海南省农村金融与农村收入之间关系的实证分析

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海南省农村金融与农村收入之间关系的实证分析(一)
海南省城镇居民收入与消费关系实证分析

海南省城镇居民收入与消费关系实证

分析

吴爽 刘殿国

（海南大学 经济与管理学院，海南 海口 570208）

作者简介：吴爽（1979年-），女，辽宁沈阳人，海南大学经济与管理学院讲师，主要研究方向：管理科学、数据模型。

刘殿国（1963年-），男，吉林省农安县人，海南大学经济与管理学院教授，博士后，硕士生导师，主要研究方向：多层统计模型、计量经济模型、管理与运筹。

联系方式：通信地址：海南省海口市海南大学经济与管理学院，吴爽，邮编：570208，电话：13976599241，电子邮箱地址：wshteaqer@163.com

摘要：促进消费是推动地区经济发展的重要举措，而收入是影响消费的主要因素。本文总结了西方学者对收入与消费之间关系的观点，给出了具有包容性的消费函数一般形式，并以此对海南省城镇居民收入与消费关系进行了实证分析，提出了海南省促进消费的政策建议。

关 键 词：居民收入；消费函数；协整检验；格兰杰检验；回归分析 Abstract: Promoting consumption is an important solution to developing economy, and income is a major factor that affects consumption. This paper summarizes some western scholars’ views on the relationship between income and consumption and presents general forms of the comprehensive consumption function. Finally, this paper suggests policy proposal for Hainan Province to stimulate consumption based on an empirical research about the relationship between rural residents’ income and consumption in local area.

Keywords: income; consumption function; co-integration test; Granger test; regression analysis

居民消费水平是指居民在物质产品和劳务的消费过程中，对满足人们生存、发展和享受需要方面所达到的程度。消费水平直接反映了居民富裕程度，而居民收入高低是影响消费水平的重要因素。

一、收入与消费需求的理论关系

消费行为的研究主要包括两个方面:一方面是微观经济学视角下的消费者行为理论,主要是指在消费者偏好既定的前提下,个体消费者在一定预算约束下的效用最大化行为；另一方面是源于宏观经济学视角下的消费问题,主要是对消费函数理论的研究。 1.消费行为理论的发展历程

（1）基于现期收入与确定性分析的阶段

这一阶段主要包括绝对收入假说和相对收入假说,两种假说注重现期收入对消费的影响,不分析预期收入及不确定性问题。

①绝对收入假说

1936 年英国经济学家凯恩斯在《就业、利息和货币通论》中提出了绝对收入假说。他认为现期消费与现期收入之间有稳定的函数关系,且边际消费倾向递减,其函数式如下:

CtabYtut

其中,Ct为当期消费; Yt为当期收入;a > 0 ,为自发消费;0 < b < 1 ,为边际消费倾向。该公式包括以下观点: ①消费支出是实际收入的稳定函数。短期内消费支出的变化,是由当期收入变化引起的。②边际消费倾向(MPC)为小于1的正值,即消费随收入的增加而增加,但小于收入的增加量。③平均消费倾向(APC)随着收入的上升而下降。

②相对收入假说

1949 年,杜森贝里提出了相对收入假说。该理论核心内容为示范效应与棘轮效应。杜森贝里认为,消费者的消费支出不仅受自身收入的影响,还受他人消费支出的影响,称为消费的“示范效应”。同时消费者的消费支出不仅受本人目前收入的影响,还受过去“高峰时期”收入的影响,这是由于消费习惯的“惯性”所致,被称为消费的“棘轮效应”。在杜森贝里的消费理论中,理性主体被设定为“后顾的和攀附的”消费者,追求的仍然是一时预算约束下的效用最大化。

（2）基于预期收入与确定性分析的阶段

这一阶段包括莫迪利安尼的生命周期假说与弗里德曼的持久收入假说,两种假说中的消费者是“前瞻的”理性主体,追求的是跨时预算约束下的效用最大化,仍然没有考虑不确定性。

①生命周期假说

生命周期假说是由莫迪利安尼、布伦博格和安多共同提出来的。该理论认为:每个人都根据他自己一生的全部预期收入来安排他的消费支出,消费者年轻时储蓄,年老时动用储蓄,从而平滑自己一生的消费。各家庭在每一时点的消费决策都反映了该家庭谋求在其生命周期内达到消费的理想分布,而各个家庭的消费要受制于该家庭在其整个生命周期内所获得的总收入。用公式表示为:

