中國農村金融發展與農民收入的關系

摘 要：利用中國1990—2011年的時間序列數據，對農村金融發展與農民收入的關系進行了實證研究。結果表明，我國農村金融發展與農民收入之間存在著穩定的協整關系，農村金融信貸促進了農民收入的增長，而農村儲蓄對于農民收入的增加具有負效應。應采取增加農業貸款的支農力度、強化財政支農的力度，以及避免農村資金“倒流”等措施，促進農民收入的增加。

關鍵詞：農村金融發展；農民收入；經濟增長

中圖分類號：F832；F323.8 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2012）35-0027-03

一、文獻綜述

關于農村金融發展與農民收入的關系，國內有許多學者進行了研究。例如，溫濤等（2005）認為，中國金融發展對農民收入增長具有顯著的負效應；王虎等（2006）認為，中國金融發展對于農民收入有促進作用，但卻加劇了城鄉收入差距的擴大。此外，關于農村金融與農民收入的實證研究中，譚燕芝（2009）認為，農民增收促進了農村金融發展，但農村金融發展卻不利于農民增收；楊小玲（2009）基于農民收入來源結構的基礎上的研究表明，農村金融發展與農民家庭經營純收入之間不存在 Granger 因果關系，而農村金融發展結構會提高農民的工資性收入水平，農村金融發展效率是農民工資性收入的 Granger 原因。

綜上所述，大部分文獻均只研究了中國整體金融發展與城鄉收入差距的關系，即便是關于農村金融與農民收入關系的研究，各個作者之間對于這一問題的看法也不統一。對于二者之間的因果關系更是眾說紛紜。但是根據現有中國的經濟狀況，筆者認為，農村金融的發展對于農民的收入有著正向的關系，且二者之間互為因果關系。

二、農村金融發展與經濟增長關系的實證檢驗

（一）指標選取、數據來源及研究方法

1.指標選取與數據來源

選取反映我國農民收入狀況、農村金融發展狀況、投資水平和財政政策三組指標。為得到農村金融發展與農民收入之間存在的準確關系，將衡量投資水平與財政政策的指標作為控制變量，以剔除二者對于農民收入的影響。具體指標分析如下。

（1）農村居民年人均純收入（lNCOME）。該指標反映我國農民收入狀況。“農村居民純收入”指標與“農村居民總收入”指標相比，扣除了農村居民從事生產和非生產經營費用支出以及繳納的稅費，是可以直接用于生產性投資、非生產性投資、生活消費和儲蓄的收入。因此，“農村居民年人均純收入”可作為衡量農民收入水平的變量。

（2）農村居民儲蓄比率（FS）與農村金融信貸比率（RF）。該指標反映我國農村金融發展狀況。這里參考溫濤等（2005）所選擇的指標，選擇“農村居民儲蓄比率”與“農村金融信貸比率”兩個指標來衡量農村金融發展水平。其中，農村居民儲蓄比率是金融機構農業存款總量與農村總產值之間的比值，以FS表示；農村金融信貸比率是金融機構農業貸款總量與農村總產值之間的比值，以RF表示。

（3）投資水平（FI）與財政政策支農（PF）。該組指標反映我國其他影響農民收入的因素，將其作為控制變量，加入計量模型。其中，描述投資水平的變量是利用我國全社會固定資產投資與國內生產總值（GDP）的比率，以FI表示；衡量財政政策支農的變量是利用支農財政支出占財政支出總額的比率，以PF表示。

以我國1990—2011年的數據為樣本進行分析。為了消除物價上漲的影響，以1978年為基期，利用CPI指數對“農村居民年收入”（INCOME）指標進行了調整，同時為消除數據的劇烈波動和異方差，對其進行了對數化處理，處理后的指標以LNRI表示。而反映農村金融發展狀況的指標和控制變量均為相對值指標，物價因素已相互抵消，無須進行調整。

