西部地区农村金融发展与农民收入增长关系的实证分析
西部地区农村金融发展与
农民收入增长关系的实证分析*
贾 立 王红明
(四川大学经济学院 成都 610064)
内容提要 本文从农村金融发展角度,运用1978 2008年的相关数据,对西部地区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,西部地区农村金融发展规模、结构以及农村投资水平与农民收入之间呈正向相关关系,而农村金融发展效率对农民收入增长具有显著的负效应;经Granger因果分析发现西部地区农村金融发展规模是农民收入增长的G ranger原因;通过脉冲分析和方差分解发现农村金融发展对农民收入增长具有重要意义。
关键词 西部地区 农村金融 农民收入 实证分析
一、引 言
农民收入状况是反映农村经济发展水平的重要指标。自1978年改革开放以来,我国农民收入水平显著提高,农村居民家庭人均纯收入从1978年的133 6元提高到2008年的4140元,增长了近31倍,然而农民收入增长波动性较大,且长期以来在区域之间呈现不平衡增长,2008年东、中、西部农民家庭人均纯收入之比为1 48 1 0 79**。另外,城乡收入差距越来越大,农民收入增长严重落后于国民经济增长和城镇居民人均可支配收入的增长速度。这些状况在西部地区表现得尤为明显,如图1所示,西部地区农村居民人均纯收入增长波动性较大,尤其是从1985年以来,西部地区农村居民人均纯收入增长幅度低于同期国民经济和城镇居民人均可支配收入的增长幅度。西部地区城乡居民收入差距的不断扩大在一定程度上制约了西部地区乃至全国经济的快速增长以及城乡经济的协调发展。因此,深入分析影响西部地区农民收入增长因素对促进农民增收显得尤为重要。
影响农民收入增长的因素很多,诸如二元经济结构、农村经济市场化程度、农业经营方式、农户自身素质等。通过对影响农民收入增长因素的文献进行梳理,笔者发现农村金融发展状况对农民收入的影响越来越突出。从全国来看,农村地区已经初步形成了商业性金融、政策性金融、合作性金融以及村镇银行、贷款公司、农村资金互助社等农村金融机构分工协作的金融服务体系框架,农村金融服务业务种类和产品日渐丰富,农村金融基础设施日趋完善,金融对于农村经济发展的支持作用日益凸显。但当前农村金融发展仍面临许多问题,如农村金融体系改革滞后,金融市场发展不健全,农村大
* **项目来源:本研究得到四川大学社科一般项目完善西部地区农村金融体系和强化农村金融服务研究!和四川大学2007年度
中国新农村建设项目西部地区新农村建设投融资机制研究!的资助。作者感谢四川大学经济学院杜江教授为本文提供的宝贵意见本文的西部地区!特指东、中、西部经济战略区划分的西部地区,依据?中国统计年鉴2006#,西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆
量资金流向城市,农村金融资源配置不尽合理,金融需求主体融资困难等,这些均对农村经济发展和农民收入增长产生了较为严重的影响。另外,我国农村金融发展呈现区域间的不平衡性,西部地区明显滞后于东部和中部地区。西部地区农村金融在一系列的农村金融体制改革中得到了一定程度的发展,但西部地区农村金融发展与农民增收的关系究竟如何?结合西部地区农村金融发展与农民收入的具体情况,本文从实证角度进行研究。
图1 1978 2008年西部地区农村居民人均纯收入增长率
二、文献综述
始于20世纪70年代的金融发展理论针对金融发展与经济增长的关系进行了较为系统性的研究,积累了大量的实证研究文献。
由于发达国家在经济上不存在城乡二元经济结构,故而单独考察农村金融发展与经济增长关系的研究成果甚少。关于农村金融发展与农民收入增长关系的研究主要来源于国外学者关于金融发展与收入差距关系等相关研究。Greenw ood和Jovanov ic(1990)通过动态模型分析认为金融发展与收入分配之间存在库兹涅茨效应!的倒U!型关系。Banerjee和N e wm an以及G ao lr和Ze ira(1993)的分析则说明金融发展和经济增长缩小收入差距的前提是具备完善的金融市场。C lar k、Xu和Zou(2003)的研究表明一国的宏观经济结构对金融发展和收入分配的影响深远,如果金融发展能有效地促使劳动力进入现代产业部门就业,那么随着现代产业部门比重的上升则收入差距会继续拉大。
