农村金融发展与农民收入增长：理论假说与实证检验——经济与管理

 一、问题的提出
农民收入增长问题是当前整个农村经济和社会发展所面临的重大问题，它不仅是解决“三农”问题的关键，而且对于我国整个国民经济的健康发展和社会主义和谐社会的构建具有特殊意义（余新平、熊德平，2010）[1]。2011年我国农村居民的家庭人均纯收入达到了6 977.30元，相比于改革开放初期1981年的223.40元，按照不变价格计算，农民实际收入增长了6.37倍，平均每年增长6.16%，收入水平有了较大幅度的提升。但是分阶段来看，农民收入的增长速度不仅波动性较大，而且出现了整体下降趋势。1981—1985年全国农村居民人均纯收入年增长11.68%，1986—1995年为3.43%，1996—2005年为4.98%，2006—2011年为9.62%。值得注意的是，在农民收入增速出现波动并且增速趋缓的同时，农村的金融事业却发展迅猛。农村贷款余额从1981年的286.10亿元增加到2011年的121 468.90亿元，农村存款余额从1981年的169.60亿元增加到2011年的70 672.85亿元。剔除价格因素的影响，2011年的农村贷款余额和农村存款余额分别较1981年增长了86.81倍和85.20倍，远远高于农民人均纯收入这一期间的增长幅度。以上对比可以得出，我国农村金融发展与农民收入的增长在直观表现上并不协调，二者之间的事实关系有待进一步的检验和分析。
影响农民收入增长的因素有诸多方面，其中农村金融发展在近些年被尤为关注，并且在解决农民增收的政策建议中屡见不鲜（温涛、冉光和，2005）[2]。从我国农村地区金融事业的发展实际情况来看，农村地区已经初步形成了较为完善的金融服务体系框架，实现了合作性金融、政策性金融、商业性金融与其他金融组织机构分工协作的有利局面。农村金融发展与农民收入增长不相协调的景象又为什么会出现呢？农村金融的发展又对农民收入的增长起到了什么作用？在已有的研究中，国外方面，由于绝大多数的研究成果集中在分析金融发展对经济增长的影响，不能直接反映金融发展对农民收入的关系，一定程度上金融发展与农民收入的关系被金融发展与经济增长的正向关系所替代，例如Joseph（1985）[3]、Robert & Ross（1993）[4]、Becker（2000）等；也有部分外国学者通过研究金融发展与收入分配的关系，同样间接反映了金融发展与农民收入增长的关系（Greenwood & Jovanovic，1990[5]；Clarke，2003[6]）。国内研究方面，温涛和冉光和（2005）[2]的研究结果表明，在1952—2003年期间，无论是金融机构贷款比率还是经济证券化比率的提高，都对我国农民收入的增长起到了抑制作用，直接导致了城乡收入差距的拉大与“二元结构”的强化。谭燕芝（2009）利用农村现存金融资产与农村GDP之比来衡量我国农村金融的发展，其研究结果同样表明，农村金融发展对农民收入的增长起到了抑制作用，农村金融并没有真正做到服务于农村发展[7]。刘旦（2007）以农村“存贷比”衡量的农村金融发展效率也不利于农民收入的增长[8]。而余新平、熊德平（2010）利用1978—2008年的相关数据进行的实证分析表明，农村存款、农业保险赔付与农民收入增长呈现正向关系，而农村贷款、农业保险收入与农民收入增长呈负向关系，不能否定我国农村金融发展对农民收入增长重要性的理论价值[1]。
以上研究成果的梳理表明，有关我国农村金融发展对农民收入增长究竟起到了什么作用，已有的文献还没有形成一致的结论。分析原因，主要是因为在不同的研究中，用什么指标来衡量农村金融发展存在较大分歧，但是由于所用指标单一，不能较系统、全面地衡量出我国农村金融的发展水平，最终使得其研究成果各有侧重。本文综合已有的研究成果，首先将农村金融发展视为一种“生产要素”，依托传统生产函数，试图构建出能够反映农村金融发展与农民收入二者关系的新型生产函数，为实证检验建立微观基础；其次，欲从农村金融发展规模、农村金融发展结构和农村金融发展效率三个方面来综合衡量我国当前农村金融的发展水平，探索农村金融发展的不同层面可能对农民收入增长产生的影响，以期能够较为准确、科学地为制定相关政策提供实证依据。
