陳沖

摘要：運(yùn)用1981—2011年的相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：從長(zhǎng)期來(lái)看，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)對(duì)于農(nóng)民收入的增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用，而農(nóng)村金融發(fā)展效率卻抑制了農(nóng)民收入的增長(zhǎng)；在短期內(nèi)，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和結(jié)構(gòu)兩個(gè)指標(biāo)與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間沒(méi)有明顯的正向關(guān)系，而農(nóng)村金融發(fā)展效率依然具有較為顯著的抑制作用。Granger因果檢驗(yàn)顯示：農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和效率是農(nóng)民收入增長(zhǎng)的Granger原因，但是其反向的Granger因果關(guān)系不存在，脈沖響應(yīng)函數(shù)得到同樣結(jié)論。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村金融發(fā)展；農(nóng)民收入；向量自回歸模型

中圖分類號(hào)：F832.7 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-3890（2013）06-0013-06

一、問(wèn)題的提出

農(nóng)民收入增長(zhǎng)問(wèn)題是當(dāng)前整個(gè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展所面臨的重大問(wèn)題，它不僅是解決“三農(nóng)”問(wèn)題的關(guān)鍵，而且對(duì)于我國(guó)整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展和社會(huì)主義和諧社會(huì)的構(gòu)建具有特殊意義（余新平、熊德平，2010）[1]。2011年我國(guó)農(nóng)村居民的家庭人均純收入達(dá)到了6 977.30元，相比于改革開(kāi)放初期1981年的223.40元，按照不變價(jià)格計(jì)算，農(nóng)民實(shí)際收入增長(zhǎng)了6.37倍，平均每年增長(zhǎng)6.16%，收入水平有了較大幅度的提升。但是分階段來(lái)看，農(nóng)民收入的增長(zhǎng)速度不僅波動(dòng)性較大，而且出現(xiàn)了整體下降趨勢(shì)。1981—1985年全國(guó)農(nóng)村居民人均純收入年增長(zhǎng)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(dòng)并且增速趨緩的同時(shí)，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(jià)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(zhǎng)了86.81倍和85.20倍，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于農(nóng)民人均純收入這一期間的增長(zhǎng)幅度。以上對(duì)比可以得出，我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入的增長(zhǎng)在直觀表現(xiàn)上并不協(xié)調(diào)，二者之間的事實(shí)關(guān)系有待進(jìn)一步的檢驗(yàn)和分析。

影響農(nóng)民收入增長(zhǎng)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(jiàn)不鮮（溫濤、冉光和，2005）[2]。從我國(guó)農(nóng)村地區(qū)金融事業(yè)的發(fā)展實(shí)際情況來(lái)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(shí)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(jī)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(zhǎng)不相協(xié)調(diào)的景象又為什么會(huì)出現(xiàn)呢？農(nóng)村金融的發(fā)展又對(duì)農(nóng)民收入的增長(zhǎng)起到了什么作用？在已有的研究中，國(guó)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，不能直接反映金融發(fā)展對(duì)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(jì)增長(zhǎng)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(guó)學(xué)者通過(guò)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(zhǎng)的關(guān)系（Greenwood & Jovanovic，1990[5]；Clarke，2003[6]）。國(guó)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(wú)論是金融機(jī)構(gòu)貸款比率還是經(jīng)濟(jì)證券化比率的提高，都對(duì)我國(guó)農(nóng)民收入的增長(zhǎng)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(qiáng)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(lái)衡量我國(guó)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(duì)農(nóng)民收入的增長(zhǎng)起到了抑制作用，農(nóng)村金融并沒(méi)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(zhǎng)[8]。而余新平、熊德平（2010）利用1978—2008年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行的實(shí)證分析表明，農(nóng)村存款、農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)賠付與農(nóng)民收入增長(zhǎng)呈現(xiàn)正向關(guān)系，而農(nóng)村貸款、農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)收入與農(nóng)民收入增長(zhǎng)呈負(fù)向關(guān)系，不能否定我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)重要性的理論價(jià)值[1]。

以上研究成果的梳理表明，有關(guān)我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)究竟起到了什么作用，已有的文獻(xiàn)還沒(méi)有形成一致的結(jié)論。分析原因，主要是因?yàn)樵诓煌难芯恐?，用什么指?biāo)來(lái)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(guó)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(shí)證檢驗(yàn)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(gè)方面來(lái)綜合衡量我國(guó)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(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)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(shí)證依據(jù)。

