经济转型期农村金融资源开发 对农民收入影响效应研究*周一鹿(西南大学经济管理学院? 重庆 ? 400715) ?冉光和(重庆大学经济与工商管理学院 ? 重庆?400030)钱太一(南京财经大学工商管理学院? 南京?210046)? 内容提要? 本文基于 1978? 2008的农村金融资源开发与农民收入的数据, 运用单位根 检验、 协整检验、 误差修正模型对农村金融资源开发与农民收入之间的关系进行了经验分析。结果显示, 农村金融资源开发在短期内没有显著促进农民收入的增长, 而在长期内具有显著的负面效应。关键词 ? 农村金融? 资源开发? 农民收入 ? 影响效应? 经验分析一、 引? 言关于金融与经济的关系, 戈德史密斯 ( 1969)在 金融结构与金融发展 !中进行了深入研究, 提出金融结构的变化形成金融发展道路, 而金融发展道路是有规律可循的, 金融发展能加速经济的增长。Shaw andM ckinnon ( 1973)提出并论证了金融抑制对经济增长的阻碍作用和金融深化与经济增长的关系。 Stiglitz ( 1985) 、 Greenwood and Jovanovic ( 1990) 、 K ing and Levine ( 1993)等都认为金融体系在经济发展中起着关键作用。Atje and Jovanovic( 1993) 、 Levine and Zervos ( 1996)、 Christopoulos andEfthym ios ( 2004)、 易纲 ( 1996) 、 赵志君 ( 2000)、 谈儒勇 ( 1999) 、 林毅夫 ( 2003)、张杰 ( 1995 , 1998) 等对金融发展与经济增长进行了实证研究。但是, 从这些文献来看, 在金融发展与经济增长关系的实证研究中却没有得出一致的结论, 即当经济、 金融体制等存在区域差异时, 金融发展与经济增长的关系也可能表现出区域差异。不仅如此, 金融发展对居民收入增长的影响, 尤其是对农村居民收入的影响却只有极少数学者关注, 正如温涛、 冉光和、 熊德平 ( 2005)所指出的, 金融发展与农民收入增长关系的研究一直被隐含在金融发展与经济增长的研究之中, 鲜有直接实证农村金融资源开发与农民收 入增长关系的文献。金融发展与农民收入增长关系的揭示更多地只能间接从有关金融发展与收入差距的研究中获得(温涛、 冉光和、 熊德平, 2005)。Greenwood和 Jovanovic( 1990)在初始收入分配外生于经济增长和金融发展, 且通过金融市场融资需要支付某一并不是所有人都能支付的固定成本的假设下建立了一个动态模型来讨论经济增长、 金融发展和收入分配的关系, 得出了金融发展和收入差距服从 库兹涅茨效应#的倒 U#型关系。Galor和 Zeira以及 Banerjee和 Newman ( 1993)的研究则表明, 在金融市场不?33? ? 农业技术经济?2010年第 10期?*项目来源: 本文为国家社会科学基金重点项目 基于交易成本视角的农村金融资源开发机理与风险控制研究# (编号:08AJY007)的核心成果之一, 同时得到国家社会科学基金重点项目 现代农村金融制度构建与创新研究# (编号: 08AJY030)的资助完善的条件下, 金融发展和经济增长未必会使收入差距缩小, 完善的金融市场才是金融发展和经济增长导致收入差距缩小的前提。Clark 、 Xu和 Zou ( 2003)的实证研究表明经济结构会影响金融发展对收入分配的作用, 即如果金融发展能促使劳动力更容易地进入现代产业部门, 那么随现代产业部门比重 的上升, 收入差距会拉大, 其结果是现代产业部门比重高、 金融发展程度高的经济中, 收入差距较不具备 两高 #的经济要大。章奇、 刘明兴、 陶然和 V incent 、 Y iu Por Chen等 ( 2004)运用银行信贷占 GDP比例衡量金融发展水平, 并利用 1978? 