農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長：理論假說與實證檢驗——經(jīng)濟與管理

 一、問題的提出
農(nóng)民收入增長問題是當(dāng)前整個農(nóng)村經(jīng)濟和社會發(fā)展所面臨的重大問題，它不僅是解決“三農(nóng)”問題的關(guān)鍵，而且對于我國整個國民經(jīng)濟的健康發(fā)展和社會主義和諧社會的構(gòu)建具有特殊意義（余新平、熊德平，2010）[1]。2011年我國農(nóng)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(nóng)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(nóng)民收入的增長速度不僅波動性較大，而且出現(xiàn)了整體下降趨勢。1981—1985年全國農(nóng)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(nóng)民收入增速出現(xiàn)波動并且增速趨緩的同時，農(nóng)村的金融事業(yè)卻發(fā)展迅猛。農(nóng)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(nóng)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(nóng)村貸款余額和農(nóng)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(nóng)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(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入的增長在直觀表現(xiàn)上并不協(xié)調(diào)，二者之間的事實關(guān)系有待進一步的檢驗和分析。
影響農(nóng)民收入增長的因素有諸多方面，其中農(nóng)村金融發(fā)展在近些年被尤為關(guān)注，并且在解決農(nóng)民增收的政策建議中屢見不鮮（溫濤、冉光和，2005）[2]。從我國農(nóng)村地區(qū)金融事業(yè)的發(fā)展實際情況來看，農(nóng)村地區(qū)已經(jīng)初步形成了較為完善的金融服務(wù)體系框架，實現(xiàn)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(gòu)分工協(xié)作的有利局面。農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長不相協(xié)調(diào)的景象又為什么會出現(xiàn)呢？農(nóng)村金融的發(fā)展又對農(nóng)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(shù)的研究成果集中在分析金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響，不能直接反映金融發(fā)展對農(nóng)民收入的關(guān)系，一定程度上金融發(fā)展與農(nóng)民收入的關(guān)系被金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的正向關(guān)系所替代，例如Joseph（1985）[3]、Robert & Ross（1993）[4]、Becker（2000）等；也有部分外國學(xué)者通過研究金融發(fā)展與收入分配的關(guān)系，同樣間接反映了金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長的關(guān)系（Greenwood & Jovanovic，1990[5]；Clarke，2003[6]）。國內(nèi)研究方面，溫濤和冉光和（2005）[2]的研究結(jié)果表明，在1952—2003年期間，無論是金融機構(gòu)貸款比率還是經(jīng)濟證券化比率的提高，都對我國農(nóng)民收入的增長起到了抑制作用，直接導(dǎo)致了城鄉(xiāng)收入差距的拉大與“二元結(jié)構(gòu)”的強化。譚燕芝（2009）利用農(nóng)村現(xiàn)存金融資產(chǎn)與農(nóng)村GDP之比來衡量我國農(nóng)村金融的發(fā)展，其研究結(jié)果同樣表明，農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入的增長起到了抑制作用，農(nóng)村金融并沒有真正做到服務(wù)于農(nóng)村發(fā)展[7]。劉旦（2007）以農(nóng)村“存貸比”衡量的農(nóng)村金融發(fā)展效率也不利于農(nóng)民收入的增長[8]。而余新平、熊德平（2010）利用1978—2008年的相關(guān)數(shù)據(jù)進行的實證分析表明，農(nóng)村存款、農(nóng)業(yè)保險賠付與農(nóng)民收入增長呈現(xiàn)正向關(guān)系，而農(nóng)村貸款、農(nóng)業(yè)保險收入與農(nóng)民收入增長呈負(fù)向關(guān)系，不能否定我國農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)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(guān)我國農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)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(jié)論。分析原因，主要是因為在不同的研究中，用什么指標(biāo)來衡量農(nóng)村金融發(fā)展存在較大分歧，但是由于所用指標(biāo)單一，不能較系統(tǒng)、全面地衡量出我國農(nóng)村金融的發(fā)展水平，最終使得其研究成果各有側(cè)重。本文綜合已有的研究成果，首先將農(nóng)村金融發(fā)展視為一種“生產(chǎn)要素”，依托傳統(tǒng)生產(chǎn)函數(shù)，試圖構(gòu)建出能夠反映農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入二者關(guān)系的新型生產(chǎn)函數(shù)，為實證檢驗建立微觀基礎(chǔ)；其次，欲從農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)和農(nóng)村金融發(fā)展效率三個方面來綜合衡量我國當(dāng)前農(nóng)村金融的發(fā)展水平，探索農(nóng)村金融發(fā)展的不同層面可能對農(nóng)民收入增長產(chǎn)生的影響，以期能夠較為準(zhǔn)確、科學(xué)地為制定相關(guān)政策提供實證依據(jù)。