二、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說(shuō)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(zhǎng)的關(guān)系，建立科學(xué)的計(jì)量模型，使用有效的計(jì)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(dòng)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(jì)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(jì)生產(chǎn)的總收益，K代表資本投入，L代表勞動(dòng)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(jìn)一步假定農(nóng)村勞動(dòng)力處于最大的生產(chǎn)能力，即L=，這樣農(nóng)村經(jīng)濟(jì)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(guó)農(nóng)村金融市場(chǎng)的實(shí)際情況，借鑒已有的研究成果（姚耀軍，2004；張建波、楊國(guó)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(gè)指標(biāo)來(lái)衡量我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展水平。其中：

這里用來(lái)表示（8）式右邊中各個(gè)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?yàn)楸疚牡哪康脑谟诜治鲛r(nóng)村金融發(fā)展最終對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響，因此進(jìn)一步用農(nóng)村居民人均純收入的對(duì)數(shù)值（LNCSR）的增量來(lái)替代人均產(chǎn)出（人均收益）的增長(zhǎng)dy，TZSP代表農(nóng)村資本投入水平，即可得本文的基本計(jì)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(xiàng)，？滋t為隨機(jī)誤差項(xiàng)?？梢钥闯?，農(nóng)村居民收入水平的增長(zhǎng)還會(huì)受到前期的農(nóng)村資本投入水平和各項(xiàng)金融發(fā)展水平指標(biāo)的影響。同時(shí)，由（9）式容易證明出TZSP、JRGM、JRJG、JRXL四個(gè)解釋變量與被解釋變量LNCSR無(wú)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(jì)方法的選擇上，由于TZSP、JRGM、JRJG、JRXL四個(gè)解釋變量的滯后項(xiàng)可能對(duì)LNCSR產(chǎn)生影響，因此，在實(shí)證方法上本文最終選擇向量自回歸（VAR）估計(jì)方法來(lái)分析農(nóng)村金融發(fā)展水平與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的關(guān)系。

設(shè)Yt為5×1階的時(shí)間序列向量，Yt=（LNCSRt，TZSPt，JRGMt，JRJGt，JRXLt）′，則含有5個(gè)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(jī)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(lái)源及其說(shuō)明

為了實(shí)證檢驗(yàn)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的關(guān)系，結(jié)合以上部分建立的估計(jì)方程，實(shí)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(gè)方面。其中，作為被解釋變量的農(nóng)民收入水平（LNCSR），采用我國(guó)1981—2011年的農(nóng)民人均純收入的對(duì)數(shù)值數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。在對(duì)農(nóng)民人均純收入取對(duì)數(shù)之前，首先利用農(nóng)村居民的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（1978年為基期）剔除價(jià)格因素可能對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響。由于已有統(tǒng)計(jì)年鑒中沒(méi)有相關(guān)農(nóng)村資本投入的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，對(duì)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(zhǎng)來(lái)進(jìn)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(cè)算農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率三個(gè)指標(biāo)時(shí)，計(jì)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(chǔ)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(lái)源于1982—2012年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)金融年鑒》以及中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)。具體TZSP、JRGM、JRJG和JRXL的趨勢(shì)見(jiàn)圖1所示。

三、實(shí)證結(jié)果及其經(jīng)濟(jì)含義

由于本文選擇了向量自回歸模型（VAR）來(lái)分析各變量之間的具體關(guān)系，因此按照向量自回歸模型（VAR）估計(jì)方法的基本步驟，首先利用Dickey和Fuller提出的ADF單位根檢驗(yàn)方法來(lái)對(duì)解釋變量和被解釋變量的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。當(dāng)各變量數(shù)據(jù)呈現(xiàn)平穩(wěn)或具有一樣的單整階數(shù)時(shí)，進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，避免偽回歸現(xiàn)象。在此基礎(chǔ)之上，再進(jìn)行相關(guān)的誤差修正模型、Granger因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)等實(shí)證分析，保證估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性。

（一）單位根檢驗(yàn)

