農(nóng)民收入與金融財政支持的實證研究陜西例證

農(nóng)民收入與金融財政支持的實證研究陜西例證

1文獻綜述與問題的提出改革開放以來，城鄉(xiāng)居民收入不斷加大的現(xiàn)實成為我國社會最重要的不和諧因素之一，如何促進農(nóng)民增收也因此成為政府和學(xué)術(shù)界關(guān)注的重要課題。在此背景下，眾多學(xué)者分別從金融支農(nóng)和財政支農(nóng)兩個方面進行了深入研究。金融支農(nóng)的研究以金融發(fā)展理論為基礎(chǔ)，內(nèi)容從早期的資本形成逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)橹мr(nóng)效率，方法上也由定性分析向定量研究轉(zhuǎn)變，而結(jié)論大多表明農(nóng)村金融發(fā)展水平的提升無法促進農(nóng)民增收。錢彥敏(1991)[1]通過理論分析了中國農(nóng)業(yè)資本的形成及困境，認為財政支農(nóng)水平低、投資需求不足以及城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)是農(nóng)業(yè)資本形成的主要障礙。林毅夫(2003)[2]和張杰(2003)[3]認為農(nóng)業(yè)信貸的回報率低導(dǎo)致國有金融機構(gòu)撤出農(nóng)村，而政策性金融支農(nóng)乏力，以致中國正規(guī)金融機構(gòu)支農(nóng)水平的低效。溫濤等(2005)[4][5]、季凱文等(2008)[6]、譚燕之(2009)[7]采用計量分析的方法對農(nóng)村經(jīng)濟或農(nóng)民收入與金融發(fā)展水平進行實證檢驗，其結(jié)果均顯示金融發(fā)展對農(nóng)民增收具有負效應(yīng)，無法成為農(nóng)民增收的原因。上述研究結(jié)論與UlrichKoester(2000)[8]認為發(fā)展中國家轉(zhuǎn)型期間缺乏有效的農(nóng)村金融市場體系、同時金融財政支農(nóng)效率較低的觀點是一致的。另一方面，關(guān)于財政支農(nóng)的研究，則主要集中在財政支農(nóng)的機制效率及其與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值關(guān)聯(lián)程度兩個領(lǐng)域。胡榮華(2002)[9]、許冰(2006)[10]、劉窮志等(2007，2009)[11][12]、彭克強(2008)[13]、李燕凌(2008)[14]分別對我國財政支農(nóng)的效率進行分析；其中，許冰分析了財政支農(nóng)的時變邊際效應(yīng)及其彈性，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟相對發(fā)達省份的財政支農(nóng)水平高于全國平均水平；彭克強的研究則發(fā)現(xiàn)：財政與金融彼此割裂式單干支農(nóng)格局致使財政支農(nóng)未能有效發(fā)揮杠桿作用，并建議整合金融、財政支農(nóng)。在對財政政策和農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的關(guān)聯(lián)程度的研究中，眾多學(xué)者的結(jié)果較為一致(魏朗,2007[15]；劉涵，2008[16]；王漢章等，2009[17])，即地方財政支農(nóng)水平提升確實有利于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，但各項支農(nóng)支出有待優(yōu)化。此外，魏朗(2006)[18]和胥巍等(2008)[19]分別對財政支農(nóng)對西部農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻以及東、西部之間的比較進行研究，結(jié)果表明西部地區(qū)對財政支農(nóng)的依賴性更大，而東部的支農(nóng)效率則更高。綜上文獻回顧可以看出，眾多學(xué)者對我國金融、財政支農(nóng)的研究結(jié)論較為一致，即農(nóng)村金融的發(fā)展無法有效促進農(nóng)民收入的增加，財政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)發(fā)展地位重要卻缺乏效率。