C = a·WR + c·YL

其中,WR 为实际财富,a 为财富的边际消费倾向,即每年消费掉的财富的比例; YL 为劳动收入,c 为劳动收入的边际消费倾向,即每年消费掉的劳动收入的比例。

②持久收入假说

美国著名经济学家弗里德曼于1957年提出持久收入假说。该假说认为人们在计划消费时不是依据短期的实际收入,而是依据长期的持久收入。持久收入假说与生命周期假说都强调预期收入对消费的影响,因而有的学者将它们合起来称为前瞻性的消费理论。它们同第一阶段的绝对收入假说、相对收入假说存在较大差异,具体表现为:一方面,凯恩斯视点下的消费者是“短视的和原始的”消费主体,杜森贝里眼中的消费者是“后顾的和攀附的”消费主体。而前瞻性的消费理论下的消费者是睿智的、前瞻的理性主体,追求的是跨时终生的效用最大化。另一方面,前瞻性的消费函数理论与第一阶段的假说有不同的政策含义。根据凯恩斯的理论,减税即刻会引起消费者收入的增加,从而引起消费支出的增加。反之,增税会引起消费支出的减少。而根据前瞻性的消费理论,当增加税收时,只有增税引起消费者长期可支配收入减少时,消费支出才会减少。反之,减税时,只有减税引起消费者长期可支配收入增加时,消费支出才会增加。

(3)基于理性预期与确定性分析的时期

20 世纪70 年代后期,受理性预期革命的影响,霍尔将理性预期方法引入生命周期和持久收入假说中,形成了理性预期生命周期假说,该阶段主要研究随机化的生命周期—持久收入消费函数,但仍然没有考虑不确定性。1978年,霍尔将理性预期方法应用于消费行为理论,形成了随机游走假说。主要内容是:根据理性预期,按照寻求效用最大化的消费者的消费轨迹是一个随机游走过程,即除了本期消费,任何变量都无助于预测下期消费。其函数表达式为:

Ct1Ctt

其中,Ct1和Ct分别是下期消费和本期消费,t为不可预测的误差。

(4)基于预期收入与不确定性分析的时代

前几种假说都认为消费者未来的收入与支出是确定的。但近年来的学者研究发现,消费者进行消费时,除了考虑收入以外,还要考虑其所面临的未来不确定性。因此以西方学者将不确定性引入消费函数为标志,消费行为理论进入了新的阶段。

①预防性储蓄假说【海南省农村金融与农村收入之间关系的实证分析】

预防性储蓄是指厌恶风险的消费者为预防未来的不确定性导致的消费水平急剧下降而进行的储蓄,这种不确定性是由收入或支出的波动导致。该理论最先是由利兰德(Leland) 在1968 年提出的,他发现当未来收入不确定时,消费者将变得更加谨慎,他们会用增加储蓄的办法来预防收入不确定带来的风险。该理论核心观点是:不确定性同财富积累之间有着相关关系,不确定性越高,财富的积聚就越多。

②流动性约束假说

在消费理论中,流动性约束定义为消费者不能利用消费信贷进行负债消费,即消费者的最优消费路径由如下规划决定: Max

U(Ct)

t

(1p)t0



s.t.Ct(At1At)WtrAt;At0

其中p表示消费者的时间偏好或主观贴现率;At表示消费者在第t期所拥有的财富;Wt 表示劳动收入;r表示利率。

③λ假说

坎贝尔和曼丘(Campbell and Mankiw) 基于消费总和分析建立了“λ模型”。λ假说中将消费者划分为两类,第一类是凯恩斯框架下的消费者,消费由当期收入决定;另一类符合随机游走假说的消费者,消费由持久收入决定。假设第一类消费者的比重为λ,其总消费为: CtYt(1)EtY

其中Yt表示消费者在第t期的可支配收入;EtY表示消费者在第t期对持久收入的预期。

当将上式改写成:

p

p

Ct1CtZt1Vt1时，式中 Zt1Yt1Yt,Vt1(1)t,V为误差项。

(5)结论

①理论逻辑结论

洞察宏观经济学视角下消费行为理论的发展历程,我们不难得出如下结论:一方面,消费理论与实证研究始终沿着四条主线展开:一是消费理论的演变与整个西方主流宏观经济学发展的潮流相吻合,即为宏观消费理论建立微观个体消费基础。自凯恩斯首创消费函数理论后,莫迪利安尼、弗里德曼将消费函数引入新古典经济的分析框架里,西方学者就力图为宏观消费理论奠定相应的微观基础,实现宏观分析与微观基础的有机结合。第二条主线是宏观视角

下的消费理论从确定性分析拓展到不确定性分析。消费理论最大的进步在于对不确定性的认识,其中绝对收入假说、相对收入假说、生命周期、持久收入假说没有考虑不确定性因素,预防性储蓄假说和流动性约束研究则涉及到未来的不确定性因素。第三条主线就是对影响人们消费行为的内在和外在因素认知的逐渐深入并引入分析的过程。从消费者所面临的外部环境及内在条件来看,这四个阶段对应着不同的假设:第一阶段,短视的、非理性的消费者;第二阶段,长远着想的完全理性消费者;第三、四阶段,长远着想的有限理性(近似理性) 消费者。第四条主线是在研究方法上,也经历了由主观推理到运用现代的计量分析手段的发展历程。凯恩斯基于他的心理定律进行推理,而弗里德曼等在提出假说的同时也进行一定的实证分析;到了第三、四阶段则运用了大量数据进行计量经济分析,力求假说能与实际消费相吻合。另一方面,我们还应当看到,西方学者对消费函数理论的解释力是有限的。因为消费函数是对收入与消费关系抽象和概括,而实际中,不同经济发展水平、不同制度下的人们的消费心理及其他影响消费的外在因素也是不同的,其消费函数也必然不同。即便在相同背景下,由于研究者的着重点及分析问题的角度不同,也可能得出不同的结论。