采用Dickey和Fuller的ADF單位根檢驗(yàn)方法，借助于EViews7.0統(tǒng)計(jì)分析軟件，得出了各個(gè)變量的具體單位根檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，本文實(shí)證分析所用到的變量LNCSR、TZSP、JRGM、JRJG和JRXL，其數(shù)據(jù)均在10%的顯著性水平上顯示為非平穩(wěn)數(shù)列，然而進(jìn)一步的一階差分序列檢驗(yàn)結(jié)果卻表明，？駐LNCSR、？駐TZSP、？駐JRGM、？駐JRJG和？駐JRXL這五個(gè)變量在5%的顯著性水平下均平穩(wěn)，也就是說(shuō)LNCSR、TZSP、JRGM、JRJG和JRXL滿足了一階平穩(wěn)，可以記為I（1），它們之間可能存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。因此，有必要同時(shí)也滿足條件來(lái)進(jìn)行下一步的協(xié)整檢驗(yàn)。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，LNCSR、TZSP、JRGM、JRJG和JRXL滿足一階平穩(wěn)，即為I（1）數(shù)列，因此它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系，進(jìn)一步利用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)進(jìn)行判定，同時(shí)還可以利用判定結(jié)果來(lái)構(gòu)建協(xié)整方程，以此來(lái)觀察LNCSR與TZSP、JRGM、JRJG和JRXL的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。需要注意的是，在對(duì)LNCSR、TZSP、JRGM、JRJG和JRXL進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，按照J(rèn)ohansen協(xié)整檢驗(yàn)方法的具體要求，首先必須對(duì)他們進(jìn)行VAR模型結(jié)構(gòu)的判定。本文綜合運(yùn)用似然比（LR）檢驗(yàn)以及施瓦茨（SC）、赤池信息（AIC）的定階準(zhǔn)則，最終確定出LNCSR與TZSP、JRGM、JRJG和JRXL構(gòu)建的無(wú)約束VAR模型的最優(yōu)滯后期為1。建立VAR（1）模型重新估計(jì)并進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)所有特征根的倒數(shù)均落在了單位圓之內(nèi)（見(jiàn)圖2），說(shuō)明所建立的VAR（1）模型系統(tǒng)是穩(wěn)定的，這為后續(xù)的協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型估計(jì)的準(zhǔn)確性提供了保障。同時(shí)，因?yàn)檗r(nóng)民收入增長(zhǎng)與農(nóng)村金融發(fā)展各個(gè)指標(biāo)構(gòu)建的VAR模型的最優(yōu)滯后期為1，Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的滯后期確定為0。具體協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，在1981—2011年期間，我國(guó)農(nóng)村居民收入水平（LNCSR）與農(nóng)村資本投入水平（TZSP）、農(nóng)村金融發(fā)展水平（包括JRGM、JRJG和JRXL）各變量之間存在一個(gè)顯著的協(xié)整關(guān)系，并且均衡的協(xié)整向量為：

協(xié)整方程（11）反映了上述各個(gè)變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。具體來(lái)看：農(nóng)民收入與農(nóng)村的固定資產(chǎn)投資水平之間呈現(xiàn)正向關(guān)系，農(nóng)民收入水平伴隨著農(nóng)村固定資產(chǎn)投資水平的提高而提高，反映了在1981—2011年期間，我國(guó)農(nóng)村地區(qū)的社會(huì)固定資產(chǎn)投資對(duì)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)起到了提升效率、穩(wěn)定生產(chǎn)的積極作用。農(nóng)村金融發(fā)展水平對(duì)農(nóng)民收入水平的長(zhǎng)期影響并不是單一的促進(jìn)或抑制，這里需要通過(guò)區(qū)分不同的衡量指標(biāo)來(lái)進(jìn)行分析。具體來(lái)說(shuō)，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)兩個(gè)指標(biāo)與農(nóng)民收入水平之間呈現(xiàn)正向關(guān)系。農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模的正向作用說(shuō)明了在我國(guó)農(nóng)村地區(qū)，金融資源越多，農(nóng)民收入水平的增長(zhǎng)越有利；而農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)的正向作用反映了鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)具有轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動(dòng)力、增加農(nóng)民非農(nóng)收入的積極作用，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款余額比重的增加不僅利于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的促進(jìn)也很明顯。以“貸存比”來(lái)衡量的農(nóng)村金融發(fā)展效率指標(biāo)非但沒(méi)有起到促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的應(yīng)有作用，反而是較為顯著地抑制了農(nóng)民收入的增長(zhǎng)。這可能是因?yàn)樵谖覈?guó)的農(nóng)村地區(qū)，與農(nóng)業(yè)、農(nóng)村和農(nóng)民相關(guān)的各項(xiàng)資金一直處于外流的現(xiàn)狀，農(nóng)村的很多貸款被低效率地挪用或使用，資金短缺一直是農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)“短板”，最終影響到農(nóng)民收入水平的提高。