2.研究方法

采用實證分析方法進行研究。具體步驟如下：第一，為了避免出現偽回歸現象，利用單位根檢驗說明變量的平穩性及單整階數；第二，如果變量的單整階數相同，則進行協整檢驗，分析變量之間是否存在長期穩定關系，即協整關系；第三，利用格蘭杰因果檢驗，討論變量之間是否存在因果關系。

（二）實證分析過程及結果

1.單位根檢驗

對變量及變量的一階滯后差分項進行ADF檢驗時，檢驗形式根據變量趨勢圖確定是否包含常數項和趨勢項。而檢驗的滯后期則由Eviews6計量軟件根據AIC和SC準則自動確定。檢驗結果見表1。其中，DLNRI、DFS、DRF、DFI和DPF分別表示相關變量的一階滯后差分項。

由表1的結果可以看出，原始變量在10%的顯著性水平下仍是不平穩的，而一階差分后的變量在5%的顯著性水平下均顯示平穩。所以，原始變量都是一階單整的，符合進行協整檢驗的前提條件，即可以進行農民收人與農村金融發展之間協整關系的檢驗。

2.協整檢驗

協整理論在研究非平穩時間序列中具有十分重要的作用。協整檢驗主要可以分為兩種：Engle-Granger兩步檢驗法和Johansen協整檢驗。Johansen協整檢驗以VAR模型為基礎，具有非常好的小樣本特性，是一種進行多變量協整檢驗的較普遍的方法。因此，這里采用Johansen協整檢驗驗證變量之間的協整關系。

由于協整檢驗對于滯后階數的選擇非常敏感，因此，在進行Johansen協整檢驗前首先要確定模型的最優滯后階數。無約束VAR模型的殘差序列相關性分析表明，VAR模型殘差序列不存在序列相關的最小長度為2個滯后期，因此可以確定最優滯后階數為2。表2為Johansen協整跡統計量和最大特征值統計量的檢驗結果。由此表可以看出，LNRI、FS、RF、FI和PF之間存在一個協整關系。

標準化后的協整方程如下所示：

LNRI=-11.49135FS+0.408055RF+6.957627FI-29.98015PF

通過協整檢驗，可以確定我國農民收入與農村金融發展水平之間存在穩定的相關關系。進一步考察方程我們可以看到，1990—2011年間我國農民儲蓄比例與農民收入呈反向關系，農民儲蓄比例每提高一個百分點，農民收入則降低11.50個百分點，而農村金融信貸比例則與農民收入呈正向關系，農村金融信貸比例每提高一個百分點，農民收入提高0.41個百分點。我國農村金融的發展與農民收入之間雖然存在著相關關系，但是衡量農村金融發展水平的兩個指標對農民收入的影響是完全不同的，農村金融信貸比率的提高總體上會促進農民收入的增長，而農村居民儲蓄比率的提高則會阻礙農民收入的增長。造成這一結果的原因可能是農村金融機構出于提高收益的考慮，往往將農村資金轉移到城鎮地區，這就造成了農村儲蓄越多，農村資金的流失也越多的狀況。

同時我們可以看到，投資水平每提高1個百分點會使農民收入增加6.96個百分點。投資水平與農民收入之間的正向作用與金融發展理論的一般結論是相同的。

財政政策變量與農民收入之間成反向關系，即財政支出中的支農部分不僅未能促進農民收入的增加，反而會對農民收入的增加起到阻礙作用，這一結果與預期并不符合，出現這一情況的原因是由于農民的財政負擔過重。由于我國財政對農業支出的比重較少，同時農民的稅賦過重，這就導致了農民實際獲得的財政性收入很少，農民收入也因為缺少財政政策的支持而增加緩慢。近幾年，我國取消了農業稅，增加了財政轉移支付的力度，為農民收入的增加提供了強有力的財政支持。