②消费函数的一般形式结论

Ctf(Yt,Ct1)t

Ct01Yt2Ct1t

Ct1和Ct分别是下期消费和本期消费,t为其中Yt表示消费者在第t期的可支配收入，

不可预测的误差。

经济意义解释合理：各种消费函数模型，除了绝对收入假设消费函数外，都可以近似表达为这种形式。估计中的问题有：随机解释变量问题；共线性问题。示范性相对收入假设消费函数模型已具有了相同的统计形式；不可逆性相对收入假设消费函数模型推导过程中仅忽略收入的两期滞后量的影响；生命周期假设消费函数模型推导过程仅去掉了共线性项，引入了常数项；持久收入假设消费函数模型推导过程仅将瞬时消费归入随机项，引入了常数项；合理预期假设与适应预期假设消费函数模型已经是相同的统计形式。结论：该一般形式与各种理论假设都相容，具有包容性。

二、海南省城镇居民收入分配与消费需求关系的实证分析

海南省城镇居民收入与支出增长较快，生活质量不断改善。海南省城镇居民人均可支配收入从1987年的986元上升到2010年的15581元，年均增长12.4％。其中2010年全省城镇居民人均可支配收入比上年增长13.3%；全年在岗职工平均工资30946元，比上年增长24.1%。城镇居民人均消费性支出从1987年的922元增加2010年的10927元，年均增长11.7%。其中2010年城镇居民人均消费支出比上年增长8.3%。

1．变量的选择、数据的来源与处理

本文选择城镇居民人均可支配收入（czsr）、城镇居民人均消费性支出(czxf)作为分析变量。数据来源与海南统计年鉴，用居民消费价格指数转化成1985年的不变价。

2．城镇消费与收入实证分析 （1）平稳检验

由海南城镇收入分配和消费的数据可知城镇消费与收入都是非平稳序列，它的变化呈指数变化趋势。对czsr、czxf，利用Eviews6.1软件进行平稳性检验，检验结果由表1可见，由于ADF统计值为小于在5%的显著水平时间序列D(czsr,1)、D(czxf,1)拒绝单位根假设，D(czsr,1)、D(czxf,1)在5%显著水平上是平稳的。

表1 czsr与czxf的ADF 检验

（2）协整检验

由于czsr、czxf都是一阶平稳的，利用Eviews6.1软件对其进行协整检验，检验结果由表2可见，czsr与czxf存在协整关系。

表2 czsr与czxf的协整检验

Hypothesize

d No. of CE(s) None * At most 1 *

Eigenvalue 0.321255 0.261136

Trace Statistic 15.87348 6.960760

0.05 Critical Value 15.49471 3.841466

Prob.** 0.0438 0.0083

Trace test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level

（3）格兰杰检验

由于czsr与czxf存在协整关系，利用Eviews6.1软件对其进行格兰杰检验，检验结果由表3可见，czsr是czxf的格兰杰原因。

表3 czsr与czxf的格兰杰检验

Null Hypothesis:

CZXF1 does not Granger Cause CZSR1 CZSR1 does not Granger Cause CZXF1

Obs 23

F-Statistic 0.49501 2.55545

Prob. 0.6176 0.1055

（4）回归分析

以czxf为因变量，以czsr及其滞后量为自变量，利用Eviews6.1软件对其进行回归分析，分析结果由表4、5可见。

①长期关系分析

表4 czsr与czxf的长期关系回归分析

Variable C CZSR1

R-squared

Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood F-statistic Prob(F-statistic)

Coefficient 154.5060 0.678698

Std. Error 21.12387 0.013299

t-Statistic 7.314284 51.03538

Prob. 0.0000 0.0000 1142.330 442.6160 10.40412 10.50163 10.43117 0.870719

0.991247 Mean dependent var 0.990866 S.D. dependent var 42.30117 Akaike info criterion 41155.94 Schwarz criterion -128.0516 Hannan-Quinn criter. 2604.610 Durbin-Watson stat 0.000000【海南省农村金融与农村收入之间关系的实证分析】

②短期关系分析

表5 czsr与czxf的短期关系回归分析

Variable D(CZSR1)