二、模型设定与数据说明
（一）模型的构建
为了反映农村金融发展水平与农民收入增长的关系，建立科学的计量模型，使用有效的计量方法，借鉴Greenwood & Jovanivic（1990）[5]、Murinde（1994）、温涛、冉光和（2005）[2]等的理论分析框架，在传统生产函数的基础之上（资本和劳动为生产函数中的主要生产要素），本文将农村金融发展水平视为另外一种重要的生产要素“投入”到生产函数分析当中，这样有关农村金融发展与农村经济产出二者之间的关系可以表示如下：
Y=g（K，L，F）（1）
其中Y代表了农村经济生产的总收益，K代表资本投入，L代表劳动力投入，F代表农村的金融发展水平。按照温涛、冉光和（2005）[2]和Parenteral & Prescott的做法，进一步假定农村劳动力处于最大的生产能力，即L=，这样农村经济生产就面临恒定的规模收益，而总产出（总收益）就只取决于农村的资本投入和农村金融发展水平。（1）式可以变形为：
结合当前我国农村金融市场的实际情况，借鉴已有的研究成果（姚耀军，2004；张建波、杨国颂，2010；贾立、王红明，2010[9]，等），本文综合采用农村金融发展规模指标（JRGM）、农村金融发展结构指标（JRJG）和农村金融发展效率指标（JRXL）三个指标来衡量我国农村金融发展水平。其中：
这里用来表示（8）式右边中各个解释变量的变化值前的边际系数（边际产出或边际收益）。因为本文的目的在于分析农村金融发展最终对农民收入增长的影响，因此进一步用农村居民人均纯收入的对数值（LNCSR）的增量来替代人均产出（人均收益）的增长dy，TZSP代表农村资本投入水平，即可得本文的基本计量模型：
dLNCSR=？茁0+？茁1dTZSP+？茁2dJRGM+？茁3dJRJG+？茁4dJRXL+？滋t（9）
（9）式中，？茁0代表常数项，？滋t为随机误差项。可以看出，农村居民收入水平的增长还会受到前期的农村资本投入水平和各项金融发展水平指标的影响。同时，由（9）式容易证明出TZSP、JRGM、JRJG、JRXL四个解释变量与被解释变量LNCSR无论是在其当期值还是在滞后值之间，均存在稳定的关系。在估计方法的选择上，由于TZSP、JRGM、JRJG、JRXL四个解释变量的滞后项可能对LNCSR产生影响，因此，在实证方法上本文最终选择向量自回归（VAR）估计方法来分析农村金融发展水平与农民收入增长的关系。
设Yt为5×1阶的时间序列向量，Yt=（LNCSRt，TZSPt，JRGMt，JRJGt，JRXLt）′，则含有5个变量滞后i阶的VAR模型为：
Yt=c+∏jYt-i+？着t（10）
其中c=（c1，c2，c3，c4，c5）′为常数向量；？着t～ⅡD（0，？赘）为5×1阶的随机误差列向量；∏j为5×5阶的参数矩阵，j=1，2，3，4，5。
（二）数据来源及其说明
为了实证检验农村金融发展与农民收入增长的关系，结合以上部分建立的估计方程，实证分析中需要的数据资料包括了金融发展水平、农村投资水平和农民收入水平三个方面。其中，作为被解释变量的农民收入水平（LNCSR），采用我国1981—2011年的农民人均纯收入的对数值数据进行分析。在对农民人均纯收入取对数之前，首先利用农村居民的消费价格指数（1978年为基期）剔除价格因素可能对估计结果的影响。由于已有统计年鉴中没有相关农村资本投入的统计数据，对此本文采用1981—2011年农村固定资产投资与农村GDP比率（TZSP）增量替代农村资本的增长来进行分析，其中农村GDP为“农林牧渔业”增加值和乡镇企业增加值之和。在测算农村金融发展规模、结构和效率三个指标时，计算公式中涉及到的农村存款余额是农业存款与农村储蓄存款的加总，而农村贷款余额是乡镇企业贷款与农业贷款的加总，年限均为1981—2011年。另外，各指标所用到数据资料均来源于1982—2012年的《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》以及中经网数据库。具体TZSP、JRGM、JRJG和JRXL的趋势见图1所示。