農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長：理論假說與實證檢驗的論文

農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長：理論假說與實證檢驗的論文原文陳沖內(nèi)容摘要：運用1981—2011年的相關(guān)數(shù)據(jù)，對我們國家農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長之間的關(guān)系進行實證檢驗，結(jié)果顯示：從長期來看，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)對于農(nóng)民收入的增長具有促進作用，而農(nóng)村金融發(fā)展效率卻抑制了農(nóng)民收入的增長；在短期內(nèi)，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和結(jié)構(gòu)兩個指標與農(nóng)民收入增長之間沒有明顯的正向關(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因果檢驗顯示：農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和效率是農(nóng)民收入增長的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。本文關(guān)鍵詞語：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：f832.7文獻標識碼：a文章編號：1003-3890〔2013〕06-0013-06一、問題的提出農(nóng)民收入增長問題是當下整個農(nóng)村經(jīng)濟和社會發(fā)展所面臨的重大問題，它不僅僅是解決“三農(nóng)〞問題的關(guān)鍵，而且對于我們國家整個國民經(jīng)濟的健康發(fā)展和社--義和諧社會的構(gòu)建具有特殊意義〔余新平、熊德平，2010〕[1]。2011年我們國家農(nóng)村居民的家庭人均純收入達到了6977.30元，相比于改革開放初期1981年的223.40元，按照不變價格計算，農(nóng)民實際收入增長了6.37倍，平均每年增長6.16%，收入水平有了較大幅度的提升。但是分階段來看，農(nóng)民收入的增長速度不僅波動性較大，而且出現(xiàn)了整體下降趨勢。1981—1985年全國農(nóng)村居民人均純收入年增長11.68%，1986—1995年為3.43%，1996—2005年為4.98%，2006—2011年為9.62%。11665.coM值得注意的是，在農(nóng)民收入增速出現(xiàn)波動并且增速趨緩的同時，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121468.90億元，農(nóng)村存款余額從1981年的169.60億元增加到2011年的70672.85億元。剔除價格因素的影響，2011年的農(nóng)村貸款余額和農(nóng)村存款余額分別較1981年增長了86.81倍和85.20倍，遠遠高于農(nóng)民人均純收入這一期間的增長幅度。以上對比可以得出，我們國家農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入的增長在直觀表現(xiàn)上并不協(xié)調(diào)，二者之間的事實關(guān)系有待進一步的檢驗和分析。影響農(nóng)民收入增長的因素有諸多方面，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不鮮〔溫濤、冉光和，2005〕[2]。從我們國家農(nóng)村地區(qū)金融事業(yè)的發(fā)展實際情況來看，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)民收入增長不相協(xié)調(diào)的景象又為什么會出現(xiàn)呢？農(nóng)村金融的發(fā)展又對農(nóng)民收入的增長起到了什么作用？在已有的研究中，國外方面，由于絕大多數(shù)的研究成果集中在分析金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響，不能直接反映金融發(fā)展對農(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)濟增長的正向關(guān)系所替代，例如joseph〔1985〕[3]、robertross〔1993〕[4]、becker〔2000〕等；也有部分外國學(xué)者通過研究金融發(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)民收入增長的關(guān)系〔greenwoodjovanovic，1990[5]；clarke，2003[6]〕。國內(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，無論是金融機構(gòu)貸款比率還是經(jīng)濟證券化比率的提高，都對我們國家農(nóng)民收入的增長起到了抑制作用，直接導(dǎo)致了城鄉(xiāng)收入差距的拉大與“二元結(jié)構(gòu)〞的強化。譚燕芝〔2009〕利用農(nóng)村現(xiàn)存金融資產(chǎn)與農(nóng)村之比來衡量我們國家農(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)展對農(nóng)民收入的增長起到了抑制作用，農(nóng)村金融并沒有真正做到服務(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[8]。而余新平、熊德平〔2010〕利用1978—2008年的相關(guān)數(shù)據(jù)進行的實證分析表明，農(nóng)村存款、農(nóng)業(yè)保險賠付與農(nóng)民收入增長呈現(xiàn)正向關(guān)系，而農(nóng)村貸款、農(nóng)業(yè)保險收入與農(nóng)民收入增長呈負向關(guān)系，不能否定我們國家農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入增長重要性的理論價值[1]。[論文網(wǎng)]以上研究成果的梳理表明，有關(guān)我們國家農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入增長究竟起到了什么作用，已有的文獻還沒有形成一致的結(jié)論。