3.格蘭杰（Granger）因果性檢驗

協整檢驗的結果表明，我國農村金融發展水平與農民收入之間存在著長期的均衡關系。但是變量之間相互促進的因果關系卻并不明確，需要對其因果關系進行格蘭杰因果檢驗。采用VAR模型下的格蘭杰因果檢驗，結果如表3所示。

由表3可看出，在10%的置信水平下，農村金融信貸比率是農民收入的格蘭杰原因，農民收入也是農村金融信貸比率的格蘭杰原因，二者之間有雙向的因果關系；而農村儲蓄比率不是農民收入的格蘭杰原因，農民收入是農村儲蓄率的格蘭杰原因。

這一結果表明：一方面，我國農民收入的增長直接推動了農村金融機構信貸規模的增加，而信貸比率的提高也促進了農民收入的更快增長，農民收入與農村金融信貸之間的雙向促進作用為農民收入的增加提供了重要的途徑，即鼓勵金融機構向農村地區擴大信貸規模，增強對農民的金融支持，通過這一方式，可以有效地增加農民的收入水平。另一方面，我國農民收入與農村儲蓄比率之間并不存在明顯的因果關系，說明雖然二者在樣本區間之內存在著穩定的相關關系，但是這種關系并不是明顯的因果關系，通過農村儲蓄比率的提高，并不能對農民收入產生直接的影響。

三、結論與政策啟示

實證結果表明：1990—2011年間我國的農村金融發展與農民收入之間存在著顯著的相互作用關系，但無法得出我國農村金融的發展一定可以促進或一定會阻礙農民收入增長的結論。農村金融從不同的方面對農民收入產生著影響，農業貸款的增加可以促進農民收入的增長；農村居民儲蓄的增加卻在一個較長的時期內對農民收入的增長起到負面效應；而財政支出的支農部分并沒有起到促進農民收入增長的作用。

如何可以有效地促進農民收入較快地增長，無疑是當前全面建設小康社會和構建社會主義和諧社會的重要課題。我國作為一個農業大國，農民增收是重中之重。根據實證分析結果，可以得到如下政策啟示。

第一，增加農業貸款的支農力度。金融機構的農業信貸可以有效地促進農民收入的增長，因此，在對現有的農村金融機構，如農村信用合作社、郵政儲蓄機構等改革的基礎上，擴大面向農業、農村的貸款規模應是促進農民增收的可行措施。農業貸款等金融信貸的支持，能夠有效地滿足農民發展現代農業、提高農業科技含量的需求，同時也為廣大農村地區改善農業生產和生活條件提供了必要的資金保障。農村金融機構應積極探索金融工具創新，根據各地農村經濟發展的不同特點，設計不同的農業貸款方式，在必要的風險控制前提下，從貸款期限、貸款額度、貸款方向等角度滿足農民的信貸需要，促進農村經濟結構的調整和農民收入水平的提高。

第二，避免農村資金的“倒流”。農村居民儲蓄增長無法促進農民收入增加的重要原因是農村資金被金融機構轉移到城鎮地區。這一結果使得農村居民儲蓄在很長時間內會阻礙農民增加收入，成為我國農村金融和農民增收無法協調發展的重要因素。農村資金的不合理轉移進一步加劇了農村金融供給的緊張，削弱了農村金融對三農的支持力度，不利于城鄉經濟的統籌發展。金融監管部門應該制定相應政策，引導、鼓勵、支持各農村金融機構立足于廣大農村地區，將農村居民儲蓄用于支持農村經濟發展和農民收入增加。

第三，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，具有重大的歷史意義。在取消農業稅的基礎上，地方政府應當繼續堅持“多予少取放活”的原則，切實維護農民利益。同時，政府應在財政支出方面進一步加大轉移支付力度。財政轉移支付功能可以有效地促進農民收入的增加，帶動農業產業結構的升級調整，彌補農村資金的不足。在此過程中，應當加強財政支農資金在分配、管理和使用方面的規范與監督，努力提高支農資金利用效率，使支農資金能夠真正用于解決三農問題。