1998年各省份的数据分析中国各省份的银行信贷和城乡收入差距的关系, 其结果显示, 金融机构在向农村和农业配置资金方面缺乏效率, 库兹涅茨效应在中国金融发展中并不成立。杨小玲 ( 2009)、 王睿等 ( 2009)等亦就农村金融发展 (或资金投入 )对农民收入的 影响进行了实证分析。这些研究没有直接实证农村金融资源开发与农民收入增长的关系, 显然农村金融资源开发与农民收入增长的关系有待进一步确证。本书认为农村金融资源开发与农民收入增长的关系取决于农村金融资源开发中所具备的金融功能, 农村金融资源开发与农民收入增长的关系必须得到实证和解释, 惟有这样才能找到农村金融资源开发促进农民收入增长的正确途径。基于这一目的, 本文以改革开放以来 ( 1978? 2008年 )中国农村 金融资源开发与农民收入增长的实际数据为依据, 运用时间序列分析方法实证农村金融资源开发与农民收入增长的关系, 并以此为依据提出促进农民收入增长的农村金融资源开发的政策建议。二、 模型设定与方法、 数据说明(一 )模型 如果把中国农村经济看作一个封闭的经济系统, 则本论文在这里可以引入总生产函数的传统分析框架。由于可利用的样本观测值是有限的, 就只能利用简单模型来考察所关心的核心内容。在传统的总生产函数分析框架下, Greenwood and Jovanvic ( 1990) 、 Odedokun ( 1992 , 1996) 、 Pagano( 1993) 和 Murinde( 1994) 等把金融发展水平当作一项 投入 #用于生产过程; 而 Barro ( 1990) 提出了一个包含政府支出的总生产函数模型。基于此, 本研究给出反映农村金融资源开发与农村经济产 出关系的生产函数:Y = f (K, L, G, F )( 1)其中, Y表示农村经济总产出, K代表农村总资本投入, L表示农村劳动力投入, G代表政府财政支农投入, F表示农村金融要素投入。为了衡量农村金融要素以及与之相关的资本要素对农村产出增长 的作用, 按照 Parente and Prescott( 1991)的思路可以对劳动投入加一个容量限制 ? L, 从而有:Y = f (K, G, F )m (L, ? L)?, ? 0( 2)定义 m= ( ? L)?表示农村经济的最大生产能力, 此时一旦达到最大劳动力容量, 经济就面临稳定的规模经济收益, 这样农村经济总产出就取决于总的资本、 金融和财政支农投入, 结合 ( 1)式, 则有:Y = mf(K, G, F )( 3)对 ( 3)式进行全微分, 可以得出下式:dY = m?f ? KdK + m?f ?GdG + m?f ? FdF( 4)分别用 ?1代替表示资本的边际产出, ?2代替表示财政支农投入的边际产出, ?3代替表示农村金融要素投入的边际产出, 并对 ( 4)式两边同时除以 m, 则可以得出以下人均产出增长模型:Y /m = ?1dK + ?2dG + ?3dF( 5) 假如不考虑收入分配结构、 分配制度和城乡结构差异等因素的影响, 利用模型 ( 5)可以分析农村金融发展对于农村居民收入增长的作用。基于此, 得到本论文的基本计量模型:?34? ? 农业技术经济?2010年第 10期? ?dNI = ?0+ ?1dK + ?2dG + ?3dF + ( 6)其中, NI表示农民收入, ?0表示常数项, 代表随机误差项。在计量模型中由于农村总资本的增长dK难以获得相关资料, 本研究则利用农村投资 ( I)对其进行替代; 对于农村金融要素 ( F)的选择, 已 有相关研究作了一些选择, 其中包括农村储蓄率、 农村贷款占农村 GDP比例等变量 (熊德平、 冉光和,2005 ; 温涛、 冉光和, 2005)。本文认为农村贷款直接体现农村金融资源开发与农村经济产出的关系,因此用农村人均贷款量 ( RD)来代表农村金融资源开发变量。