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1、金融伤农：江西农村正规金融的实证分析摘 要：农村正规金融与农民收入增长之间关系一直存在争论，主要有促进论、抑制论 和介于其中的非显著论三种。为了验证可能的关系，这篇文章运用江西省19902006 年数 据，通过协整分析，建立了误差修正模型。实证结果表明，农村正规金融与发达的城市金融 相比，处于压抑状态，农村信贷市场由农村合作金融机构近乎单一地参与，农村金融供给明 显不足，欠发达的农村正规金融伤及农民增收。建立社区合作金融，改造民间金融，有利于 实现农村资金取之于农，用之于农。关键字：农村正规金融；农民增收；金融伤农一 引言与文献回顾中国经济的“二元结构”特征反映在金融方面就是农村金融长期处于金
2、融抑制状态，农 村正规金融组织的单一化、垄断化，使得金融服务的发展不能很好地满足农村的金融需求 不利于农村经济和农民收入的长期稳定快速的增长。我国经济业己进入了工业反哺农业，城 市支持农村的新阶段，在实施反哺战略推进新农村建设的过程中，农村金融的作用有必要进 一步深度挖掘。因此，探索农村正规金融发展与农民收入之间深刻的内在关系具有很重要的 理论与实践意义。长久以来，农村金融尤其是农村正规金融这一特殊领域的特别研究没有得 到足够的重视。发达国家由于金融的“二元特征”不明显，涉及农村金融的文献甚少。Clark Xu and Zou（2003）研究了金融发展对现代产业部门的影响，金融的发展促使劳动力
3、向现代产 业部门流动，扩大了现代部门与传统部门之间的收入差距。现有的国内文献关于农村金融发 展与农民收入增长之间的关系，因地区不同以及方法的差异而导致结论差别很大，甚至截然 相反，总结起来主要有促进论、抑制论和介于其中的非显著论三种。郭为（2007）基于分省面板数据的实证研究，认为农民现阶段收入的增长，金融在其中 起很重要的作用，农村金融更接近农民，对农民收入增长的提高远远高于正规金融。陈志坚、 范蕙芳（2006）运用灰色关联分析对广东省农村金融发展与农民收人增长的关系进行研究， 结果表明农村金融发展对农民收人增长起着积极的促进作用。温涛、冉光华、熊德平（2005）运用19522003年的数据
4、，构建了一个VAR模型进 行实证研究，其结果表明，金融机构贷款比率和证券化比率的提高显著地抑制了农民收入增 长。李喜梅、王满仓（2006）运用陕西省的数据实证检验了农村金融发展与农民增收的关系。 结果显示，金融发展并没有成为促进农民收入增长的重要因素，反而造成了农村资金的大量 转移和流失，对农民收入增长起抑制作用。村正规金融机构主要包括中国农业银行、中国农业发展银行、农村信用合作社。中国农业发展银行由政 府设立，以贯彻国家产业政策和区域发展政策为目的的，资金主要适用“农林牧水”基建等专用项目以及 粮食、棉花、油料等主要农副产品的国家专项储备和收购贷款。1996 年，国务院关于农村金融体制改革
5、的决定颁布后，农业银行与信用社脱钩，并逐步从乡镇撤离，农村信用社成为唯一与农户打交道的正规 的金融机构（温铁军，2001）， http:/web. 商业银行，但是这些机构与农民之间是储蓄关系，缺乏借贷关系。王虎、范从来(2006)分析了金融发展衡量指标、收入结构特征及其影响因素，并运用 1980-2004 年的数据，实证检验了金融发展对农民收入的影响机制。结果表明决定农民收入 的因素都是金融发展影响农民收入的途径，其机制非常复杂。金融中介的发展对第一产业增 加值占GDP比重和农村劳动力的转移有负向作用。章奇、刘明兴、陶然(2004)运用银行信 贷占GDP比例来衡量金融发展水平，并利用1978
6、1998年的数据，分析中国各省的银行信 贷和城乡收入差距的关系。实证结果表明，以全部国有及国有控股银行信贷水平所衡量的金 融中介发展显著拉大了城乡收入差距，金融机构在向农村和农业配置资金方面缺乏效率。现有的国内文献关于农村金融发展与农民收入增长之间的关系的结论差别很大，其原因 可能在于：1.各研究选取的数据集不同，数据起始年份、数据类型(有的使用时间序列数据， 有的是面板数据)以及数据频率的确定都会影响研究的结论。2.使用的模型不同带来的差异， 上述文献常采用的模型有采用灰色模型的，也有使用向量自回归模型的。由于不同模型对数 据的假定不同，因此运用不同模型可能得出大相径庭的结论。 3.模型包含
7、的变量差别。研究 农村正规金融与农民收入关系的模型中，有的加入物质资本形成以衡量资本投入，有的则不 加入。即使是同一变量，如农村正规金融，有的用金融相关程度FIR来表示，有的用银行 信贷占GDP比重来度量。模型的设定的差异很可能会影响研究结论。本文认为，农村正规金融与农民收入增长的关系要区别对待，以识别各自对农民增收的 真实影响。进而，本文采用农村贷款与农村存款来衡量农村正规金融的发展水平。文章接下 来的安排如下：第二部分对本文使用的模型进行简要的介绍；第三部分运用江西省农村正规 金融与农民收入的有关数据，对两者可能的关系进行实证检验；第四部分是研究的结论与针 对结论简要提出的若干建议。二 研
8、究模型设定 在这里我们利用总生产函数的传统分析框架，在这一思路中金融发展水平被当作一项 “投入”用于生产过程。这种方法已被大多数研究者采用，包括 Feder(1982)、 Greenwood and Jovanvic(1990) et al.基于此，我们给出反映农村正规金融发展与农村经济产出关系的生产函 数。Y 二 f (K 丄,F)(1)其中Y代表总的经济产出，K是总的资本投入，L代表劳动力投入，F代表金融发展水 平。为了单独衡量金融发展水平以及与之相关的资本要素对产出增长的作用，按照Parenteand Prescott(1991)的做法可以对劳动投入加一个容量限制L,从而有：Y = f(
