我国农村金融的发展效率与农民收入增长

1、我国农村金融发展效率与农民收入增长200r7年1月第 29 卷第 1 期.吐甄/贼/经/尢/专专蓣.岫日 lShanXiFinmoeandEqlomic8Unive 我国农村金融发展效率与农民收入增长 刘旦(上海财经大学公共经济与管理学院 ,上海 200433)Jan.砌摘要】运用 1978.2OO4 年的统计数据 ,对中国农村金融发展效率与农 民收入增长的关系进行了实证研究 ,结果显示 , 农村金融发展效率对农民收入增长具有显着的负效应 .关键词农村金融;农民收入 ;资金外流;非正规金融 中圈分类号】F323.8文献标识码】A文章编号】10079556(200r7)O1 一 OO44 06P

2、racticalAnalysisofRuralFinancialDevelopmentEfficiencyandPeasants InconleGrowthU=UDan (School0fPublicEconomyandManagement,SIl ghaiUnivemi0fFinanceandEcon 呷 ic8,sllanghai200433,China) AlbB_ct:IKspapeTaimstoidentifytherealrelationshipsbetweentheruralfinan cialdevdoI/mentandfarmerincome洲 tIinChina overt

3、heperiod1978-,2OO4oThenmltsshowthattherural 矗 I 删 ialdovdolmthas描 rlitdynga 矗 veeffectsOilthe 棚岫 income s0rIlepouc)rsuggestionareputforwardtoprotethepeasants inco掣me州 thtIl 】吼咖 theruralfinancialdevdopment. KeyWords.ram1finlLr|income0fPe 绷 aIlt 吕 ;fundouttlow;ularfinance,引育 农民收入状况是一个国家经济发展水平和市场 化程度的综

4、合反映 .改革开放以来 ,我国农民收入 水平有了很大提高 ,农民人均纯收人由 1978 年的 133.6元提高到 2003 年的 2622.2元,增长了 2488.6 元,年均增长 99.54元.但是,自 1997年以后,我国 农民收人进人了长期的低速增长状态 .从图 1 可以 看出,19962005 年,农民人均纯收人年均增速远低 于同期 GDP 和城镇居民人均可支配收人的增长幅 度.扣除物价因素影响 ,19982003年的 5 年中,城 镇居民家庭人均可支配收人由 5425.1 元增加到 8472.2 元,平均每年实际增长 9.32%.而农村居民家庭人均纯收入由 2162.0元增加到 26

5、22.2 元,平均 每年实际增长 3.94%.不论是从绝对收人水平比 较,还是从收人增长幅度比较 ,农村居民的收入都远 远低于城镇居民 ,城乡收人差距在不断拉大 .农民 圈 119782OO4 年增长速度比较 注:图中相对数计算未扣除物价指数影响 比例.产一, ,L_ , I.,城多收入比 年份圈 219782OO4 年城乡居民收入比 收人增长缓慢已经制约了国民经济的快速增长和城 乡经济的协调发展 ,成为影响国民经济全局发展的 收稿日期 2O061221 作者简介】刘旦（1978一）,男,江西九江人 ,上海财经大学公共经济与管 理学院博士研究生 ,研宛方向是农村金融理 论.2OO7年 1 月

6、第 29 卷第 1 期 舀/夭/学/学/款 Jalmal0fShanFinanceand&删; nicBUniversity 突出问题 .影响农民收入增长的因素很多 ,从长远来看 ,金 融因素的作用会越来越突出 .农村金融在农村经济 发展中的作用 ,不仅表现在对其他实物要素的带动 作用上 ,还表现在对农村经济结构的调整作用上 ,并 通过这种调整对农民收入产生影响 .在已有的理论 文献中 ,许多学者都提出通过金融发展或农村金融 发展促进农村经济发展 ,从而实现农民收入的增长 . 然而,在这些研究中 ,只有温涛 ,冉光和,熊德平 (2005)在对中国金融发展与农民收入增长进行制度 和结构分析