但是，上述文獻大多基于全國范圍的數(shù)據(jù)樣本，對經(jīng)濟相對落后的西部地區(qū)關(guān)注明顯不夠，僅有魏朗和胥巍從西部整體出發(fā)，考察了財政支農(nóng)水平與農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增加的關(guān)系。鑒于此，對陜西省農(nóng)民收入與金融、財政支持之間關(guān)系的分析，將為我國金融支農(nóng)、財政支農(nóng)與農(nóng)民收入的實證研究提供進一步的經(jīng)驗性結(jié)論。2理論模型、指標(biāo)設(shè)計與研究方法2.1理論模型在借鑒以往文獻的基礎(chǔ)上，本研究也以金融發(fā)展理論為基礎(chǔ)。該理論中，解釋資金支持、金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的模型很多，如：AK模型、動態(tài)兩部門模型、Schumpeterian增長模型等等。在此選用Odedokun(1996)[20]的動態(tài)兩部門經(jīng)濟效率模型為框架，將金融資金支持、財政資金支持與固定資產(chǎn)投資一起視為生產(chǎn)投入項，并綜合生產(chǎn)函數(shù)建立整體方程：2.2指標(biāo)設(shè)計(1)農(nóng)民人均純收入(PR)。本文此處用農(nóng)民人均純收入替代農(nóng)村人均GDP來表示農(nóng)業(yè)人均產(chǎn)出水平，并做為被解釋變量。首先，相對于農(nóng)村人均GDP，農(nóng)民人均純收入更為真實地反映了農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展和生活水平提高；其次，可以避免多個指標(biāo)涉及GDP而導(dǎo)致多重共線性的存在。(2)金融支農(nóng)水平(RF)與財政支農(nóng)水平(PF)。RF是指各金融機構(gòu)農(nóng)業(yè)貸款總額與農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值的比率；PF是指政府財政支農(nóng)支出占財政支出總額的比率。二者做為PR的主要解釋變量。(3)固定資產(chǎn)投資水平(FI)。FI是其他影響農(nóng)民收入的主要因素，由于無法以完整的時間序列來獲取陜西省農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資的數(shù)據(jù)，在此借鑒胡金焱等(2008)[21]所選取的指標(biāo)，選擇該區(qū)域全社會固定資產(chǎn)投資與區(qū)域生產(chǎn)總值(GDP)的比率，做為控制變量加入模型。數(shù)據(jù)來源于《陜西統(tǒng)計年鑒》相關(guān)各期(見圖1)。其中，為了消除物價因數(shù)影響、劇烈波動和異方差，以陜西省居民消費價格指數(shù)對農(nóng)民人均純收入進行平減，然后取自然對數(shù)，用LNPR表示；由于FI、RF、PF均為相對值指標(biāo)，物價因數(shù)已相抵消，故無需進行調(diào)整。圖1陜西省農(nóng)民人均純收入、投資水平、金融與財政支農(nóng)時序圖1978-20072.3研究方法采用實證方法研究。具體步驟如下：一，為了避免偽回歸現(xiàn)象，利用ADF單位根檢驗說明變量的平穩(wěn)性及單階整數(shù)；二，若變量均為同階單整，則利用上述理論模型進行協(xié)整檢驗，分析變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系；三，利用協(xié)整關(guān)系建立向量誤差修正模型VEC，分析當(dāng)變量之間均衡關(guān)系偏離長期均衡關(guān)系時，模型的調(diào)整速度和變量間的短期影響；四，利用Granger因果檢驗討論變量之間是否存在因果關(guān)系；五，通過脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解進一步分析變量間的動態(tài)關(guān)系。計量分析采用eviews5.0軟件。3實證分析過程及結(jié)果3.1檢驗變量平穩(wěn)性在協(xié)整分析之前，為了避免“變化趨勢”存在所導(dǎo)致的偽回歸現(xiàn)象，本文采用Dickey-Fuller的ADF檢驗方法對相關(guān)變量及其一階滯后差分的平穩(wěn)性進行驗證。