Coefficient 0.728560

Std. Error 0.049441

t-Statistic 14.73594

Prob. 0.0000

海南省农村金融与农村收入之间关系的实证分析(二)
湖南省农村金融发展与经济增长关系的实证分析

【海南省农村金融与农村收入之间关系的实证分析】

湖南省农村金融发展与经济增长关系的实证分析

【摘要】 本文以湖南省农村经济增长和农村金融发展为分析对象，对农村经济增长和农村金融发展的关系进行了论述，并运用ADF单位根检验、Johansen协整检验、Granger因果检验对农村经济增长和农村金融发展的各项指标进行了分析。最后根据分析结果提出了改善农村金融以促进湖南农村经济增长的相应对策。

【关键词】 农村金融 经济增长 实证分析

一、湖南省农村金融发展与经济增长关系

湖南是一个农业大省，经济的发展离不开农业的发展。推进农业现代化建设，发展农村经济，关系到小康社会建设和新农村建设的全局。解决资源配置问题是解决“三农”问题、促进农村经济增长的关键，农村金融作为农村经济发展中最为重要的资本要素配置制度，无疑将成为农村经济改革中的一个焦点。2012年9月，湖南省召开了全省农村金融工作会议，会议指出要高度重视和科学谋划农村金融工作，加速推动金融与农村经济融合发展。

国外研究方面，休帕特里克（1996）针对发展中国家的农村发展情况总结出两种金融发展模式，即需求追随模式——强调金融需求引致金融发展，以及供给领先模式——强调金融供给拉动经济增长。戈德·史密斯（1969）提出了金融相关比率（FIR）概念，对金融结构改善与经济增长的正向关系进行了论证。Pagano（1993）采用内生经济增长模型来分析农村金融资源对农村经济增长的作用机制。该模型通过假设资本的边际产出是递增的，认为经济增长取决于储蓄率、储蓄与投资的转化比率以及资本的边际生产率。Levine（1992）的研究表明经济发展影响实体经济所能承载的金融类型，农村经济发展的多层次性、不平衡性，客观上需要不同层次的金融制度与其相适应，从而更好地促进经济的发展。Bencivenga（1995）和Starr（1996）通过研究认为金融发展与经济增长之间存在循环作用、相互支持的关系。

国内研究方面，文玉春（2006）通过拓展的Dickey-Fuller 检验、协整检验和格兰杰因果关系检验，对山东金融结构和经济增长之间存在的长期稳定关系进行了判定。张春喜（2007）、岳彩军（2008）分别对安徽省、河南省的农村金融发展与农村经济增长的相互关系进行了实证分析。陈福中等（2008）以长三角地区为例研究发现：金融相关率、证券及保险市场发展程度在经济发展的不同阶段对经济增长的作用不同，金融效率提高与经济增长呈现负相关关系。冉光和、温涛（2008）进行实证检验，结果表明政府主导的农村金融成长模式不仅无法促进农村经济增长，反而对其产生显著的约束效应。乔雅君（2010）以河南省为例实证研究得出结论：金融发展水平与经济增长速度相比是较为滞后的，金融发展对经济增长的促进作用并不显著。

二、指标选取、模型建立与实证分析

海南省农村金融与农村收入之间关系的实证分析(三)
黑龙江省农村金融发展和农村经济增长关系的实证研究

　　【摘 要】基于内生经济增长理论中的帕加诺模型，选取2000—2009年黑龙江省相关数据，运用协整检验和格兰杰因果检验进行实证研究，并通过建立VAR模型来分析黑龙江省农村金融发展和农村经济增长之间的关系。研究结果显示：从长期来看，黑龙江省农村经济增长与农村金融发展结构、发展规模之间存在正向影响，而对发展水平则产生负向影响。从短期看，农村经济增长与金融发展结构、发展规模和发展水平均存在正向关系，金融发展结构对经济增长影响较大，经济向长期均衡状态调整时间较长。应完善农村金融体系，优化农村金融结构，培育发展农村金融市场