分析原因，主要是因為在不同的研究中，用什么指標來衡量農(nóng)村金融發(fā)展存在較大分歧，但是由于所用指標單一，不能較系統(tǒng)、全面地衡量出我們國家農(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)，為實證檢驗建立微觀基礎(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)展效率三個方面來綜合衡量我們國家當下農(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農(nóng)民收入增長產(chǎn)生的影響，以期能夠較為準確、科學(xué)地為制定相關(guān)政策提供實證依據(jù)。二、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明〔一〕模型的構(gòu)建為了反映農(nóng)村金融發(fā)展水平與農(nóng)民收入增長的關(guān)系，建立科學(xué)的計量模型，使用有效的計量方法，借鑒greenwoodjovanivic〔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)分析當中，這樣有關(guān)農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟產(chǎn)出二者之間的關(guān)系可以表示如下：y=g〔k，l，f〕〔1〕其中y代表了農(nóng)村經(jīng)濟生產(chǎn)的總收益，k代表資本投入，l代表勞動力投入，f代表農(nóng)村的金融發(fā)展水平。按照溫濤、冉光和〔2005〕[2]和parenteralprescott的做法，進一步假定農(nóng)村勞動力處于最大的生產(chǎn)能力，即l=，這樣農(nóng)村經(jīng)濟生產(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?！?〕式可以變形為：結(jié)合當下我們國家農(nóng)村金融市場的實際情況，借鑒已有的研究成果〔姚耀軍，2004；張建波、楊國頌，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〔jrgm〕、農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)指標〔jrjg〕和農(nóng)村金融發(fā)展效率指標〔jrxl〕三個指標來衡量我們國家農(nóng)村金融發(fā)展水平。其中：這里用來表示〔8〕式右邊中各個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〕。因為本文的目的在于分析農(nóng)村金融發(fā)展最終對農(nóng)民收入增長的影響，因此進一步用農(nóng)村居民人均純收入的對數(shù)值〔lncsr〕的增量來替代人均產(chǎn)出〔人均收益〕的增長dy，tzsp代表農(nóng)村資本投入水平，即可得本文的基本計量模型：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，？滋t為隨機誤差項?？梢钥闯?，農(nóng)村居民收入水平的增長還會受到前期的農(nóng)村資本投入水平和各項金融發(fā)展水平指標的影響。同時，由〔9〕式容易證明出tzsp、jrgm、jrjg、jrxl四個解釋變量與被解釋變量lncsr無論是在其當期值還是在滯后值之間，均存在穩(wěn)定的關(guān)系。在估計方法的選擇上，由于tzsp、jrgm、jrjg、jrxl四個解釋變量的滯后項可能對lncsr產(chǎn)生影響，因此，在實證方法上本文最終選擇向量自回歸〔var〕估計方法來分析農(nóng)村金融發(fā)展水平與農(nóng)民收入增長的關(guān)系。設(shè)yt為5×1階的時間序列向量，yt=〔lncsrt，tzspt，jrgmt，jrjgt，jrxlt〕′，則含有5個變量滯后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階的隨機誤差列向量；∏j為5×5階的參數(shù)矩陣，j=1，2，3，4，5?！捕硵?shù)據(jù);及其說明為了實證檢驗農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長的關(guān)系，結(jié)合以上部分建立的估計方程，實證分析中需要的數(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)民收入水平三個方面。其中，作為被解釋變量的農(nóng)民收入水平〔lncsr〕，采用我們國家1981—2011年的農(nóng)民人均純收入的對數(shù)值數(shù)據(jù)進行分析。在對農(nóng)民人均純收入取對數(shù)之前，首先利用農(nóng)村居民的消費價格指數(shù)〔1978年為基期〕剔除價格因素可能對估計結(jié)果的影響。由于已有統(tǒng)計年鑒中沒有相關(guān)農(nóng)村資本投入的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，對此本文采用1981—2011年農(nóng)村固定資產(chǎn)投資與農(nóng)村比率〔tzsp〕增量替代農(nóng)村資本的增長來進行分析，其中農(nóng)村為“農(nóng)林牧漁業(yè)〞增加值和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值之和。在測算農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率三個指標時，計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，各指標所用到數(shù)據(jù)資料均;于1982—2012年的〔中國統(tǒng)計年鑒〕、〔中國金融年鑒〕以及中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。具體tzsp、jrgm、jrjg和jrxl的趨勢見圖1所示。三、實證結(jié)果及其經(jīng)濟含義由于本文選擇了向量自回歸模型〔var〕來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〕估計方法的基本步驟，首先利用dickey和fuller提出的adf單位根檢驗方法來對解釋變量和被解釋變量的數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。