農村金融發(fā)展與農民收入增長：理論假說與實證檢驗——經濟與管理

 一、問題的提出
農民收入增長問題是當前整個農村經濟和社會發(fā)展所面臨的重大問題，它不僅是解決“三農”問題的關鍵，而且對于我國整個國民經濟的健康發(fā)展和社會主義和諧社會的構建具有特殊意義（余新平、熊德平，2010）[1]。2011年我國農村居民的家庭人均純收入達到了6 977.30元，相比于改革開放初期1981年的223.40元，按照不變價格計算，農民實際收入增長了6.37倍，平均每年增長6.16%，收入水平有了較大幅度的提升。但是分階段來看，農民收入的增長速度不僅波動性較大，而且出現了整體下降趨勢。1981—1985年全國農村居民人均純收入年增長11.68%，1986—1995年為3.43%，1996—2005年為4.98%，2006—2011年為9.62%。值得注意的是，在農民收入增速出現波動并且增速趨緩的同時，農村的金融事業(yè)卻發(fā)展迅猛。農村貸款余額從1981年的286.10億元增加到2011年的121 468.90億元，農村存款余額從1981年的169.60億元增加到2011年的70 672.85億元。剔除價格因素的影響，2011年的農村貸款余額和農村存款余額分別較1981年增長了86.81倍和85.20倍，遠遠高于農民人均純收入這一期間的增長幅度。以上對比可以得出，我國農村金融發(fā)展與農民收入的增長在直觀表現上并不協調，二者之間的事實關系有待進一步的檢驗和分析。
影響農民收入增長的因素有諸多方面，其中農村金融發(fā)展在近些年被尤為關注，并且在解決農民增收的政策建議中屢見不鮮（溫濤、冉光和，2005）[2]。從我國農村地區(qū)金融事業(yè)的發(fā)展實際情況來看，農村地區(qū)已經初步形成了較為完善的金融服務體系框架，實現了合作性金融、政策性金融、商業(yè)性金融與其他金融組織機構分工協作的有利局面。農村金融發(fā)展與農民收入增長不相協調的景象又為什么會出現呢？農村金融的發(fā)展又對農民收入的增長起到了什么作用？在已有的研究中，國外方面，由于絕大多數的研究成果集中在分析金融發(fā)展對經濟增長的影響，不能直接反映金融發(fā)展對農民收入的關系，一定程度上金融發(fā)展與農民收入的關系被金融發(fā)展與經濟增長的正向關系所替代，例如Joseph（1985）[3]、Robert & Ross（1993）[4]、Becker（2000）等；也有部分外國學者通過研究金融發(fā)展與收入分配的關系，同樣間接反映了金融發(fā)展與農民收入增長的關系（Greenwood & Jovanovic，1990[5]；Clarke，2003[6]）。國內研究方面，溫濤和冉光和（2005）[2]的研究結果表明，在1952—2003年期間，無論是金融機構貸款比率還是經濟證券化比率的提高，都對我國農民收入的增長起到了抑制作用，直接導致了城鄉(xiāng)收入差距的拉大與“二元結構”的強化。譚燕芝（2009）利用農村現存金融資產與農村GDP之比來衡量我國農村金融的發(fā)展，其研究結果同樣表明，農村金融發(fā)展對農民收入的增長起到了抑制作用，農村金融并沒有真正做到服務于農村發(fā)展[7]。劉旦（2007）以農村“存貸比”衡量的農村金融發(fā)展效率也不利于農民收入的增長[8]。而余新平、熊德平（2010）利用1978—2008年的相關數據進行的實證分析表明，農村存款、農業(yè)保險賠付與農民收入增長呈現正向關系，而農村貸款、農業(yè)保險收入與農民收入增長呈負向關系，不能否定我國農村金融發(fā)展對農民收入增長重要性的理論價值[1]。
以上研究成果的梳理表明，有關我國農村金融發(fā)展對農民收入增長究竟起到了什么作用，已有的文獻還沒有形成一致的結論。分析原因，主要是因為在不同的研究中，用什么指標來衡量農村金融發(fā)展存在較大分歧，但是由于所用指標單一，不能較系統、全面地衡量出我國農村金融的發(fā)展水平，最終使得其研究成果各有側重。本文綜合已有的研究成果，首先將農村金融發(fā)展視為一種“生產要素”，依托傳統生產函數，試圖構建出能夠反映農村金融發(fā)展與農民收入二者關系的新型生產函數，為實證檢驗建立微觀基礎；其次，欲從農村金融發(fā)展規(guī)模、農村金融發(fā)展結構和農村金融發(fā)展效率三個方面來綜合衡量我國當前農村金融的發(fā)展水平，探索農村金融發(fā)展的不同層面可能對農民收入增長產生的影響，以期能夠較為準確、科學地為制定相關政策提供實證依據。