在分析了LNCSR與TZSP、JRGM、JRJG、JRXL之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步利用向量誤差修正模型（VECM）來(lái)分析各個(gè)變量之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，具體估計(jì)結(jié)果如表2所示：農(nóng)民收入水平的誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為0.032 4（大于0），并且t檢驗(yàn)的顯著性水平較高，說(shuō)明如果農(nóng)民的收入水平LNCSR偏離長(zhǎng)期的均衡狀態(tài)，模型中的誤差修正項(xiàng)（EMC）會(huì)對(duì)其進(jìn)行較為顯著的正向調(diào)整。在反映農(nóng)村金融發(fā)展水平的JRGM、JRJG和JRXL三個(gè)指標(biāo)中，除了JRXL在10%的顯著性水平下對(duì)農(nóng)民收入的增長(zhǎng)具有抑制作用，JRGM與JRJG在誤差修正模型中的系數(shù)均不顯著，說(shuō)明農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)的變化對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的作用在短期并不明顯。就整體而言，短期內(nèi)，農(nóng)民收入水平與農(nóng)村金融發(fā)展之間沒(méi)有出現(xiàn)預(yù)期的正向關(guān)系，反而在某些方面存在著消極影響。改革開(kāi)放以來(lái)我國(guó)的農(nóng)村正規(guī)金融都不自覺(jué)地遵循著“偏農(nóng)離農(nóng)”的路徑，大多數(shù)留在農(nóng)村地區(qū)的基層金融機(jī)構(gòu)都只是一個(gè)簡(jiǎn)單的“吸儲(chǔ)”目的，而在貸款等其他金融服務(wù)方面功能發(fā)揮十分有限；而對(duì)于農(nóng)村的非正規(guī)金融，不是被政府不斷正規(guī)化，就是不斷地被打壓。農(nóng)村正規(guī)金融單一、短視的服務(wù)模式與非正規(guī)金融的發(fā)展受挫，最終使得農(nóng)村地區(qū)的生產(chǎn)以及投資長(zhǎng)期處于自我發(fā)展的境地，農(nóng)村資金短缺常態(tài)化，農(nóng)村金融發(fā)展難以發(fā)揮對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。

（三）格蘭杰因果檢驗(yàn)

以上的協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型分別分析了LNCSR與TZSP、JRGM、JRJG和JRXL之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期波動(dòng)情況，按照向量自回歸模型（VAR）的分析步驟，進(jìn)一步利用Granger（1969）提出的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法進(jìn)一步分析LNCSR與TZSP、JRGM、JRJG和JRXL是否構(gòu)成因果關(guān)系。表3為具體的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果。

由表3的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，有關(guān)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入水平的因果關(guān)系，同樣不能“一刀切”地給出結(jié)論，而是要區(qū)分不同的農(nóng)村金融發(fā)展衡量指標(biāo)。具體來(lái)說(shuō)：農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模（JRGM）和農(nóng)村金融發(fā)展效率（JRXL）均成為了農(nóng)民收入水平的Granger原因，分別通過(guò)了5%和1%的顯著性水平，但是農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)（JRJG）與農(nóng)民收入水平之間沒(méi)有這樣的關(guān)系；值得注意的是，農(nóng)民收入水平?jīng)]有成為任何一個(gè)農(nóng)村金融發(fā)展指標(biāo)的Granger原因，各指標(biāo)的檢驗(yàn)結(jié)果均沒(méi)有通過(guò)10%的顯著性水平。Granger因果檢驗(yàn)的結(jié)論一定程度上反映了我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)于農(nóng)民收入增長(zhǎng)的正向作用尚不明顯，有些層面甚至還起到了抑制作用；同時(shí)，在我國(guó)的農(nóng)村金融市場(chǎng)，不能印證部分國(guó)外學(xué)者（Greenwood & Jovanovic，1990[5]）所提出的“收入水平的提高推動(dòng)金融組織和金融交易發(fā)展”的觀點(diǎn)。

（四）脈沖響應(yīng)函數(shù)

Granger因果檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在衡量農(nóng)村金融發(fā)展水平的三個(gè)指標(biāo)中，只有農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)民金融發(fā)展效率成為農(nóng)民收入增長(zhǎng)的Granger原因?；谶@一檢驗(yàn)結(jié)果，本文利用Sims提出的向量自回歸（VAR）技術(shù)對(duì)LNCSR與JRGM、LNCSR與JRXL之間進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，以此來(lái)更加深入地分析它們之間的具體關(guān)系。由于在向量自回歸模型（VAR）估計(jì)中，各變量的先后順序會(huì)對(duì)最終脈沖響應(yīng)分析結(jié)果產(chǎn)生影響，因此借鑒已有研究成果的做法（溫濤、冉光和，2005；余新平、熊德平，2010，等），這里對(duì)LNCSR與JRGM、LNCSR與JRXL之間分別利用VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)行估計(jì)，以此來(lái)避免變量順序變化對(duì)脈沖結(jié)果可能產(chǎn)生的影響。具體脈沖響應(yīng)結(jié)果如圖3和圖4所示。