　　【关键词】黑龙江省；农村经济；农村金融；VAR模型
　　【中图分类号】F327 [文献标识码]【文章编号】
　　一、引言
　　金融是现代经济的核心，经济发展伴随着货币化与金融化，金融发展和经济增长之间存在着密切的关系。戈德史密斯通过实证分析得出经济迅速增长时期总是伴随着金融的快速发展。Levine完善了戈德史密斯的研究并得出相同结论。此后，国内学者也对该问题进行了大量研究，同样证明了经济增长与金融发展密切相关。然而上述研究主要集中在宏观层面，对于省级区域的农村经济增长与农村金融发展之间的关系的研究相对较少。黑龙江省作为我国的农业大省，农村经济的发展对区域经济的影响将更加突出。本文通过实证分析来阐述黑龙江省农村经济增长与农村金融发展的关系。
　　二、模型、数据与方法
　　（一） 理论模型
　　帕加诺模型是现代金融理论中验证金融发展与经济增长关系的有效工具，它以经济内生增长模型为理论基础，证明扩大资本存量就能够实现经济增长。
　　其模型为：
　　其中，影响经济增长的三个因素分别为资本的边际生产率A，储蓄向投资
　　融工程。
　　的转化率，总储蓄率s。
　　（二） 模型构建
　　1.指标变量的选取。
　　（1）农村经济增长指标的选取。由于第一产业GDP能够从总体上反映农村经济增长的主要成果，并且能够反映真实的经济发展状况，因此选择黑龙江省第一产业GDP作为反映黑龙江省农村经济增长的指标。（2）农村金融发展水平指标的选取。根据帕加诺模型，影响经济增长的因素包含储蓄率、储蓄向投资的转化率和资本的边际生产率，但是由于黑龙江省农村储蓄具有刚性和农村固定资产投资具有季节性，无法真实反映二者与经济增长的关系，因此选取储蓄向投资的转化率表示农村金融的发展水平。本文应用由戈德史密斯提出的金融相关率来代表金融发展水平，其数值等于农村金融资产总量除以农村GDP，用RFIR表示。农村金融资产总量用农村存款与农村贷款之和表示。（3）其他指标的选取。根据相关学者的研究成果，选取乡镇企业贷款与农村贷款的比值来反映农村的发展结构，用FZJG表示；选择农村存款余额和农村贷款余额之和与农村GDP增量的比值表示农村金融的发展水平，用符号FZGM表示。
　　2.模型的建立
　　根据上述的分析，建立如下模型：
　　其中GDP代表黑龙江省第一产业GDP，金融相关率RFIR代表金融发展水平，FZJG代表金融发展结构，FZGM代表金融发展规模。
　　3.数据的来源与说明。
　　本文选取2000-2009年黑龙江省第一产业GDP、农村存款、农村贷款及农村GDP增量等指标的年度数据。其中黑龙江省第一产业GDP即定义为农村GDP；农村存款是农业存款与农户储蓄存款之和；农业贷款是农业贷款与乡镇企业贷款之和。为了减少指标变量的异方差性，并且使数据更加接近正态分布，符合实证模型的要求，对指标变量数据均取自然对数进行处理。本文数据来自《黑龙江统计年鉴》和《中国金融统计年鉴》及据相关网站数据整理得出。
　　三、实证分析
　　（一）单位根检验
　　为了避免所采用的时间序列数据出现因非平稳性造成的伪回归问题，首先对数据变量进行单位根检验，以确定数据变量的平稳性。如果数据变量为非平稳性变量，则将该变量进行差分处理，以达到平稳性要求。采用ADF方法进行单位根检验。根据STATA11软件得出如下结果：
　　（二）协整检验
　　Johansen协整检验是一种基于向量自回归模型的检验，进行协整检验之前，必须确定 VAR模型结构，同时需要确定最优滞后期。
　　其中=0.8013，说明模型的拟合效果非常好，各个变量均在5%的显著性水平下通过了t检验。
　　根据回归方程可以发现，黑龙江省农村金融的发展结构，发展规模和农村的经济增长呈现正相关关系，即黑龙江省采用合理的金融发展结构和适度的金融发展规模将对黑龙江省的农村经济发展起到促进作用。而金融相关率指标的系数为负值，说明黑龙江省农村金融发展水平与农村经济增长并不是相互促进的。本文金融相关率指标是通过代表农村储蓄投资转化的程度来表示农村金融发展水平的，因此就意味着黑龙江省的储蓄向投资转化的程度较低，农村金融的发展一定程度上抑制了农村经济的增长。出现这种现象可能是因为随着金融发展，黑龙江省进入农村金融机构的主要是大量储蓄资金，其中很多通过农村金融体系流向非农产业，致使农业产业的资金投入明显不足。另外，面向农村的商业性金融机构都具有逐利性，而农业贷款的高成本高风险性，使其盈利水平存在较大的不确定性，对农村信贷投入的积极性下降，从而导致农村资金投入不足。