二、模型設定與數據說明
（一）模型的構建
為了反映農村金融發(fā)展水平與農民收入增長的關系，建立科學的計量模型，使用有效的計量方法，借鑒Greenwood & Jovanivic（1990）[5]、Murinde（1994）、溫濤、冉光和（2005）[2]等的理論分析框架，在傳統生產函數的基礎之上（資本和勞動為生產函數中的主要生產要素），本文將農村金融發(fā)展水平視為另外一種重要的生產要素“投入”到生產函數分析當中，這樣有關農村金融發(fā)展與農村經濟產出二者之間的關系可以表示如下：
Y=g（K，L，F）（1）
其中Y代表了農村經濟生產的總收益，K代表資本投入，L代表勞動力投入，F代表農村的金融發(fā)展水平。按照溫濤、冉光和（2005）[2]和Parenteral & Prescott的做法，進一步假定農村勞動力處于最大的生產能力，即L=，這樣農村經濟生產就面臨恒定的規(guī)模收益，而總產出（總收益）就只取決于農村的資本投入和農村金融發(fā)展水平。（1）式可以變形為：
結合當前我國農村金融市場的實際情況，借鑒已有的研究成果（姚耀軍，2004；張建波、楊國頌，2010；賈立、王紅明，2010[9]，等），本文綜合采用農村金融發(fā)展規(guī)模指標（JRGM）、農村金融發(fā)展結構指標（JRJG）和農村金融發(fā)展效率指標（JRXL）三個指標來衡量我國農村金融發(fā)展水平。其中：
這里用來表示（8）式右邊中各個解釋變量的變化值前的邊際系數（邊際產出或邊際收益）。因為本文的目的在于分析農村金融發(fā)展最終對農民收入增長的影響，因此進一步用農村居民人均純收入的對數值（LNCSR）的增量來替代人均產出（人均收益）的增長dy，TZSP代表農村資本投入水平，即可得本文的基本計量模型：
dLNCSR=？茁0+？茁1dTZSP+？茁2dJRGM+？茁3dJRJG+？茁4dJRXL+？滋t（9）
（9）式中，？茁0代表常數項，？滋t為隨機誤差項?？梢钥闯觯r村居民收入水平的增長還會受到前期的農村資本投入水平和各項金融發(fā)展水平指標的影響。同時，由（9）式容易證明出TZSP、JRGM、JRJG、JRXL四個解釋變量與被解釋變量LNCSR無論是在其當期值還是在滯后值之間，均存在穩(wěn)定的關系。在估計方法的選擇上，由于TZSP、JRGM、JRJG、JRXL四個解釋變量的滯后項可能對LNCSR產生影響，因此，在實證方法上本文最終選擇向量自回歸（VAR）估計方法來分析農村金融發(fā)展水平與農民收入增長的關系。
設Yt為5×1階的時間序列向量，Yt=（LNCSRt，TZSPt，JRGMt，JRJGt，JRXLt）′，則含有5個變量滯后i階的VAR模型為：
Yt=c+∏jYt-i+？著t（10）
其中c=（c1，c2，c3，c4，c5）′為常數向量；？著t～ⅡD（0，？贅）為5×1階的隨機誤差列向量；∏j為5×5階的參數矩陣，j=1，2，3，4，5。
（二）數據來源及其說明
為了實證檢驗農村金融發(fā)展與農民收入增長的關系，結合以上部分建立的估計方程，實證分析中需要的數據資料包括了金融發(fā)展水平、農村投資水平和農民收入水平三個方面。其中，作為被解釋變量的農民收入水平（LNCSR），采用我國1981—2011年的農民人均純收入的對數值數據進行分析。在對農民人均純收入取對數之前，首先利用農村居民的消費價格指數（1978年為基期）剔除價格因素可能對估計結果的影響。由于已有統計年鑒中沒有相關農村資本投入的統計數據，對此本文采用1981—2011年農村固定資產投資與農村GDP比率（TZSP）增量替代農村資本的增長來進行分析，其中農村GDP為“農林牧漁業(yè)”增加值和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值之和。在測算農村金融發(fā)展規(guī)模、結構和效率三個指標時，計算公式中涉及到的農村存款余額是農業(yè)存款與農村儲蓄存款的加總，而農村貸款余額是鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款與農業(yè)貸款的加總，年限均為1981—2011年。另外，各指標所用到數據資料均來源于1982—2012年的《中國統計年鑒》、《中國金融年鑒》以及中經網數據庫。具體TZSP、JRGM、JRJG和JRXL的趨勢見圖1所示。