農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)——實(shí)證結(jié)果及其經(jīng)濟(jì)含義

 由于本文選擇了向量自回歸模型（VAR）來分析各變量之間的具體關(guān)系，因此按照向量自回歸模型（VAR）估計(jì)方法的基本步驟，首先利用Dickey和Fuller提出的ADF單位根檢驗(yàn)方法來對(duì)解釋變量和被解釋變量的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。當(dāng)各變量數(shù)據(jù)呈現(xiàn)平穩(wěn)或具有一樣的單整階數(shù)時(shí)，進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，避免偽回歸現(xiàn)象。在此基礎(chǔ)之上，再進(jìn)行相關(guān)的誤差修正模型、Granger因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)等實(shí)證分析，保證估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性。
（一）單位根檢驗(yàn)
采用Dickey和Fuller的ADF單位根檢驗(yàn)方法，借助于EViews7.0統(tǒng)計(jì)分析軟件，得出了各個(gè)變量的具體單位根檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，本文實(shí)證分析所用到的變量LNCSR、TZSP、JRGM、JRJG和JRXL，其數(shù)據(jù)均在10%的顯著性水平上顯示為非平穩(wěn)數(shù)列，然而進(jìn)一步的一階差分序列檢驗(yàn)結(jié)果卻表明，？駐LNCSR、？駐TZSP、？駐JRGM、？駐JRJG和？駐JRXL這五個(gè)變量在5%的顯著性水平下均平穩(wěn)，也就是說LNCSR、TZSP、JRGM、JRJG和JRXL滿足了一階平穩(wěn)，可以記為I（1），它們之間可能存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。因此，有必要同時(shí)也滿足條件來進(jìn)行下一步的協(xié)整檢驗(yàn)。
（二）協(xié)整檢驗(yàn)
單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，LNCSR、TZSP、JRGM、JRJG和JRXL滿足一階平穩(wěn)，即為I（1）數(shù)列，因此它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系，進(jìn)一步利用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)來進(jìn)行判定，同時(shí)還可以利用判定結(jié)果來構(gòu)建協(xié)整方程，以此來觀察LNCSR與TZSP、JRGM、JRJG和JRXL的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。需要注意的是，在對(duì)LNCSR、TZSP、JRGM、JRJG和JRXL進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，按照J(rèn)ohansen協(xié)整檢驗(yàn)方法的具體要求，首先必須對(duì)他們進(jìn)行VAR模型結(jié)構(gòu)的判定。本文綜合運(yùn)用似然比（LR）檢驗(yàn)以及施瓦茨（SC）、赤池信息（AIC）的定階準(zhǔn)則，最終確定出LNCSR與TZSP、JRGM、JRJG和JRXL構(gòu)建的無約束VAR模型的最優(yōu)滯后期為1。建立VAR（1）模型重新估計(jì)并進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)所有特征根的倒數(shù)均落在了單位圓之內(nèi)（見圖2），說明所建立的VAR（1）模型系統(tǒng)是穩(wěn)定的，這為后續(xù)的協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型估計(jì)的準(zhǔn)確性提供了保障。同時(shí)，因?yàn)檗r(nóng)民收入增長(zhǎng)與農(nóng)村金融發(fā)展各個(gè)指標(biāo)構(gòu)建的VAR模型的最優(yōu)滯后期為1，Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的滯后期確定為0。具體協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。
表1的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，在1981—2011年期間，我國農(nóng)村居民收入水平（LNCSR）與農(nóng)村資本投入水平（TZSP）、農(nóng)村金融發(fā)展水平（包括JRGM、JRJG和JRXL）各變量之間存在一個(gè)顯著的協(xié)整關(guān)系，并且均衡的協(xié)整向量為：
協(xié)整方程（11）反映了上述各個(gè)變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。具體來看：農(nóng)民收入與農(nóng)村的固定資產(chǎn)投資水平之間呈現(xiàn)正向關(guān)系，農(nóng)民收入水平伴隨著農(nóng)村固定資產(chǎn)投資水平的提高而提高，反映了在1981—2011年期間，我國農(nóng)村地區(qū)的社會(huì)固定資產(chǎn)投資對(duì)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)起到了提升效率、穩(wěn)定生產(chǎn)的積極作用。農(nóng)村金融發(fā)展水平對(duì)農(nóng)民收入水平的長(zhǎng)期影響并不是單一的促進(jìn)或抑制，這里需要通過區(qū)分不同的衡量指標(biāo)來進(jìn)行分析。具體來說，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)兩個(gè)指標(biāo)與農(nóng)民收入水平之間呈現(xiàn)正向關(guān)系。農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模的正向作用說明了在我國農(nóng)村地區(qū)，金融資源越多，農(nóng)民收入水平的增長(zhǎng)越有利；而農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)的正向作用反映了鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)具有轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動(dòng)力、增加農(nóng)民非農(nóng)收入的積極作用，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款余額比重的增加不僅利于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的促進(jìn)也很明顯。以“貸存比”來衡量的農(nóng)村金融發(fā)展效率指標(biāo)非但沒有起到促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的應(yīng)有作用，反而是較為顯著地抑制了農(nóng)民收入的增長(zhǎng)。這可能是因?yàn)樵谖覈霓r(nóng)村地區(qū)，與農(nóng)業(yè)、農(nóng)村和農(nóng)民相關(guān)的各項(xiàng)資金一直處于外流的現(xiàn)狀，農(nóng)村的很多貸款被低效率地挪用或使用，資金短缺一直是農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)“短板”，最終影響到農(nóng)民收入水平的提高。