　　（三）向量误差修正模型
　　从理论上讲，协整检验只是表明变量之间的长期平稳关系，而大多经济变量之间既存在长期影响也有短期波动，VEC 模型则很好地反映了具有协整关系的非平稳时间序列变量之间的短期关系。VEC迫使模型在长期内发生聚敛，从而将变量之间的短期与长期关系结合起来。
　　从上述方程可知，lnGDP与lnFZJG误差修正模型的估计值为0.1980767，说明农村金融结构对农村经济增长在短期内的波动，将会以19.81%的速度从正向向长期均衡状态调整， 在此波动的影响下， lnGDP从非均衡状态向长期均衡状态调整大约需要5年时间。据此可相应推出针对发展规模和发展水平的变化，lnGDP的调整时间为1.5年和0.8年。 　　（四） Granger 因果检验
　　据Granger 因果检验结果显示，黑龙江省的金融发展规模和发展结构是黑龙江省农村经济增长的Granger 成因，而金融发展水平则不是。但是农村经济增长却是农村金融发展水平和发展规模的Granger 成因。农村金融发展规模的适度扩大将带动经济交易范围和交易速度的同时提高，从而无形中降低了交易成本。农村金融的发展结构的改善有助于农村经济寻找新的经济增长点，在大力进行农业生产的同时加大农村工业等相关产业的发展力度将会是农村经济加速增长。而农村经济增长是农村金融发展水平和发展规模的Granger 成因，说明黑龙江省农村的经济增长将对农村金融的发展起到明显的促进作用，经济的增长将带动农村金融的逐步完善，有效地提升农村金融发展水平，扩大金融发展的规模，同时二者将协调改善，更好地反作用于农村经济增长。经济增长不是金融发展结构的Granger 成因说明目前黑龙江省的金融发展结构并不能跟上经济增长的步伐，还主要以农业产业为主，农村其他相关产业的发展相对滞后，侧面说明黑龙江省农村结构需要进一步优化。
　　四、对策建议
　　综上，黑龙江省农村金融的发展与农村经济增长存在一定的长期稳定关系，但是金融发展对经济增长的促进作用并没有产生预期效果。因此应促进黑龙江省金融发展使其能够更好地为黑龙江省经济增长服务。
　　（一） 完善我国农村金融体系
　　进一步完善我国农村金融体系，促进政策性、合作性以及商业性农村金融机构合理分工，互相协作，形成一个完整性、多样性、多元化和竞争性的农村金融体系，才能更有效地服务农村金融发展。首先，应明确农村合作性金融机构的作用，加快农村金融体系改革，使其持续地为农民及农业企业服务，满足农村经济发展的需要。其次，国家应该出台相关的扶持政策，保证政策性金融机构能够真正有效地服务于 “三农”。
　　（二）优化农村金融结构
　　合理分配农业和乡镇企业资金。改变农村融资过度依赖金融机构贷款的现状，通过有效拓宽融资渠道，降低融资成本，积极采用直接融资等多种方式优化农村金融结构。发挥市场无形的手的作用，引导配置资金，扶持重点企业。降低农村的金融机构的准入标准，鼓励建立多元化的农村金融机构。进一步完善农村金融市场的供给结构，使企业通过产品和服务创新更好地服务农村经济增长。
　　（三）培育发展农村资本市场。
　　黑龙江省乃至全国一些农村地区经济落后的主要原因是资金匮乏，金融资产有限。只有积极发展农村资本市场，才能吸引社会各界的资金投向农村，满足农村发展的资金要求。一是应推动黑龙江省农业企业加快上市步伐，以上市农业企业将带动农村地区的经济发展。还有助于培育新的经济增长点，同时打造农业龙头企业，带动本地企业共同发展。二是通过农村合作银行、邮政储蓄等金融机构加快农村资金的回流，使农村资金真正用于农村经济增长。
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　　（责任编辑：牟洪波）