7、的基础上 ,对中国整体金融发展 ,农村金 融发展与农民收入增长的关系进行了实证研究 ,其 他大多属于理论与政策的分析 ,缺乏实证的有效支 持.本文试图从农村金融发展效率角度对农民收入 增长进行实证研究 ,并从农村储蓄转化为投资的效 率这一角度进行理论解释 .二模型设定 ,数据说明与实证方法(一) 计量模型和指标选取以及数据说明 本文选取 19782004 年全国农村金融发展效 率指标 ,农村劳动力就业指标 ,农村固定资产投资指 标以及农村居民纯收入指标共同构建 VAR 计量模 型进行分析 .VAR 模型避开了结构建模方法中需 要对系统中每个内生变量关于所有内生变量滞后值 函数的建模问题 ,同时

8、 ,它比单方程模型具有更高的 可靠性 .此外,当变量非平稳但具有协整关系时 ,基 于 VAR 模型做出的判断也是可靠的 . 本文将用到四个指标 .(1) 农民实际收入指标 (M). 农民实际收入的 原始数据我们采用农民人均纯收入除以相应的农民 消费物价指数得到 ,这是因为 ,这一指标最能反映出 农民生产力投入和产出效率的水平 .由于 1985 年 以前的农村总消费指数官方没有公布 ,因此 ,这里采 用 Johnson(2002)的建议 ,用城镇的总消费价格指数 代替,从 1986年开始,将官方公布的农村总消费价 格指数乘以 1.342加以调整 .(2) 农村金融发展效率指标 (FX).本文中

9、,农 村金融发展效率是指农村金融中介将农村储蓄转化 为农村贷款的效率 .王志强 ,孙刚(2003)认为,可以 用储蓄与贷款的比值来衡量金融中介将储蓄转化为 贷款的效率 .本文遵循了这一做法 ,用农村存款余 额与金融机构对农业和乡镇企业的贷款余额之 比来衡量我国农村金融发展效率 .(3) 农村劳动力就业指标 (ND). 农村劳动力就 Jan.砌业指标采用乡村从业人员人数占乡村人口数的比重 来衡量 .乡村从业人数增加显然会增加农民收入 , 因此 ,本文确定其符号为正 .(4) 农村固定资产投资率指标 (NC).农村固定 资产投资作为拉动农村经济增长的 ”三驾马车 ”之,对农村经济增长起着重要作用

10、.王明华 (2005) 利用 19802003 年的统计资料 ,对农村固定资产投 资与农民收入的关系进行了实证分析 ,得出农村固 定资产投资每增加 lO 元,农民人均纯收人增加 2.93 元的结论 .但是,历年来农村投资的主体是国家 ,农 村集体和农户 ,尤其是国家投资起着支配性作用 ,银 行,企业及其他社会团体 ,机构甚至个人尽管也有一 定投入 ,但总量上很有限 ,投资农业的积极性还未被 调动起来 .因此,本文用国家财政用于农业的支出 占财政支出的比重来衡量 ,并先假定其符号为正 . 除了特殊说明的数据外 ,本文的其他数据均来 源于中国统计年鉴 （1990年,1999年,2005 年）, 中

11、国金融年鉴 （1990年,2004 年）,中国农村统计 年鉴/（2004 年）.（二）模型的设计 本文引入柯布一道格拉斯生产函数 ,试图通过些替代的经济计量分析 ,建立柯布一道格拉斯生 产函数创新模型 ,以揭示我国农村金融发展效率与 农民收入增长的关系 .柯布一道格拉斯生产函数是 由美国数学家柯布和美国经济学家道格拉斯于 20 世纪 30 年代初提出来的 .柯布一道格拉斯生产函 数被认为是一种很有用的生产函数 ,因为该函数以 简单的形式描述了经济学家所关心的一些性质 ,在 经济理论分析和实证研究中都具有一定意义 .该生 产函数的一般形式为 :Q=式中,Q为产量,和K 分别为劳动和资本投 入量.