在分析了LNCSR與TZSP、JRGM、JRJG、JRXL之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步利用向量誤差修正模型（VECM）來分析各個(gè)變量之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，具體估計(jì)結(jié)果如表2所示：農(nóng)民收入水平的誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為0.032 4（大于0），并且t檢驗(yàn)的顯著性水平較高，說明如果農(nóng)民的收入水平LNCSR偏離長(zhǎng)期的均衡狀態(tài)，模型中的誤差修正項(xiàng)（EMC）會(huì)對(duì)其進(jìn)行較為顯著的正向調(diào)整。在反映農(nóng)村金融發(fā)展水平的JRGM、JRJG和JRXL三個(gè)指標(biāo)中，除了JRXL在10%的顯著性水平下對(duì)農(nóng)民收入的增長(zhǎng)具有抑制作用，JRGM與JRJG在誤差修正模型中的系數(shù)均不顯著，說明農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)的變化對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的作用在短期并不明顯。就整體而言，短期內(nèi)，農(nóng)民收入水平與農(nóng)村金融發(fā)展之間沒有出現(xiàn)預(yù)期的正向關(guān)系，反而在某些方面存在著消極影響。改革開放以來我國的農(nóng)村正規(guī)金融都不自覺地遵循著“偏農(nóng)離農(nóng)”的路徑，大多數(shù)留在農(nóng)村地區(qū)的基層金融機(jī)構(gòu)都只是一個(gè)簡(jiǎn)單的“吸儲(chǔ)”目的，而在貸款等其他金融服務(wù)方面功能發(fā)揮十分有限；而對(duì)于農(nóng)村的非正規(guī)金融，不是被政府不斷正規(guī)化，就是不斷地被打壓。農(nóng)村正規(guī)金融單一、短視的服務(wù)模式與非正規(guī)金融的發(fā)展受挫，最終使得農(nóng)村地區(qū)的生產(chǎn)以及投資長(zhǎng)期處于自我發(fā)展的境地，農(nóng)村資金短缺常態(tài)化，農(nóng)村金融發(fā)展難以發(fā)揮對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。
（三）格蘭杰因果檢驗(yàn)
以上的協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型分別分析了LNCSR與TZSP、JRGM、JRJG和JRXL之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期波動(dòng)情況，按照向量自回歸模型（VAR）的分析步驟，進(jìn)一步利用Granger（1969）提出的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法進(jìn)一步分析LNCSR與TZSP、JRGM、JRJG和JRXL是否構(gòu)成因果關(guān)系。表3為具體的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果。
由表3的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，有關(guān)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入水平的因果關(guān)系，同樣不能“一刀切”地給出結(jié)論，而是要區(qū)分不同的農(nóng)村金融發(fā)展衡量指標(biāo)。具體來說：農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模（JRGM）和農(nóng)村金融發(fā)展效率（JRXL）均成為了農(nóng)民收入水平的Granger原因，分別通過了5%和1%的顯著性水平，但是農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)（JRJG）與農(nóng)民收入水平之間沒有這樣的關(guān)系；值得注意的是，農(nóng)民收入水平?jīng)]有成為任何一個(gè)農(nóng)村金融發(fā)展指標(biāo)的Granger原因，各指標(biāo)的檢驗(yàn)結(jié)果均沒有通過10%的顯著性水平。Granger因果檢驗(yàn)的結(jié)論一定程度上反映了我國農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)于農(nóng)民收入增長(zhǎng)的正向作用尚不明顯，有些層面甚至還起到了抑制作用；同時(shí)，在我國的農(nóng)村金融市場(chǎng)，不能印證部分國外學(xué)者（Greenwood & Jovanovic，1990[5]）所提出的“收入水平的提高推動(dòng)金融組織和金融交易發(fā)展”的觀點(diǎn)。
（四）脈沖響應(yīng)函數(shù)
Granger因果檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在衡量農(nóng)村金融發(fā)展水平的三個(gè)指標(biāo)中，只有農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)民金融發(fā)展效率成為農(nóng)民收入增長(zhǎng)的Granger原因?；谶@一檢驗(yàn)結(jié)果，本文利用Sims提出的向量自回歸（VAR）技術(shù)對(duì)LNCSR與JRGM、LNCSR與JRXL之間進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，以此來更加深入地分析它們之間的具體關(guān)系。由于在向量自回歸模型（VAR）估計(jì)中，各變量的先后順序會(huì)對(duì)最終脈沖響應(yīng)分析結(jié)果產(chǎn)生影響，因此借鑒已有研究成果的做法（溫濤、冉光和，2005；余新平、熊德平，2010，等），這里對(duì)LNCSR與JRGM、LNCSR與JRXL之間分別利用VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)行估計(jì)，以此來避免變量順序變化對(duì)脈沖結(jié)果可能產(chǎn)生的影響。具體脈沖響應(yīng)結(jié)果如圖3和圖4所示。