當各變量數(shù)據(jù)呈現(xiàn)平穩(wěn)或具有一樣的單整階數(shù)時，進一步進行協(xié)整檢驗，避免偽回歸現(xiàn)象。在此基礎(chǔ)之上，再進行相關(guān)的誤差修正模型、granger因果檢驗、脈沖響應(yīng)等實證分析，保證估計結(jié)果的準確性。〔一〕單位根檢驗采用dickey和fuller的adf單位根檢驗方法，借助于eviews7.0統(tǒng)計分析軟件，得出了各個變量的具體單位根檢驗結(jié)果。結(jié)果顯示，本文實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，然而進一步的一階差分序列檢驗結(jié)果卻表明，？駐lncsr、？駐tzsp、？駐jrgm、？駐jrjg和？駐jrxl這五個變量在5%的顯著性水平下均平穩(wěn)，也就是說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期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。因此，有必要同時也滿足條件來進行下一步的協(xié)整檢驗?！捕硡f(xié)整檢驗單位根檢驗結(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，進一步利用johansen協(xié)整檢驗來進行判定，同時還可以利用判定結(jié)果來構(gòu)建協(xié)整方程，以此來觀察lncsr與tzsp、jrgm、jrjg和jrxl的長期均衡關(guān)系。需要注意的是，在對lncsr、tzsp、jrgm、jrjg和jrxl進行協(xié)整檢驗之前，按照johansen協(xié)整檢驗方法的具體要求，首先必須對他們進行var模型結(jié)構(gòu)的判定。本文綜合運用似然比〔lr〕檢驗以及施瓦茨〔sc〕、赤池信息〔aic〕的定階準則，最終確定出lncsr與tzsp、jrgm、jrjg和jrxl構(gòu)建的無約束var模型的最優(yōu)滯后期為1。建立var〔1〕模型重新估計并進行穩(wěn)定性檢驗，發(fā)現(xiàn)所有特征根的倒數(shù)均落在了單位圓之內(nèi)〔見圖2〕，說明所建立的var〔1〕模型系統(tǒng)是穩(wěn)定的，這為后續(xù)的協(xié)整檢驗、誤差修正模型估計的準確性提供了保障。同時，因為農(nóng)民收入增長與農(nóng)村金融發(fā)展各個指標構(gòu)建的var模型的最優(yōu)滯后期為1，johansen協(xié)整檢驗的滯后期確定為0。具體協(xié)整檢驗結(jié)果如表1所示。表1的johansen協(xié)整檢驗結(jié)果表明，在1981—2011年期間，我們國家農(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〕反映了上述各個變量之間的長期均衡關(guān)系。具體來看：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，我們國家農(nóng)村地區(qū)的社會固定資產(chǎn)投資對于農(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)展水平對農(nóng)民收入水平的長期影響并不是單一的促進或抑制，這里需要通過區(qū)分不同的衡量指標來進行分析。具體來說，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)兩個指標與農(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)模的正向作用說明了在我們國家農(nóng)村地區(qū)，金融資源越多，農(nóng)民收入水平的增長越有利；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)的長遠發(fā)展，對農(nóng)民收入增長的促進也很明顯。以“貸存比〞來衡量的農(nóng)村金融發(fā)展效率指標非但沒有起到促進農(nóng)民收入增長的應(yīng)有作用，反而是較為顯著地抑制了農(nóng)民收入的增長。這可能是因為在我們國家的農(nóng)村地區(qū)，與農(nóng)業(yè)、農(nóng)村和農(nóng)民相關(guān)的各項資金一直處于外流的現(xiàn)在狀況，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)濟發(fā)展的一個“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之間的長期均衡關(guān)系的基礎(chǔ)上，進一步利用向量誤差修正模型〔vecm〕來分析各個變量之間的短期動態(tài)關(guān)系，具體估計結(jié)果如表2所示：農(nóng)民收入水平的誤差修正項的系數(shù)為0.0324〔大于0〕，并且t檢驗的顯著性水平較高，說明如果農(nóng)民的收入水平lncsr偏離長期的均衡狀態(tài)，模型中的誤差修正項〔emc〕會對其進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三個指標中，除了jrxl在10%的顯著性水平下對農(nóng)民收入的增長具有抑制作用，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)的變化對農(nóng)民收入增長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。改革開放以來我們國家的農(nóng)村正規(guī)金融都不自覺地遵循著“偏農(nóng)離農(nóng)〞的路徑，大多數(shù)留在農(nóng)村地區(qū)的基層金融機構(gòu)都只是一個簡單的“吸儲〞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；而對于農(nóng)村的非正規(guī)金融，不是被不斷正規(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)揮對農(nóng)民收入增長的促進作用?！