檢驗結(jié)果如表1所示，所有變量的一階滯后差分均在1％的顯著性水平下顯示平穩(wěn)，即均為一階單整，符合協(xié)整檢驗的前提條件。3.2Johansen協(xié)整檢驗協(xié)整理論是研究非平穩(wěn)時間序列之間關(guān)系的重要依據(jù)。Engle和Granger認為非平穩(wěn)變量的線性組合可能是平穩(wěn)變量，這種平穩(wěn)的線性組合稱為協(xié)整方程且可被解釋為變量之間的長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系[22]。因為Johansen-Juselius協(xié)整檢驗有非常好的小樣本特性，是一種進行多變量協(xié)整檢驗的常用方法，所以本文在此采用JJ協(xié)整檢驗驗證變量間的協(xié)整關(guān)系。根據(jù)AIC和SC準則，確定協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后階數(shù)為3。在上述設(shè)定基礎(chǔ)上得到特征根跡檢驗(trace)和最大特征值檢驗(MaximumEigenvalue)結(jié)果如表2所示。根據(jù)上述檢驗結(jié)果，選取最有代表性的標(biāo)準化協(xié)整向量(1，-0.057030，0.009262，-0.023444)建立協(xié)整方程為：LNPR=0.057030FI-0.009262RF+0.023444PF(0.00267)(0.00094)(0.00532)(6)以上協(xié)整檢驗表明，1978-2007年間，陜西省人均農(nóng)民純收入與金融支農(nóng)水平存在長期穩(wěn)定的負向變動關(guān)系，與財政支農(nóng)水平存在長期穩(wěn)定的正向變動關(guān)系：LNPR對RF、PF的彈性系數(shù)分別為-0.009262、0.023444，即當(dāng)控制變量FI和另外一個解釋變量不變時，RF每增加1％，LNPR將增加-0.009262％；PF每增加1％，LNPR將增加0.023444％?？梢娫陂L期內(nèi)，陜西省金融支農(nóng)無法促進農(nóng)民的增收，而財政支農(nóng)水平的提升則有利于農(nóng)民收入的增長；但是，從彈性系數(shù)中可以看出二者對農(nóng)民收入的影響均比較微弱。3.3向量誤差修正模型VEC的建立Engle和Granger將協(xié)整與誤差修正模型結(jié)合起來，建立了向量誤差修正模型VEC。只要變量之間存在協(xié)整關(guān)系，便可以由自回歸分布滯后模型ADL推導(dǎo)出誤差修正模型ECM。而VAR模型中的每個方程都是一個ADL模型，因此可以認為VEC模型是含有協(xié)整約束的VAR模型[23]。將協(xié)整方程正規(guī)化可得：vecm=LNPR-0.057030FI+0.009262RF-0.023444PF-3.597819(7)經(jīng)過反復(fù)檢驗，在此選取滯后期為3期，有截距項但沒有時間趨勢項建立LNPR、FI、RF和PF之間的VEC模型，結(jié)果如下：根據(jù)上述VEC模型可以得到模型1、模型3、模型4①的誤差修正項系數(shù)分別為-0.780548、36.43992、-9.265414，并且在統(tǒng)計上都是顯著的。模型1的誤差修正項系數(shù)為負表明當(dāng)陜西省農(nóng)民人均純收入LNPR偏離均衡狀態(tài)時，誤差修正項對其具有負向的調(diào)節(jié)作用，即農(nóng)民人均純收入LNPR偏離長期均衡狀態(tài)時，誤差修正項會對其進行調(diào)整速度為-0.780548的負向修正直至回歸均衡狀態(tài)，調(diào)整時間約為1.28年；模型3、4的誤差修正項系數(shù)則表明當(dāng)RF、PF偏離長期均衡狀態(tài)時，模型的誤差修正項會分別對其進行調(diào)整速度為36.43992的正向修正和-9.265414的負向修正。進一步，在模型1中，LNPR的一至三階滯后項系數(shù)分別為-0.039568、0.193349、0.532829，說明在短期內(nèi)農(nóng)民人均純收入對自身的調(diào)整作用先負后正；而RF、PF的一至三階滯后項系數(shù)分別為0.013266、0.005012、0.003514和0.003309、0.003748、0.001982，這說明在短期內(nèi)，陜西省金融支農(nóng)水平和財政支農(nóng)水平對農(nóng)民純收入變動的調(diào)整均為正向，且十分微弱。