圖3和圖4分別顯示的是農(nóng)民收入水平與農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、農(nóng)民收入水平與農(nóng)村金融發(fā)展效率對(duì)相關(guān)單一沖擊的標(biāo)準(zhǔn)差的動(dòng)態(tài)反應(yīng)。從圖3可以看出：農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模的正向沖擊對(duì)農(nóng)民收入水平的短期效應(yīng)并不明顯，但在滯后2期以后其正向效應(yīng)開始逐漸增強(qiáng)；農(nóng)民收入水平對(duì)來自農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模的正向沖擊在較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)呈現(xiàn)負(fù)向效應(yīng)，在滯后4期時(shí)這種負(fù)面效應(yīng)達(dá)到頂點(diǎn)，然后逐漸減弱，并于滯后8期時(shí)開始轉(zhuǎn)為正向效應(yīng)，也就是說農(nóng)民收入水平對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模最終會(huì)起到一定的正向促進(jìn)作用，但是這一促進(jìn)作用具有一定的滯后性。從圖4可以看出：與農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模不同，農(nóng)民收入水平對(duì)來自農(nóng)村金融發(fā)展效率的正向沖擊呈現(xiàn)持續(xù)性的負(fù)向效應(yīng)，并在滯后5期以后這一負(fù)面效應(yīng)趨于平穩(wěn)，這與協(xié)整方程（11）式的估計(jì)結(jié)果是一致的；農(nóng)村金融發(fā)展效率對(duì)農(nóng)民收入水平的正向沖擊同樣呈現(xiàn)負(fù)向效應(yīng)，并于滯后4期時(shí)達(dá)到頂點(diǎn)，隨后逐漸向正向效應(yīng)逼近。
四、結(jié)論與政策啟示
本文運(yùn)用1981—2011年的相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)我國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。實(shí)證結(jié)果顯示：從長(zhǎng)期來看，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)對(duì)于農(nóng)民收入的增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用，而農(nóng)村金融發(fā)展效率當(dāng)前卻抑制了農(nóng)民收入的增長(zhǎng)；不同的是，在短期內(nèi)，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和結(jié)構(gòu)兩個(gè)指標(biāo)與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間沒有明顯的正向關(guān)系，反而是農(nóng)村金融發(fā)展效率依然具有較為顯著的抑制作用。這在一定程度上反映出了我國農(nóng)村地區(qū)大量的農(nóng)村存款余額被轉(zhuǎn)移或流失，農(nóng)民和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的融資需求得不到滿足，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展與農(nóng)民收入的增長(zhǎng)受到限制。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)村金融發(fā)展效率是農(nóng)民收入增長(zhǎng)的Granger原因（農(nóng)村金融發(fā)展效率對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)起到的作用是負(fù)向的），而農(nóng)民收入增長(zhǎng)并不是農(nóng)村金融發(fā)展的Granger原因，這點(diǎn)還可以由脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)一步證實(shí)。
雖然部分農(nóng)村金融發(fā)展指標(biāo)呈現(xiàn)出了對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的負(fù)向影響，但是我們不能就此否定農(nóng)村金融資源對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)民收入增長(zhǎng)的積極作用，只能說明我國當(dāng)前農(nóng)村金融制度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略傾向，導(dǎo)致農(nóng)村金融發(fā)展在結(jié)構(gòu)、功能和效率上，沒有凸顯出對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)民收入增長(zhǎng)的積極作用。增加農(nóng)民收入一直都是我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)深化改革的主要目的之一，提升農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)民收入增長(zhǎng)的積極作用也是我國農(nóng)村金融制度改革的大勢(shì)所趨。因而為了達(dá)到這一目標(biāo)，體現(xiàn)農(nóng)村金融發(fā)展的應(yīng)有作用，需要對(duì)我國農(nóng)村地區(qū)的金融結(jié)構(gòu)和功能進(jìn)行改進(jìn)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村金融服務(wù)體系的多元化，在農(nóng)村正規(guī)金融逐步完善和健全的基礎(chǔ)上，積極幫助農(nóng)村地區(qū)民間金融的合理發(fā)展，使之成為正規(guī)金融的有力補(bǔ)充；同時(shí)，要通過政策引導(dǎo)、政府扶持等手段，積極改變農(nóng)村地區(qū)金融資源的低效率配置和大量流失的長(zhǎng)期現(xiàn)狀，根本性地解決農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的資金保障問題，以此提高農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度。
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