9、 K F) MIN L，I 0(2)令 M = (L)1，表示经济的最大生产能力，按照张杰(2003),此时一旦达到最大劳动 力容量，经济就面临恒定的规模收益，总产出就取决于总的资本投入与金融发展的水平。结模型的设定参考了张杰，2003,中国农村金融制度:结构、变迁与政策中国人民大学出版社2003版。合式(1)就变成：(3)对方程(3)取全微分，就得到下式(4)RFRKDY = M dK + M dFRKRF如果我们用两个指标 X1 和 X2 来衡量我国农村金融发展水平，那么我国农村金融发展水平是这两个变量的函数：同样对(5)式取全微分，F = H (X , X2)12可以得到:RFRFDF
10、=DX + DXRX1 RX212将(6)式代入(4)式，就得到下式:RFRf RFRFdY = M dK + 丄(dX + dX )RKRF Rx1 Rx212(5)(6)(7)整理可得：RfRFRFdY = M 丄 dK + M dX + M dX(8)RKRx 1 Rx212分别利用卩1表示投资水平提高的边际产出，卩2表示XI提高的边际产出，卩3表示X2提高的边际产出，再对两边同时除以M,于是本文的基本模型如下：dY = B + B dK + B x + B x +p(9)0 1 2 1 3 2三 农村正规金融与农民收入增长关系的实证检验(一) 指标选取与数据说明1 指标选取由于利用 F
11、IR 或者 M2/GDP 这两个指标来衡量金融发展水平时，分子和分母的计算口 径“自由度”很大，故在本文分析中不采用这两个指标，农村正规金融发展指标选取利用农 村存款和农村贷款这个两个指标来衡量农村金融发展水平。实际上，中国是明显的银行导向 型金融体系，在中国广大农村地区，利用资本市场融资或者投资的机会比较少，所以用农村 贷款和农村存款来衡量中国农村金融发展程度是比较合理的。农民收入的数据我们采用农民 家庭收入。2 数据说明本文研究的样本区间为1990-2006年，所使用的数据来源于19902006年历年的江 西统计年鉴、中国农村金融年鉴。需要特别说明的是，对农户储蓄、农业存款、农业贷 款和乡
12、镇企业贷款，鉴于统计资料的可获性，特别是农户储蓄由于江西省统计年鉴的统计口 径的改变，2000年没有江西农户储蓄这个指标，本文对缺失数据（missing data）的处理方 法是使用运用拉格朗日插值法进行了填充。（二）计量分析1 单位根检验为了避免因数据非平稳而导致“伪回归”的结果，利用Dickey and Fuller提出的考虑残 差项序列相关的ADF单位根检验法检验变量的平稳性，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，那么我们将对相关变量进行协整检验（Cointegration Test）分别确定农村金融发展和固定资产与农民收入增长之间的长期关系。利用 Evie
13、ws6.0 软件，对各变量进行单位根检验，以确定变量的平稳性。首先对江西省 农村存款、农村贷款、农民收入，固定资产取对数为DEPO、DEBT、IN、CAP。通过检验 发现，DEPO、DEBT、IN和CAP均为非平稳序列。我们对于非平稳变量的处理采用差分法 （检验结果见表1）,在ADF检验值大于1%的情况下，ADEPO、ADEBT、AIN、ACAP变 量都达到平稳。表 1 ADF 检验结果变量ADF 检验值检验类型临界值（1%）临界值（5%）结论DEPO-1.483282（C， 0， 3）-4.05791-3.11991非平稳DEBT-0.067756（C， 0， 3）-4.05791-3.11
14、991非平稳IN-1.337453（C， 0， 3）-4.05791-3.11991非平稳CAP-0.410644（C， 0， 3）-3.92035-3.065585非平稳ADEPO-4.635674（C， 0， 3）-4.121990-3.144920平稳ADEBT-3.146455（C， 0， 0）-3.959148-3.081002平稳AIN-3.871625（C， 0， 3）-4.05791-3.11991平稳ACAP-5.152298（C， 0， 0）-3.959148-3.081002平稳注：括号中的（c, T, 1）分别表示含常数、趋势项和滞后阶数，基于SIC原则本文选择最 优滞
15、后阶数。2 协整检验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，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 提出的协整检验方法来检验 变量之间的协整关系。由于上述变量都是单整的，因此，我们可以利用 Johansen 检验判断 它们之间是否存在协整关系，并进一步确定相关变量之间的符号关系。Johansen 协整检验是一种基于向量自回归模型的检验方法，在检验之前，必须首先确 定 DEPO、DEBT 、IN、CAP 的 VAR 模型的结构。根据 SC 准则可以确定 VAR 模型的最优 滞后期数为3；在此基础上，我们可以得到协整检验的具体结果如表2 所示。表 2 IN 、CAP 、DEPO 、DEBT 协整检验结果零假设协整数目特征值迹统计量临界值