12、本文中,用乡村从业人员占乡村总人口比 率代替,用财政支农比率代替 ,口,为参数 ,0< 口 ,<1,A 为综合效率参数或包括管理水平在内的 技术进步参数 .以柯布一道格拉斯生产函数为基础 ,同时引进 农村金融发展效率变量 ,其方程可表示为 : M=A( c).(ND)卢()(1)其中 ,口,分别为财政支农比率 ,农村劳动 力就业率 ,农村金融发展效率对农村居民家庭人均 纯收入的弹性系数 ,A 为综合影响参数 . 对方程(1)两边取对数 :?45?2OO7年 1 月第 29 卷第 1 期西 r/财 /羟/夭 /学 /学/搬journalofShanXiFinanceandF-AIlI

13、mCBUniversity /2VI=C+aLND+(2)其中,C为常数项,a,为回归系数 ,为残差项 ,LNI,LND,LNC,LFX 分别代表上述变量的对 数值.(三) 实证分析方法 为了避免模型出现伪回归现象 ,本文首先利用 ADF 单位根检验法 ,检验变量的平稳性 ,对非平稳性 的变量进行处理 ,使之成为平稳的时间序列 .如果 变量是单整的 ,那么我们将对相关变量进行协整检 验,以确定农村金融发展效率与农村居民纯收入之 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 .FgleaudGranger（1987指） 出 , 如果两个或两个以上的非平稳时间序列 （含有单位

14、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 ,并得到协整方 程 ,表明这些变量之间存在长期的均衡关系 .本文 间的协整关系 .但是 ,协整分析得出的经验方程只 能表示变萤之间存在相关关系或至少一个方向的因 果关系 （Granger,1988）,要想揭示变量之问的因果关 系 ,还需通过 Granger 因果关系检验 .在此基础上进 行 VAR 模型的方差分解 , 以确定各因素对农民收入 的影响程度和对预测误差的贡献度【 . 三,实证检验结果与分析（一）单位根检验 变量之间存在协整关系 ,因果关系以及建立 VAR 模型的前提是所有变量服从同阶单位根过程 常用的单

15、位根检验方法为 ADF 检验法 .本文利用 Eviews5.0 软件分别对各变量的水平值和一阶差分值进行 ADF 单位根检验 ,其中 ,检验过程中滞后项的确定采用 SIC原则,结果见表 1.从表 l可以看出,各序列在 5%的显着水平下都是一阶差分平稳 的,也就是说,都是一阶平稳序列 ,记为 I(1).因此, 将采用 Johansen 提出的协整检验方法来检验变量之它们满足构造 VAR 模型的必要条件 .裹 1 各个序列的单位根检验过程变量 ADF 检验检验类型滞后阶数临界值 (显着水平 )lNl 一 1+o3746o 含线性趋势项和常数项 12.9862z5(5)/2/1 的一阶差分一 3.1

16、81773 含常数项 32.986225(5%)UrX 一 1.cr72175 含常数项 02.981038(5%)LFX 的一阶差分一 5.554864 含常数项 02.9862z5(5%) 上c一 2.63963o含线性趋势项和常数项 02.981038(5%) /2C 的一阶差分一 5.47429l5 含常数项 12.9862z5(5%)D 一 2.077845 含线性趋势项和常数项 22.981038(5%)/2D 的一阶差分一 4.53849O 含常数项 32.981038(5%)(二)协整检验 由于上述变量都是一阶平稳序列 ,因此 ,我们可 以利用 Johansen检验判断它们之间

17、是否存在协整关 系 ,并进一步确定相关变量的符号 .Johmasen协整 检验法是一种基于 VAR 模型的检验方法 ,在检验之 前 ,必须首先确定 VAR 模型的结构 .运用赤池信息准则(AIC) 和施瓦茨准则 (sc)选择滞后阶数 ,本文 中,滞后 l阶的 SC值最小,滞后 3阶的 AIC 值最小, 不好判断 ,只好利用 LR 最终确定滞后阶数为 3 阶 , 来构建 VAR 模型.接下来 ,由表 2给出 Johansen协 整检验结果 .根据表 2中的 LR 统计值,在5%的显着性水平 下 ,变量之间只有一个协整关系 ,其表达式为 : LNI=1.662644Z+1.011169C一(0.4