3.4Granger因果檢驗上文的協(xié)整檢驗和向量誤差修正模型VEC表明LNPR與RF、PF之間的協(xié)整關(guān)系和各個變量偏離均衡狀態(tài)時的短期調(diào)整關(guān)系。為分析變量之間是否具有因果關(guān)系及其方向和力度，在此采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗。該檢驗實質(zhì)上是檢驗一個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中，從而使解釋程度提高。如果一個變量受到其他變量的滯后影響，那么則稱它們具有Granger因果關(guān)系[24]。由于格蘭杰因果檢驗對于滯后期的選取比較敏感，且目前尚無選取滯后期的有效標(biāo)準，為比較清晰地反映相關(guān)變量之間格蘭杰因果關(guān)系狀況，本文分別檢驗這些變量滯后1～5期的格蘭杰因果關(guān)系，從中選取與本研究有密切關(guān)系的檢驗結(jié)果并予以分析，結(jié)果如表4所示。從表可以得出：在10％的置信水平下，滯后期為1期時，農(nóng)民人均純收入LNPR同時是金融支農(nóng)水平RF和財政支農(nóng)水平PF的Granger原因；滯后期為4、5期時，LNPR是RF的Granger原因。上述檢驗結(jié)果反映出二個方面的問題：一是金融支農(nóng)的“趨利避害”性。Granger因果檢驗的未來1、4、5期內(nèi)，陜西省農(nóng)民收入的增長皆為金融支農(nóng)水平即金融機構(gòu)農(nóng)業(yè)貸款增加的原因，而金融機構(gòu)農(nóng)業(yè)貸款增加確無法直接引起農(nóng)民收入增長。農(nóng)村個人或家庭收入的增長對于金融機構(gòu)來講代表了農(nóng)民“信用”的提升——在一定條件下還貸能力的增強，進而引致金融機構(gòu)農(nóng)業(yè)信貸的增加。從中可以看出當(dāng)農(nóng)民客戶變得更加富?；蜻€貸信用增強的時候，金融機構(gòu)的農(nóng)業(yè)貸款才會逐步增長。這中商業(yè)性的趨利避害對廣大富裕程度和收入水平較低卻急需資金支持以發(fā)展生產(chǎn)的農(nóng)民是不利的。二是財政支農(nóng)的低效性。未來1～5期內(nèi)，僅在第1期的農(nóng)民增收構(gòu)成了財政支農(nóng)水平的增加，其余各期二者均互無Granger因果關(guān)系。該結(jié)果表明地方政府對財政支農(nóng)資金的運用上存在問題，抑或支農(nóng)項目并非為農(nóng)民增收產(chǎn)生直接影響的重要項目，抑或由于某些原因如支農(nóng)資金的擠占行為，致使財政支農(nóng)資金難以有效地直接促進農(nóng)民收入的增長。3.5脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗在向量自回歸模型中，某一變量t時期發(fā)生擾動后，通過變量之間的動態(tài)聯(lián)系，對t時期以后的各變量將會產(chǎn)生連鎖變動效應(yīng)。脈沖響應(yīng)函數(shù)即描述系統(tǒng)對于單位沖擊的動態(tài)反應(yīng)。同時，通過比較不同變量的脈沖響應(yīng)，可以判斷不同變量所受到的沖擊效果的大小，進而判斷變量之間的互動關(guān)系。因此，為了進一步分析變量間的關(guān)系，本文利用從VEC模型生成的脈沖響應(yīng)函數(shù)分別計算和分析金融和財政支農(nóng)水平變動對陜西省農(nóng)民人均純收入的動態(tài)影響。選用殘差協(xié)方差矩陣的Cholesky因子的逆來正交化脈沖，并且進行小樣本的自由度修正，設(shè)定響應(yīng)函數(shù)追蹤期數(shù)為10。結(jié)果如圖2所示，其中橫軸代表響應(yīng)函數(shù)的追蹤期數(shù)，縱軸代表響應(yīng)程度。圖2LNPR自身及FI、RF、PF沖擊引起LNPR的脈沖響應(yīng)函數(shù)顯然，在圖1中：陜西省農(nóng)民人均純收入LNPR對于自身的一個沖擊響應(yīng)均為正向，且先降后升，第3期為最低值0.039602，第10期升至最大值0.119619。