二、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明
（一）模型的構(gòu)建
為了反映農(nóng)村金融發(fā)展水平與農(nóng)民收入增長的關(guān)系，建立科學(xué)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(tǒng)生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)之上（資本和勞動為生產(chǎn)函數(shù)中的主要生產(chǎn)要素），本文將農(nóng)村金融發(fā)展水平視為另外一種重要的生產(chǎn)要素“投入”到生產(chǎn)函數(shù)分析當(dāng)中，這樣有關(guān)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟產(chǎn)出二者之間的關(guān)系可以表示如下：
Y=g（K，L，F(xiàn)）（1）
其中Y代表了農(nóng)村經(jīng)濟生產(chǎn)的總收益，K代表資本投入，L代表勞動力投入，F(xiàn)代表農(nóng)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(nóng)村勞動力處于最大的生產(chǎn)能力，即L=，這樣農(nóng)村經(jīng)濟生產(chǎn)就面臨恒定的規(guī)模收益，而總產(chǎn)出（總收益）就只取決于農(nóng)村的資本投入和農(nóng)村金融發(fā)展水平。（1）式可以變形為：
結(jié)合當(dāng)前我國農(nóng)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(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模指標(biāo)（JRGM）、農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)指標(biāo)（JRJG）和農(nóng)村金融發(fā)展效率指標(biāo)（JRXL）三個指標(biāo)來衡量我國農(nóng)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(shù)（邊際產(chǎn)出或邊際收益）。因為本文的目的在于分析農(nóng)村金融發(fā)展最終對農(nóng)民收入增長的影響，因此進一步用農(nóng)村居民人均純收入的對數(shù)值（LNCSR）的增量來替代人均產(chǎn)出（人均收益）的增長dy，TZSP代表農(nóng)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(shù)項，？滋t為隨機誤差項。可以看出，農(nóng)村居民收入水平的增長還會受到前期的農(nóng)村資本投入水平和各項金融發(fā)展水平指標(biāo)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(dāng)期值還是在滯后值之間，均存在穩(wěn)定的關(guān)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(chǎn)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(nóng)村金融發(fā)展水平與農(nóng)民收入增長的關(guān)系。
設(shè)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(shù)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(shù)矩陣，j=1，2，3，4，5。
（二）數(shù)據(jù)來源及其說明
為了實證檢驗農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長的關(guān)系，結(jié)合以上部分建立的估計方程，實證分析中需要的數(shù)據(jù)資料包括了金融發(fā)展水平、農(nóng)村投資水平和農(nóng)民收入水平三個方面。其中，作為被解釋變量的農(nóng)民收入水平（LNCSR），采用我國1981—2011年的農(nóng)民人均純收入的對數(shù)值數(shù)據(jù)進行分析。在對農(nóng)民人均純收入取對數(shù)之前，首先利用農(nóng)村居民的消費價格指數(shù)（1978年為基期）剔除價格因素可能對估計結(jié)果的影響。由于已有統(tǒng)計年鑒中沒有相關(guān)農(nóng)村資本投入的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，對此本文采用1981—2011年農(nóng)村固定資產(chǎn)投資與農(nóng)村GDP比率（TZSP）增量替代農(nóng)村資本的增長來進行分析，其中農(nóng)村GDP為“農(nóng)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(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率三個指標(biāo)時，計算公式中涉及到的農(nóng)村存款余額是農(nóng)業(yè)存款與農(nóng)村儲蓄存款的加總，而農(nóng)村貸款余額是鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款與農(nóng)業(yè)貸款的加總，年限均為1981—2011年。另外，各指標(biāo)所用到數(shù)據(jù)資料均來源于1982—2012年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國金融年鑒》以及中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。具體TZSP、JRGM、JRJG和JRXL的趨勢見圖1所示。