18、53)(0.42290)1.750937蹦f0.40629)?46?表 2Johansen协整检验结果 5%显着性水平的零假设 :协整特征值 LR 临界值向量的数目至多 1 个至多 2 个 至多 3 个括号内数字为 T 检验值 .从模型的回归结果可以看出,就长期而言 ,农民收入与农村金融效率呈负 相关关系 ,而与农村劳动力就业比率和财政支农比 率呈正相关关系 ,这与前面的理论分析相一致 .我 们省略财政支农投入与农村劳动力就业指标 ,单独 对农民收入与农村金融发展效率进行协整检验 ,发 现农村金融发展效率与农民收入的这一长期均衡关 系仍然存在 ,而且符号相同 ,说明这一关系是稳定20O7年1月

19、第 29 卷第 1 期_/舀 /碱 /轻/走/竽掌 l/教llm 矗l0fsll 蚰Fj枷oe蛐dEc啊姗 i Unive 的.()Granger 因果关系检验 由于本文重点讨论农村金融发展效率对农村居 民纯收入的影响 ,因此 ,这里先忽略其他因素对农村 居民纯收入的因果关系讨论 .LNI 与 LFX 具体的 Granger因果关系如表 3 所示.裹 3 农村金融发展效率与农村 居民纯收入的 Grang因粜关系检验 零假设最优滞后期样本数统计值概率M 不是 FX 的 2251.1l383D.34783Grang原因FX 不是 M 的 22510.8538D.0006dGIlgOF 原因根据表

20、3 的结果 ,在 Granger 因果关系上 ,我们 可以得到如下结论 :（1）中国农民收入增长不是农村 金融发展效率的 Granger 原因,这表明我国农村金融 发展效率没有随着农村经济增长发生相应的质的变 化,中国农村改革并没有诱导出适合农村经济的内 生金融变革 ;（2）农村金融发展效率是农民收入增长 的 Granger原因 ,这表明提高农村金融效率 ,改善农 村金融发展状况 ,对提高农民收入极为重要 . （四）方差分解Johamen协整检验和 Granger 因果关系检验仅能 说明变量之间的关系 ,但不能说明这种关系的强度 , 为此 ,本文利用前面确定的 VAR 模型进行方差分解 分析

21、.方差分解的主要思想是 ,把系统中每个内生 变量（共 m个）的波动 （后步预测均方误差 ）按其成 因分解为与各方程信息 （随机误差项 ）相关联的 m 个组成部分 ,从而了解各方程信息对模型内生变量 的相对重要性 ,农民人均纯收入方差分解结果见图3.从图 3可以看出,财政支农资金 ,农村劳动力就 业比率对农民人均纯收入的影响很小 ,农民人均纯 收入的预测误差主要来自于农村金融效率的影响 , 其对预测误差的贡献度在 4o%以上 . 圈 3 农民人均纯收入的方差分解结果 Jan.200r7综上所述 ,19782004 年间中国农村金融发展 效率不仅没有促进农民收入增长 ,相反 ,对农民收入 增长还起

22、到了抑制作用 .这个结果与温涛 ,冉光和 , 熊德平的研究结果 ,章奇,刘明兴 ,陶然的研究结果 以及 Vincent,YiuPorChen 的研究结果相吻合 . 四,对实证结果的解释 改革开放以来 ,我国农村金融资产总量不断增 加,农村金融发展程度呈明显的上升趋势 ,但是 , 由图 4 可知 ,农村金融效率并没有得到明显改善 ,农 村存款转化为农业投资的效率很低 .总的来说 ,农 村金融机构的储蓄一投资转化效率低下主要表现在 两个方面 :一是农村存款转化为农村贷款的效率低 下,二是农村贷款转化为农村投资的效率非常低下 . 按照金融发展理论的观点 ,发展中国家随着金融改 革不断深化 ,经济效率

23、会逐渐提高 .但是,在我国 , 农村金融改革的深化与农村金融发展效率的提高背 道而驰 ,这种经验现象与经典理论预期的不一致 ,根 本原因在于我国金融是内生于工业和城市发展战略 的 2,在农村延伸的农村金融机构同样也必须服从 于经济发展战略 .相对于农村经济 ,我国农村金融 机构是外生的 ,它只是由国家控制的动员农村储蓄 以提供城市工业化资金的一个渠道 .它不仅与农村 经济发展目标和农民收入增长实际需求不协调 ,而 且还需要政府压制农村经济内生出来的非正规金融 机构才能得以生存 3I.问题的关键是 ,如果农村金 融体系的功能重点是资金动员而不是资金配置 ,那 么这种农村金融体系只能是农村经济发展