圖3和圖4分別顯示的是農(nóng)民收入水平與農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、農(nóng)民收入水平與農(nóng)村金融發(fā)展效率對(duì)相關(guān)單一沖擊的標(biāo)準(zhǔn)差的動(dòng)態(tài)反應(yīng)。從圖3可以看出：農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模的正向沖擊對(duì)農(nóng)民收入水平的短期效應(yīng)并不明顯，但在滯后2期以后其正向效應(yīng)開(kāi)始逐漸增強(qiáng)；農(nóng)民收入水平對(duì)來(lái)自農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模的正向沖擊在較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)呈現(xiàn)負(fù)向效應(yīng)，在滯后4期時(shí)這種負(fù)面效應(yīng)達(dá)到頂點(diǎn)，然后逐漸減弱，并于滯后8期時(shí)開(kāi)始轉(zhuǎn)為正向效應(yīng)，也就是說(shuō)農(nóng)民收入水平對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模最終會(huì)起到一定的正向促進(jìn)作用，但是這一促進(jìn)作用具有一定的滯后性。從圖4可以看出：與農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模不同，農(nóng)民收入水平對(duì)來(lái)自農(nóng)村金融發(fā)展效率的正向沖擊呈現(xiàn)持續(xù)性的負(fù)向效應(yīng)，并在滯后5期以后這一負(fù)面效應(yīng)趨于平穩(wěn)，這與協(xié)整方程（11）式的估計(jì)結(jié)果是一致的；農(nóng)村金融發(fā)展效率對(duì)農(nóng)民收入水平的正向沖擊同樣呈現(xiàn)負(fù)向效應(yīng)，并于滯后4期時(shí)達(dá)到頂點(diǎn)，隨后逐漸向正向效應(yīng)逼近。

四、結(jié)論與政策啟示

本文運(yùn)用1981—2011年的相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。實(shí)證結(jié)果顯示：從長(zhǎng)期來(lái)看，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)對(duì)于農(nóng)民收入的增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用，而農(nóng)村金融發(fā)展效率當(dāng)前卻抑制了農(nóng)民收入的增長(zhǎng)；不同的是，在短期內(nèi)，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和結(jié)構(gòu)兩個(gè)指標(biāo)與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間沒(méi)有明顯的正向關(guān)系，反而是農(nóng)村金融發(fā)展效率依然具有較為顯著的抑制作用。這在一定程度上反映出了我國(guó)農(nóng)村地區(qū)大量的農(nóng)村存款余額被轉(zhuǎn)移或流失，農(nóng)民和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的融資需求得不到滿足，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展與農(nóng)民收入的增長(zhǎng)受到限制。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)村金融發(fā)展效率是農(nóng)民收入增長(zhǎng)的Granger原因（農(nóng)村金融發(fā)展效率對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)起到的作用是負(fù)向的），而農(nóng)民收入增長(zhǎng)并不是農(nóng)村金融發(fā)展的Granger原因，這點(diǎn)還可以由脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)一步證實(shí)。

雖然部分農(nóng)村金融發(fā)展指標(biāo)呈現(xiàn)出了對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的負(fù)向影響，但是我們不能就此否定農(nóng)村金融資源對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)民收入增長(zhǎng)的積極作用，只能說(shuō)明我國(guó)當(dāng)前農(nóng)村金融制度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略傾向，導(dǎo)致農(nóng)村金融發(fā)展在結(jié)構(gòu)、功能和效率上，沒(méi)有凸顯出對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)民收入增長(zhǎng)的積極作用。增加農(nóng)民收入一直都是我國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)深化改革的主要目的之一，提升農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)民收入增長(zhǎng)的積極作用也是我國(guó)農(nóng)村金融制度改革的大勢(shì)所趨。因而為了達(dá)到這一目標(biāo)，體現(xiàn)農(nóng)村金融發(fā)展的應(yīng)有作用，需要對(duì)我國(guó)農(nóng)村地區(qū)的金融結(jié)構(gòu)和功能進(jìn)行改進(jìn)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村金融服務(wù)體系的多元化，在農(nóng)村正規(guī)金融逐步完善和健全的基礎(chǔ)上，積極幫助農(nóng)村地區(qū)民間金融的合理發(fā)展，使之成為正規(guī)金融的有力補(bǔ)充；同時(shí)，要通過(guò)政策引導(dǎo)、政府扶持等手段，積極改變農(nóng)村地區(qū)金融資源的低效率配置和大量流失的長(zhǎng)期現(xiàn)狀，根本性地解決農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的資金保障問(wèn)題，以此提高農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度。

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