海南省农村金融与农村收入之间关系的实证分析(四)
湖南省农村金融发展对农民收入增长的影响

　　摘要：促进农业、农村经济发展，提供农民收入，是建设社会主义新农村的重要保障。农村金融是推动农村经济建设，优化农村资源配置，切实做好“三农”工作的主要支撑。农村金融发展与农民收入增长存在什么样的关联，其相关强度有多大。本文以湖南省为研究对象，运用协整检验和Granger因果关系检验法，对1990―2010年间湖南省农村金融发展与农民收入增长的关系进行了实证分析。结果显示：湖南农村金融发展与农民收入增长存在长期的协整关系。但农民收入增长与农村金融发展并不存在双向的Granger因果关系。

　　关键词：农村金融发展 农民收入 实证分析
　　1、引言
　　近年来，“三农”问题受到了前所未有的关注。农村金融与农村经济的关系问题也成了学者研究的热点之一。但由于我国学术界对农村金融发展与农民收入增长之间的关系的研究还刚刚起步，因而得出的结论也参差不齐。温涛、冉光和等（2005）[1]通过实证分析得出了中国金融发展对农民收入增长具有显著的负效应的结论。许崇正和高希武（2005）[2]通过回归分析发现，信贷投资因素对于农村人均收入的影响不显著，农村金融对于农民增收的支持不足。庞志强、仇菲菲（2007）[3]运用灰色关联分析法得出了我国农村金融发展对促进农民增收具有积极作用的结论。娄永跃（2010）[4]发现，农村金融发展与农民收入增长存在正向关系。
　　通过文献回顾可以发现目前大部分的研究都是从我国整体出发，分析我国金融发展水平与农村情况的关系。但由于我国的二元经济结构，城乡经济发展不平衡。同时，我国东、中、西部经济基础不同，农村经济发展水平参差不齐。从而导致金融支持对不同地区的农民收入所产生的影响存在很大差异。基于以上原因，本文以湖南省农村金融发展水平和农民收入为研究对象，通过对1980―2010年间的数据进行实证分析，分析两者之间的关系，为湖南的农村金融发展与改革提出相应的可行性建议。
　　2、湖南省农村金融发展与农民收入现状
　　2.1 湖南农村金融发展现状
　　湖南历来是一个农业大省，并享有“九州粮仓”、“鱼米之乡”的美誉。改革开放以来，湖南农村经济建设取得了巨大的成绩，农民收入得到了大幅度提高。截止到2010年末，全省农村信用社各项存款达到2676亿元，比上年末增加480亿元，增长20%；各项贷款1611亿元，增加260亿元，增长19.9%，存、贷款总量均居湖南省金融机构第2位。
　　根据Goldsmith（1969）提出的用金融资产与国内生产总值的比率即金融相关率（FIR）来衡量金融发展状况的观点。我们用农村信用社存贷总额代替农村金融资产，用农牧渔林总产值代替农村生产总值，计算得出相对应的农村金融相关率以考察当前的农村金融发展情况。结果如下图2.2所示：
　　根据Goldsmith（1969）的标准，FIR在0.2到0.5之间的金融结构处于初级阶段，FIR达到1以上的处于高级阶段。结论显示：湖南省的农村金融发展并非稳步增长，且农村金融仍然处于中级阶段。
　　2.2 农民收入情况
　　农民收入增长不仅是解决“三农”问题的关键，同时也是我国国民经济健康发展的重要体现。改革开放三十年来，湖南农村经济取得了显著的发展，农民收入有了较大程度的提高，人民的生活水平也得到了极大的改善。根据湖南统计年鉴1990年到2010年的农民纯收入数据显示，全省农民人均纯收入由1980年的219.72元增长到2010年的5622元，按当年价格计算，30年累计增长了25.59倍，年均增长率为11.67%。同时也可发现，从1994年的首次突破千元大关，到1997年突破两千元，2005年突破三千元，再到2008和2010年分别突破四千元和五千元，增长速度越来越快。
　　但随着农民人均纯收入增长的同时，城镇与农村居民之间的收入差距呈扩大之势。
　　如上图所示，1990年城镇居民与农村居民可支配收入分为1588.64元和 545.69元，两者之间差距为1042.95元。到2000年，城镇居民与农村居民可支配收入分别为6218.73元和2197.16元，两者的差距增加到4021.57元。而2010年，城镇居民可支配收入已达到16565.7元，但是农村居民收入仅为5622元，不及城镇居民收入的三分之一，两者之间的差距也加大到10943.7元。这就说明湖南城乡居民收入差距不断扩大，农民收入水平低速增长。
　　3、指标选取与数据描述
　　3.1 指标选取
　　本文对湖南农村金融发展与农民收入的关系进行分析，采用以下三组指标：
　　（1）农村金融发展的规模指标
　　对于农村金融发展的规模指标，目前较成熟的做法是采用农村金融相关率（RFIR）作为衡量指标，即金融资产总量与GDP之比。考虑到数据的可得性，本文采用农村信用社存贷款数据来反映农村金融资产状况，用农林牧渔业总产值代替农村GDP。因此，我省的农村金融相关比率（IR）即为农村信用社存贷款总额与农林牧渔业总产值之比。
　　（2）农村金融发展的效率指标
　　金融发展效率指标主要指对金融资源的配置效率。在农村金融中，对金融资源的配置主要是把农村储蓄转化成农业贷款，进而支持农村经济增长的效率。因此，与多数经验分析一样，本文选取湖南农村金融发展的效率指标（ER）为农村信用社存款余额与农村信用社贷款余额之比来表示。
　　（3）农民收入指标
　　本文选用农民人均纯收入（NI）来衡量农民收入的增长情况。该指标扣除了农村居民的各项费用和税金，为可以直接用于投资、消费储蓄的收入，较真实的反应了农民的实际收入和购买力水平。
　　3.2 数据说明
　　本文研究的样本区间为1990―2010年，所使用的农村信用社存贷款余额、农林牧渔业总产值、农民人均纯收入等数据均来源于1990―2011年《湖南统计年鉴》、《中国金融年鉴》。湖南省农村金融规模指标和农村金融效率指标的数据通过相关数据整理所得。这些实证分析将借助于Eviews5.0来完成。 　　4、实证检验结果与分析
　　4.1 单位根检验