24、的桎梏 , 而不是 ”助推器”【4】.按照金融功能观的观点 ,金融 功能主要有三个方面 :一是资金动员 ,二是资金配 嚣,三是分散风险 .林毅夫 (20o3)认为,三个功能中 资金配置功能最重要 .这是因为 ,资金配置越好 ,下 期生产中的剩余就越多 ,资金回报率就越高 ,从而可 动员的资金就越多 .同时 ,把资金配置到最有效率 的地方 ,风险也最小 .由于在过去相当长的一段时 期里,农村金融体系主要承担着资金动员而不是资 金配置的功能 ,因而导致农村存款转化为农村投资 的效率低下 ,大量的农村资金外流 ,农村贷款被低效 率地使用或者挪用 ,使农村经济发展资金短缺的状 况一直难以得到缓解 .随

25、着农村制度改革的能量逐 渐释放完毕 ,农村金融资金配置低效率产生的瓶颈 效应开始体现出来 ,而这正是导致农民收入增长缓 慢的主要因素 . 其一,中国农村金融资源大量流失和转移到了 ?47?21)07年1月 第 29 卷第 1 期甄/姑/彩学/学/报 tlrIlBlofNlanXiFinanandl0n UIIive 城市.农村资金外流主要是指农村资金通过各种渠 道流向城市 ,即农村资金的城市化 .从图 4 可知 ,改 革开放以来 ,我国农村存贷款比例在大部分时间内 都大于 1,这说明 ,大量的农村存款并没有用于贷 款 ,而是以存贷差的形式在金融机构中沉淀下来 ,然 后又大部分从农村流入了城市

26、.有关资料显示 , 1978 2002年,我国农村通过农村信用社和邮政储 蓄机构的资金净流出量高达 12944 亿元,其中,通 过农村信用社的资金净流出占 70%左右 ,通过邮政 储蓄净流出占 30%左右 .尤其是 20 世纪 9o 年代以 后,国家开始对金融发展战略进行调整 ,国有金融大 规模撤出了农村和农业 ,就连国家明确定义在农村 领域的农村信用社 ,也开始走规模经营 ,撤并之路 , 基层业务代办点大量撤并 ,人员清退 ,决策权限上收 (何广文 ,1999),农村资金外流开始加剧 .据林毅夫 (2003),何广文(1999),张杰(200l3),章奇(2OO4)等人 的研究和有关统计数据

27、显示 ,从 1999年开始 ,全国 上千家农村合作基金会全部关闭 ,四大国有商业银 行共撤并 31000 多家地县级以下的基层机构 .农村 邮政储蓄只吸收储蓄而不发放贷款 ,农村信用社存 款远远大于贷款 ,其差额部分大部分也投向了非农 产业和城市 .-?一农村垒 脯 一盘村喇 年静图 419782004 年农村金融发展规模 其二,农村贷款”非农化”倾向日趋严重 . 19782004年,中国农业贷款的绝对投入额增长较 快,但是 .它们转化为农业投资的效率却非常低 .2o 世纪 70 年代中国农业贷款转化为农业投资的比率 般在 20%左右,进入 80 年代以后基本在 l0%以 下,甚至是 5%以下

28、,9o 年代中后期以后有所上升 , 但也仅仅在 15%左右.图5 反映的是农业贷款与 农业投资的差额 .从图 5可以看出 ,198120o3年 间,每年大量的农村贷款并没有用到农业基本建设 投资上.究其原因 .一方面,由于缺乏有效的监控机 制,农业信贷资金配置极不合理 ,相当一部分被非法 占用 ,挪用,致使其投入和支出中的无效部分增多 , 分流了农业和农村发展的资金供给 ;另一方面 ,地方 政府 ”政绩至上 ”所引发的投资冲动和不规范行为 , ?48?Jan.2007 使大量的农业信贷资金从农业流入了其他行业或者 被挥霍浪费掉 ,造成农业和农村经济发展资金短缺 的状况一直难以得到有效缓解 .年