這表明，農(nóng)民人均純收入對于自身信息的一個沖擊表現(xiàn)為顯著的長期正向效應(yīng)；農(nóng)民純收入LNPR對于金融支農(nóng)水平RF的一個沖擊響應(yīng)則始終圍繞0值附近波動，最小值為第7期的-0.014302，最大值為第10期的0.031928；農(nóng)民人均純收入LNPR對于財政支農(nóng)水平PF的一個沖擊響應(yīng)相對較為明顯，在1～10期內(nèi)呈不斷上升趨勢，并在第10期升至最大值0.154175。這表明，當(dāng)財政支農(nóng)水平受到某一外部條件沖擊后，為農(nóng)民人均純收入將帶來持續(xù)顯著的正向沖擊。綜上所述，首先，農(nóng)民人均純收入對于自身受到外部條件沖擊所帶來的影響為穩(wěn)定的正向影響；其次，由于支農(nóng)力度、效率等方面的相關(guān)原因，金融支農(nóng)水平和財政支農(nóng)水平受到?jīng)_擊時對農(nóng)民人均純收入的影響不盡相同：金融支農(nóng)對農(nóng)民增收的影響在未來10年之內(nèi)十分微弱，而財政支農(nóng)的影響則較為明顯，甚至在第7年之后大于農(nóng)民收入自身受到?jīng)_擊時的影響。因此，如何有效利用這種情況，對金融支農(nóng)和財政支農(nóng)進行有區(qū)別、有重點的調(diào)整，將有利于進一步提高陜西省農(nóng)民人均純收入水平。3.6LNPR的方差分解脈沖響應(yīng)函數(shù)描述了FI、RF、PF以及LNPR自身受到外部條件某一沖擊對LNPR產(chǎn)生的影響，而要通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化(通過差分方程)的貢獻度，進而評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性，則需要進行方差分解檢驗。分解結(jié)果如表4所示。表4說明，在陜西省農(nóng)民人均純收入LNPR的方差分解中，其自身貢獻度在未來1～10期內(nèi)由第1期的100％逐步下降至第10期的39.54371％；金融支農(nóng)水平RF對農(nóng)民人均純收入LNPR變化的貢獻度較小，第1～2期從0％上升至2.209181％，此后則均在2％以下；財政支農(nóng)水平PF對農(nóng)民人均純收入LNPR變化的貢獻度相對較大，從第1期的0％穩(wěn)定上升至第10期的最大值52.38306％，并從第8期開始超過的LNPR的自身貢獻率。從中可以得出，農(nóng)民人均純收入的自身因素和財政支農(nóng)水平對農(nóng)民增收的貢獻是最大的；在不考慮自身貢獻率的情況下，財政支農(nóng)水平對農(nóng)民人均純收入的貢獻率要明顯高于金融支農(nóng)水平。同時，綜合脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗的結(jié)論可以得出：在未來10年內(nèi)，陜西省農(nóng)民增收受到金融支農(nóng)水平變動所帶來的各種影響均十分微弱，而對財政支農(nóng)水平則表現(xiàn)出較強的依賴性。4結(jié)論與政策啟示實證結(jié)果表明，1978-2007年間陜西省金融支農(nóng)水平和財政支農(nóng)水平對農(nóng)民增收的影響不盡相同，總的來說可以分為兩個方面：一，積極方面：財政支農(nóng)水平與農(nóng)民增收的關(guān)系為長期正向相關(guān)；在未來10年內(nèi)，財政支農(nóng)水平對農(nóng)民增收的貢獻率較為明顯且逐年加大；同時當(dāng)財政支農(nóng)資金受到?jīng)_擊時，對農(nóng)民收入水平的負面影響也較大。因此，陜西省農(nóng)民增收對財政支農(nóng)水平有著較強的依賴性；二，消極方面：首先，無論在過去30年還是未來一段時期內(nèi)，金融支農(nóng)對農(nóng)民增收的促進作用均十分微弱；其次，在面臨農(nóng)民人均純收入的短期波動時，金融和財政支農(nóng)無法起到有效的調(diào)整作用；再者，由于財政支農(nóng)效率低下、金融支農(nóng)趨利避害等原因，二者難以對農(nóng)民增收產(chǎn)生直接的因果影響，所起只是間接作用?；谏鲜鰧嵶C結(jié)果，針對如何更好發(fā)揮金融、財政支農(nóng)對陜西省農(nóng)民增收的促進作