踩掣裉m杰因果檢驗以上的協(xié)整檢驗和誤差修正模型分別分析了lncsr與tzsp、jrgm、jrjg和jrxl之間的長期均衡關(guān)系和短期波動情況，按照向量自回歸模型〔var〕的分析步驟，進一步利用granger〔1969〕提出的granger因果關(guān)系檢驗法進一步分析lncsr與tzsp、jrgm、jrjg和jrxl是否構(gòu)成因果關(guān)系。表3為具體的granger因果檢驗結(jié)果。由表3的檢驗結(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。具體來說：農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)?！瞛rgm〕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)]有成為任何一個農(nóng)村金融發(fā)展指標的granger原因，各指標的檢驗結(jié)果均沒有通過10%的顯著性水平。granger因果檢驗的結(jié)論一定程度上反映了我們國家農(nóng)村金融發(fā)展對于農(nóng)民收入增長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，在我們國家的農(nóng)村金融市場，不能印證部分國外學(xué)者〔greenwoodjovanovic，1990[5]〕所提出的“收入水平的提高推動金融組織和金融交易發(fā)展〞的觀點?！菜摹趁}沖響應(yīng)函數(shù)granger因果檢驗發(fā)現(xiàn)，在衡量農(nóng)村金融發(fā)展水平的三個指標中，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)民收入增長的granger原因?；谶@一檢驗結(jié)果，本文利用sims提出的向量自回歸〔var〕技術(shù)對lncsr與jrgm、lncsr與jrxl之間進行脈沖響應(yīng)分析，以此來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〕估計中，各變量的先后順序會對最終脈沖響應(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)進行估計，以此來避免變量順序變化對脈沖結(jié)果可能產(chǎn)生的影響。具體脈沖響應(yīng)結(jié)果如此圖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)展效率對相關(guān)單一沖擊的標準差的動態(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)開始逐漸增強；農(nóng)民收入水平對來自農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模的正向沖擊在較長時期內(nèi)呈現(xiàn)負向效應(yīng)，在滯后4期時這種負面效應(yīng)達到頂點，然后逐漸減弱，并于滯后8期時開始轉(zhuǎn)為正向效應(yīng)，也就是說農(nóng)民收入水平對農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模最終會起到一定的正向促進作用，但是這一促進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)民收入水平對來自農(nóng)村金融發(fā)展效率的正向沖擊呈現(xiàn)持續(xù)性的負向效應(yīng)，并在滯后5期以后這一負面效應(yīng)趨于平穩(wěn)，這與協(xié)整方程〔11〕式的估計結(jié)果是一致的；農(nóng)村金融發(fā)展效率對農(nóng)民收入水平的正向沖擊同樣呈現(xiàn)負向效應(yīng)，并于滯后4期時達到頂點，隨后逐漸向正向效應(yīng)逼近。四、結(jié)論與政策啟示本文運用1981—2011年的相關(guān)數(shù)據(jù)，對我們國家農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長之間的關(guān)系進行了實證檢驗。實證結(jié)果顯示：從長期來看，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)對于農(nóng)民收入的增長具有促進作用，而農(nóng)村金融發(fā)展效率當下卻抑制了農(nóng)民收入的增長；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)兩個指標與農(nóng)民收入增長之間沒有明顯的正向關(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們國家農(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)濟的發(fā)展與農(nóng)民收入的增長受到限制。granger因果關(guān)系檢驗表明，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)民收入增長的granger原因〔農(nóng)村金融發(fā)展效率對農(nóng)民收入增長起到的作用是負向的〕，而農(nóng)民收入增長并不是農(nóng)村金融發(fā)展的granger原因，這點還可以由脈沖響應(yīng)函數(shù)進一步證實。雖然部分農(nóng)村金融發(fā)展指標呈現(xiàn)出了對農(nóng)民收入增長的負向影響，但是我們不能就此否定農(nóng)村金融資源對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)民收入增長的積極作用，只能說明我們國家當下農(nóng)村金融制度和經(jīng)濟發(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，沒有凸顯出對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)民收入增長的積極作用。增加農(nóng)民收入一直都是我們國家農(nóng)村經(jīng)濟深化改革的主要目的之一，提升農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)民收入增長的積極作用也是我們國家農(nóng)村金融制度改革的大勢所趨。因而為了達到這一目標，體現(xiàn)農(nóng)村金融發(fā)展的應(yīng)有作用，需要對我們國家農(nóng)村地區(qū)的金融結(jié)構(gòu)和功能進行改進，實現(xiàn)農(nóng)村金融服務(wù)體系的多元化，