29、份圈 5 农业贷款转化为农业投资的效率 五,结论和政策建议 上述实证分析表明 ,19792004 年间农村金融发展效率不利于农民的收入增长 .这一结论显然与政策制定者的初衷是背道而驰的 .但是 ,这并不能 否定中国金融发展与经济增长之间的正向作用关系 适用于农民收入增长的理论有效性 .其所揭示的只 是,由现行经济发展战略和金融制度导致的中国农 村金融发展 ,在结构和功能上与农村经济发展和农 民收入增长实际需求不协调而导致的资金配置效率 低下的事实 l3. 解决这一问题的出路在于 ,加快农 村金融发展 ,建立健全农村金融的法规制度 ,完善农 村金融的市场体系 .只有这样 ,才能实现农村资金 的高

30、效配置 ,从而进一步推动农民收入的稳定增长 其一 ,深化农村信用社体制改革 ,发挥其对农业 生产的主要支持作用 .深化农村信用社体制改革 , 因地制宜地改革农村信用社的组织形式和管理方 式 ,明晰产权关系 ,强化约束机制 ,增强服务功能 ,把 农村信用社办成真正由农民 ,农村工商户和各类经 济组织入股 ,为农民 ,农业和农村经济发展服务 ,自 主经营,自我发展 ,自我约束 ,自担风险的社区性地 方金融机构 .其二 ,创新金融产品 ,为农户和农村企业提供多 样化的金融服务 .(1)建立金融机构为农村社区服 务的机制 ;(2) 农业银行等商业银行要创新金融产品和服务方式 ,拓宽信贷资金支农渠道 ;

31、(3)农业发展 银行等政策性银行要调整职能 ,合理分工 ,扩大对农 业,农村的服务范围 ;(4)农村信用社应在继续完善 小额信贷机制 (包括放宽贷款利率限制 )的基础上 , 扩大农户小额信用贷款和农户联保贷款 . 其三 ,放宽农村金融市场准入条件 ,实现金融机 构多样化 .在严格控制社会风险的前提下 ,放松对 农村金融市场的管制 ,开放与发展农村资本市场 ,逐 步实现农村金融体系市场化 .一是鼓励有条件的地2OO7年 1 月 第 29 卷第 l 期 函/酉/戤/经/尢/学/学/搬Jo0fsI啪)(ice蚰 dE=0I曲 csUniveity 方政府,在严格监管 ,有效防范金融风险的前提下 ,

32、通过吸引社会资本和外资 ,兴办直接为 ”三农”服务 的多种所有制的金融组织 .例如 ,培育民营银行 ,建 立社区性金融机构等 ,为民间资金支持农业创造金 融渠道 .二是允许有组织的民间借贷在一定的法律 框架内开展金融服务 ,尽量通过发展多元化的正式 或准正式金融机构来挤出部分非正规金融活动 ,尤 其是较大规模的脱离人缘 ,地缘和血缘纽带约束的 非正规金融活动 .其四 ,建立农村资金回流机制 .建立农村资金 Jan.200r7回流机制的重点是 ,解决农业银行和邮政储蓄资金 的回流问题 .（1）制定社区再投资法 .借鉴国际经 验,制定社区再投资法 ,强制规定全国性金融机构的 县支行必须将吸收自本县

33、内的一定比例的存款 ,用 于在当地发放贷款 .（2）深化邮政金融改革 ,引导邮 储资金回流 .政府可采取奖励或补贴等方式 ,依据 自愿 ,互利和市场化的原则 ,加强邮储与政策性银 行 ,小额贷款机构的合作 ,引导资金回流农村 .例 如,在资金使用方面 ,邮政金融可以把邮政存款转移 给农村信用合作社以弥补其资金不足 .注释:农村存款余额为农户储蓄存款余额与农业存款余额之和.农户储蓄存款余额数据来源于中国金融年鉴 （ 02年）, 农业存款余额数据来源于 中国金融年鉴 ）（1988 年）,中国金融年鉴 （1993年）,中国农业银行统计年鉴 ）（20002O02 年）. 农业存款余额是指农村集体经济组织和乡镇企业的存款余额,在中国金融年鉴 （1988 年）中其实际名称为农村集体存款余 额,在中国金融年鉴 ）（1993 年）中其实际名称为农村存款余额 .农村贷款余额为