業和城市輸送農村經濟資源與剩余的管道。相對于農村經濟，我國農村正規金融一開始就是外生的，而由農村經濟內生出來的農村非正規金融不是被政府不斷正規化，就是不斷地被打壓。隨著農村金融發展規模的擴大，農村大量資金流向了城市工商企業，擠占了 “三農”的信貸資源。因此，這種金融體制和結構不能有效地促進農村經濟發展和農戶收入增長。

（二）農村金融深化與農戶收入分配關系分析

實證檢驗結果表明，農村金融規模擴張和金融效率提高導致農村基尼系數下降，農村金融規模擴張和金融效率提高是縮小農戶收入差距的格蘭杰原因。金融發展和收入差距服從 “庫茲涅茨效應”的 倒“U” 型關系的結論在我國農村得到證實。

（三）簡要建議

在我國廣大農村地區仍然存在金融抑制問題，正規金融供給不足，服務功能弱化，非正規金融發展不規范，金融產品創新緩慢，金融結構單一，儲蓄投資轉化渠道不順暢，資源配置結構錯位，束縛了農村經濟的發展。因此，從農村經濟發展和農民收入增長角度來看，可改進農村金融機構的結構和功能，通過優化農村金融制度安排，重塑農村金融市場主體；強化農村正規金融機構的支農功能，支持和引導發育比較完善、運作比較規范的農村非正規金融組織，使其成為農村金融市場的重要參與者；遏制農村金融資源的流失，完善農村金融服務于農村經濟的功能，提高農村金融效率，從而實現農村金融與農村經濟的協調發展，提高農村金融對農民收入增長的貢獻。

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（責任編輯 耿 欣）