于是模型 ( 6)转变为:dNIt= ?0+ ?1dIt+ ?2dGt+ ?3dRDt+ t( 7) 式 ( 7) 表示农村投资水平、 财政支农投入水平与农村贷款水平的提高对农民收入增长产生影响。(二 )实证方法在本研究中首先将利用 Dickey和 Fuller ( 1981) 提出的考虑残差项序列相关的 ADF 单位根 检验法, 检验时间序列变量的平稳性, 对于非平稳性的变量进行处理使之成为平稳时间序列。如果变量是单整的, 那么就将对相关变量进行协整检验 ( Cointegration T est) 以确定农村金融资源开发与农民收入增长之间的长期关系。协整理论是研究分析非平稳时间序列的一个重要方法。 Engle and Granger ( 1987) 指出, 如果两个或两个以上的非平稳时间序列 (含有单位根的时 间序列 ) 的线性组合能构成平稳的时间序列, 则称这些非平稳时间序列是协整的, 称得到的平稳的线性组合为协整方程, 可以认为协整方程的存在, 说明这些变量 (即非平稳的时间序列 ) 之间存在长期的均衡关系。本文将采用 Johansen提出的协整检验 ( JJ检验 ) 方法来检验变量之间 的协整关系。得出协整检验的结 果以后, 如果变 量间存在协整关系, 将建立误差修正模型( VECM ) 进行因果关系分析; 如果变量间不存在协整关系, 将利用变量的差分进行格兰杰因果关系检验 ( Granger Causality T est) 以展开对这些变量之间关系的进一步分析。另外, 在该项研究中, 将使用 AIC、 SC信息准则和 LR统计量作为选择最优滞后阶数的检验标准。 (三 )数据说明下面分别对农民收入、 农村投资、 国家财政支农支出和农村金融资源开发变量所涉及的数据进行说明和分析。 ( 1)剔除物价因素的农民收入水平 ( NI)。使用 1978? 2008年中国农村居 民家庭人均纯收入数据衡量农民人均纯收入, 同时用消费物价指数对农民人均纯收入进行平减, 从而得出剔除物价因素的农民收入水平 ( N I)。农民人均纯收入、 消费物价指数数据均来源于 中国统计年鉴 !(历年 )。 ( 2)农村人均投资水平 ( I)。在这里 1978? 2008年的农村投资数据包括农村个体投资和集体投资, 实际分析中将每年度的农村投资总额除以当年农村人口总 和, 从而得出农村人均投资数据。农村个体投资、 农村集体投资和农村总人口数据均来源于 中国农村统计年鉴 !(历年 )。 ( 3) 国家财政支农支出 ( G)。国家财政支农主要包括支援农村生产支出和农村农林气象等部门的事业费、 农业基本建设支出、 农业科技三项费用和农村救济费等,将这一数值除以当年农村人口总和则得出农村人均财政支农支出值。数据来源于 中国财政年 鉴 ! ( 2003、 2009)和 中国统计年鉴 !( 2009)。 ( 4)农村人均贷款 ( RD)。农村贷款等于农业贷款加上乡镇企业贷款, 而农业贷款包含农户农业贷款, 研究中用农村贷款总额除以当年农村人口总和得出农村人均贷款额。数据均来源于 中国统计年鉴 ! ( 历年 ) 、 中国农村统计年鉴 ! (历年 )和 中国金融年鉴 ! (历年 )。三、 实证检验结果与分析(一 )单位根检验 由于数据的自然对数变换不改变原来的协整关系, 并能使其趋势线形化, 消除时间序列中存?35? ? 周一鹿等: 经济转型期农村金融资源开发对农民收入影响效应研究在的异方差现象, 所以对剔除物价因素的农民收入水平 ( 元 )、 农村人均投资 (元 )、 人均国家财政支农支出 (元 )和农村人均贷款 (元 )进行自然对数变换, 分别用 LNI 、 LI 、 LG和 LRD来表示。利用Eviews软件对各个变量进行单位根检验。通过检验发现 LNI 、 LI 、 LG和 LRD均为非平稳变量。进 一步对非平稳变量采用差分法处理, 结果见表 1 。其中 !LN I 、 !LI 、 !LG和 !LRD分别表示对相关变量取一阶差分