　　变量之间存在协整关系、因果关系的前提条件是所有的变量为同阶平稳变量。如果时间序列非平稳，对其进行回归就会出现伪回归现象，对其进行检验所得出的结论是不可信的。为了防止伪回归现象的产生，本文首先对各变量进行单位根检验，通过ADF（Augmented Dickey-Fuller）单位根检验方法确定变量的平稳性。其中，检验过程中滞后项的确定采用SIC原则。另外，鉴于农民人均收入的绝对数字较大，本文对所有变量取对数，检验结果如表4.1所示。
　　根据表4.1的结果显示，农村金融相关比率（IR）、农村金融发展的效率指标（ER）、农民人均纯收入（NI）的ADF值大于Mackinnon临界值，说明这四个序列是非平稳的。而经过一阶差分处理后的所有序列在5%显著水平下均平稳，并一阶单整。其中，DLnIR、DLnER、DLnNI分别是LnIR、LnER、LnNI的一阶差分。
　　4.2 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协整检验法判断它们之间是否存在协整关系。而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VAR模型的结构。根据AIC准则和SC准则可以确定最优滞后阶数为2。协整结果具体结果如下：
　　表 4.2 的结果表明：在 1990-2007 年的样本区间内，LnNI 与 LnIR 、LnER之间存在一个协整关系。这三个变量之间的协整方程为：
　　LnNI = 4.1640LnER―3.5337 64LnIR
　　（1.03567） （0.32674）
　　上述协整方程表明：1990-2010 年间，湖南农村金融发展效率与农民收入增长呈正相关关系，农村金融相关率与农民收入增长负相关。这说明1990―2010年湖南省农村金融发展效率的提高确实促进了农民收入的增长。但是，湖南农村金融发展规模的扩张却对农民收入起了阻碍作用。
　　4.3 Granger因果关系检验
　　由协整检验结果可知， LnER 、 LnIR 和LnNI 之间存在着长期稳定的关系，但并不能确定金融相关率、金融发展效率与农民收入之间的因果关系。因此，本文采用Granger 因果关系检验方法进一步检验三者之间的关系。结果如下表4.3所示：
　　从检验结果可以看出湖南农村金融相关率与农民收入增长双向都不存在Granger因果关系。说明目前湖南的农村金融发展规模并没有随着农民收入的增长而发生改变。即湖南农村经济的发展并没有诱导出合适的正规金融的变革。另一方面，农村金融效率成为了农民收入的Granger原因。说明目前湖南的金融发展效率良好，对于农民收入的增长起到了一定的促进作用。相反，农民收入并不是农村金融效率的Granger原因。说明农民收入的增长并没有给农村金融市场带来相关的效率，这主要是与湖南农村金融机构将存款转换为贷款资源的效率低下，同时，大量的存款资源被流向城市金融市场有关。
　　5、结论及政策建议
　　本文的研究结果表明，在 1990～2010年间，湖南农民金融发展规模、农村金融发展效率和农民收入增长之间存在长期稳定的均衡关系。 从协整方程来看湖南农村金融发展效率对农民收入增长有明显的正向促进，而农村金融相关率对农民收入增长却有着负向影响。这充分反应了我国农村的金融发展与农民增收之间存在不协调的事实。针对这个事实，现提出一下几点建议。
　　1. 防止农村金融资源流失
　　湖南作为农业大省，农民收入的增长是全省经济发展的重要目标之一。通过实证分析不难发现，现有的农村金融制度以及金融体系并没有发挥出应有的作用。农村金融规模的增长与农民收入的增加呈负相关，说明目前湖南农村信用社的存款余额增速远大于贷款余额的增速。即农村金融存款资源并没有很好的为农村、农业所服务，而是流入了城市和非农业产业，从而导致农业贷款供给不足的现象。因此，完善农村金融结构和功能迫在眉睫。只有完善了农村金融体系才能正确的引导农村金融的规范化发展，防止农村金融资源的流失，从而推动农村经济的发展。
　　2. 发展农村非正规金融
　　农村非正规金融是满足农村经济发展需要的一种有效的融资机制。目前的普遍现象表明，在农村正规金融供给不足的情况下，农村非正规金融作为农村正规金融的补充，其成本的比较优势对农村金融市场有着重要的作用。因此，我认为政府应鼓励金融创新，规范对农村非正规金融的监督和管理，给予农村非正规金融合理合法的地位，并在一定范围内允许农村非正规金融的正常发展，引导农村非正规金融步入规范的发展轨道。
　　3. 完善农村金融市场竞争体制
　　有竞争才会有效率，只有在充分竞争的体制下，农村金融才能有效的扩大金融服务，满足农村金融需求，提高农村金融效率。目前湖南农村金融结构单一，加上农村金融机构的薄利性，导致了目前农村金融效率低下。因此，完善农村金融市场竞争体制，充分发挥农村金融功能是必要的。可以通过发展多元化的农村金融机构，鼓励发展农村中小型金融机构，开放社会公共投资机构，推行农村利率市场化等措施，促进完善农村金融市场的竞争机制的建立。
　　总之，要消除湖南省农村现有的供给型的金融抑制现象，最根本的就是加快农村金融改革，优化金融资源配置，完善农村的金融服务。从资金源头控制开始，对现有的政策支持以及市场竞争体制进行重新定位与调整，使农村金融的整体服务功能得到强化，最终促进农民收入增长。从而推动湖南农村经济的更快发展。
　　参考文献：
　　[1]温涛，冉光和等.中国金融发展与农民收入增长[J].经济研究，2005，（9）.
　　[2]许崇正，高希武.农村金融对增加农民收入支持状况的实证分析[J].金融研究，2005，（9）.
　　[3]庞志强，仇菲菲.我国农村金融发展与农民增收的灰关联分析[J].统计教育，2007，（11）.
　　[4]娄永跃.农村金融发展与农民收入增长问题研究[J].金融理论与实践，2010，（5）.

本文来源：http://www.zhuodaoren.com/tuijian337689/

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