借鉴国外的研究成果,我国已有较多学者运用实证分析的方法研究了我国农村经济和农村金融发展以及农民收入增长之间的关系。姚耀军(2004)认为农村金融发展与农村经济增长存在着一种长期的均衡关系,农村金融发展状况影响到农村经济增长。温涛、冉光和等(2005)运用1952 2003年的实际数据对整体金融发展、农村金融发展与农民收入增长关系的实证研究表明,农民收入与农村金融机构信贷比率、农村金融储蓄比率之间不存在长期的关系;无论是农村金融机构信贷比率还是农村居民储蓄比率都不是农民收入增长的G ranger原因。刘旦(2007)运用1978 2004统计数据实证分析表明农村金融发展效率状况不利于农民收入增长。杨雯(2007)分析认为农村金融发展与农民收入增长之间存在复杂的双向因果关系。杨小玲(2009)研究表明,农村金融发展与农民家庭经营纯收入之间呈负相关关系,且二者之间不存在G ranger因果关系;而农村金融发展结构会提高农民的工
资性收入水平,农村金融发展效率是农民工资性收入的G ranger原因。
分析已有的研究可以发现,大部分学者对农村金融发展和农民收入关系的分析,因为各自研究方法和指标设计的差异而得出了不同的结论;同时已有文献缺乏立足于区域角度对农村金融发展与农民收入增长关系的研究。事实上,我国农村金融发展存在较大的区域差异,西部地区农村金融发展严重落后于东部,因而研究农村金融发展与农民收入增长的关系不能一概而论。因此,探寻西部地区农村金融发展与农民收入增长的关系,对促进西部地区农民收入增长、协调区域间平衡发展具有重要的现实意义。
三、模型设定、数据来源与研究方法
(一)计量模型和指标设计
本文分析西部地区农村金融发展与农民收入增长的关系,将农村金融发展水平作为一项和资本、劳动力等一样的生产要素投入!引入到传统的生产函数分析框架。该方法在国外已被Greenw ood and Jovanv ic(1990)、Pagano,M (1993)、M uri n de,V (1994)等学者广泛采用,国内温涛、冉光和(2005)在分析我国金融发展与农民收入增长时曾采用这一方法。
反映西部地区农村金融发展与经济产出关系的生产函数可表示如下:
Y=f F,K,L(1)
其中,Y代表经济产出,F代表金融发展水平,K代表资本投入,L代表劳动力投入。根据Paren te and Prescott(1991)以及温涛、冉光和等(2005)提出的模型分析框架,假定劳动力投入处于最大生产能力,则经济产出就取决于金融发展水平与资本投入。以m代表最大生产能力时最大劳动力投入,此时, (1)式就变成:
Y=m f(F,K)(2)
对(2)式进行全微分,可得出以下全微分方程:
dY=m f
F dF+m
f
K dK(3)
在(3)式中,对金融发展水平的度量,戈德史密斯(1969)提出衡量一国金融结构和金融发展水平的主要指标金融相关率(FI R)概念,麦金农(1973)采用货币存量(M2)与GDP之比衡量货币化程度。虽然通常都是采用戈氏和麦氏两种指标来衡量金融发展水平,但是这两种指标都是从总体上去衡量一国的金融发展程度。
本文从区域角度出发,而我国缺乏各地区金融资产和M2的统计数据,因此不能直接运用戈氏和麦氏指标来衡量西部地区农村金融发展水平。综合相关文献研究*并结合我国农村金融发展的实际状况,本文对西部地区农村金融发展水平的度量主要选取如下三个指标:西部地区农村金融发展规模(RFI R)、农村金融发展结构(RLTL)、农村金融发展效率(RLD)。从农村金融发展的规模、结构、效率三个方面度量,相对来说较为全面地概括了西部地区农村金融发展的状况。其中,RFI R=
*相关文献研究诸如,Levine&Zervos(1998)认为麦氏指标与经济增长之间没有理论联系,银行信用才是度量金融发展水平的有效指标。张杰(1995)认为戈氏指标的完整表达式为M
2
+L+S/GNP,其中L代表各类贷款,S为有价证券。谢平(1992)、易纲(1996)等在计算金融相关比率时,仿照戈氏指标,包含存款和贷款。王志刚、孙强(2003),姚耀军(2005)等从金融发展的规模、结构、效率三个方面设计相关指标反映金融发展水平
(农村存款余额+农村贷款余额)西部地区农村GDP ;RLTL=
西部地区乡镇企业贷款余额
农村贷款余额
;RLD=
农村贷款余额
农村存款余额
*。故
西部地区农村金融发展水平可以表示为如下函数关系式:
F=f(RF I R,RLTL,RLD)(4)对(4)式取全微分后代人(3)式,可得:
dY=m f
F(
F
RF IR dRF IR+
F
RLTL dRLTL+
F
RLD dRLD)+m
f
K dK(5)
经整理可简化为:
dY m =
f
RF I R dRF I R+
f
RLTL dRLTL+
f
RLD dRLD+
f
K dK(6)
将(6)式西部地区农村金融发展规模的边际产出用 1表示,西部地区农村金融发展结构的边际产出用 2表示,西部地区农村金融发展效率的边际产出用 3表示,资本投入的边际产出用 4表示(温涛、冉光和、熊德平,2005),进一步简化(6)式,并用西部地区农村居民人均纯收入代替人均产出,可得出本研究的基本计量模型:
dFR= 0+ 1dRF I R+ 2dRLTL+ 3dRLD+ 4dK+(7)
其中,FR代表西部地区农村居民人均纯收入, 0代表常数项,为随机误差项。鉴于难以获得总资本增长dK的相关统计数据,加之王明华(2005)实证分析得出农村固定资产对农村经济发展和农民收入增长起着重要作用,因此本文采用西部地区农村固定资产投资的滞后变量dRFI t-n代替dK,则模型(7)转变为:
dFR t= 0+ 1dRF I R t+ 2dRLTL t+ 3dRLD t+ 4dRF I t-n+t(8)
(8)式表明前期的投资水平以及西部地区农村金融发展规模、结构、效率的提高都能够对西部地区农民收入增长产生影响。不难发现,FR的水平量与RFI R、RLTL、RLD的水平量及其滞后变量之间也具有这样的稳定关系。基于变量间滞后性的考虑,使用向量自回归模型(VAR)实证分析西部地区农民收入与农村金融发展之间的关系。
设Y t为时间序列向量,其中,Y t=FR
t,RF I R t,RLTL t,RLD t,RF I t
?,则p阶VAR模型为: Y t=!+%p i=1?i Y t-i+#t #t~IID0,?(9)其中,!为常数向量,?i i=1,2,&,p为系数矩阵。
(二)数据说明
为了分析西部地区农村金融发展和农民收入增长之间的关系,本文主要涉及农民收入、投资水平和金融发展三个方面的变量和数据资料。对于农民收入用西部地区1978 2008年农村居民人均纯收入数据进行分析,用FR表示。投资水平(RFI)则采用西部地区1978 2008年农村固定资产投资与农村GDP的比率进行分析。衡量西部地区农村金融发展水平的三个指标RF I R、RLTL、RLD中涉及到的农村GDP用西部地区1978 2008年农业总产值**与乡镇企业增加值之和代替;农村存款余额为西部地区1978 2008年农户储蓄存款与农业存款之和;农村贷款余额为西部地区1978 2008年
* **对于农村金融发展效率的衡量在已有的研究文献当中基本上都采用存贷比!来表示,在本文中,西部地区农村金融发展效率
定义为西部地区农村存款转化为农村贷款支持西部地区农村经济的发展、带动农民收入增长的效率,用西部地区农村贷款余额与农村存款余额之比表示,即贷存比!RLD,这一指标设计借鉴于姚耀军(2004)、方金兵等(2009)
本文涉及到的农业总产值为广义的农业总产值,它包括种植业、林业、牧业、渔业,如果仅考虑狭义的农业即种植业则会低估西部地区农村GDP
农业贷款与乡镇企业贷款之和,RFI R、RLTL、RLD以及RFI的趋势图如图2所示。本文所涉及的数据来源于?中国统计年鉴#、?中国金融年鉴#(1986 2009年)、?新中国五十年统计资料汇编#、?中国农村统计年鉴#、?乡镇企业统计资料(1978 2002)#、西部地区各省、市、自治区历年?统计年鉴#。另外,由于各统计资料对西藏的统计均不完善,因而在数据整理计算时将西藏相关数据去掉。
图2 西部地区农村金融发展各变量趋势图(1978 2008年)
(三)实证分析方法
由于本文所涉及的数据均为时间序列数据,而时间序列数据大都具有非平稳性,为了避免模型出现伪回归现象,本文首先利用E vie w s5 0软件针对各变量数据序列运用ADF单位根检验法检验各变量数据序列的平稳性,对非平稳的变量序列还需对其差分后作进一步检验,直到拒绝存在单位根的原假设,并以此来确定各变量序列的单整阶数。如果各变量具有相同的单整阶数,那么可以据此对相关变量进行Johansen协整检验,同时构建出相应的协整方程以反映西部地区农村金融发展和农民收入增长之间的长期关系。在各变量数据序列协整关系存在的前提下,通过向量误差修正模型(VEC M)进一步分析各变量序列短期波动及其偏离长期均衡状态时误差修正项的调整力度。根据G ranger (1969)提出、Si m s(1972)推广的如何检验变量之间因果关系的方法,可以进一步分析西部地区农村金融发展与农民收入增长之间是否存在G ranger因果关系。在此基础上,通过基于VAR模型的广义脉冲响应函数和方差分解的方法来确定西部地区农村金融发展对农民收入增长的影响程度以及对其预测方差的贡献度。
四、实证检验结果与分析
(一)ADF单位根检验
为了确定各变量的平稳性,本文采用Ev ie w s5 0软件,运用ADF检验法针对各变量序列进行单位根检验。为了减轻数据的波动幅度,首先对西部地区农村居民人均纯收入取对数,仍用FR表示。各变量检验结果如表1所示,FR、RFI R、RLTL、RLD以及RFI在5%的显著水平下均为非平稳变量,但是各变量的一阶差分序列?FR、?RFI R、?RLTL、?RLD以及?RFI在5%的显著水平下都是平稳的。由于FR、RFI R、RLTL、RLD以及RFI都是I(1)变量,具有相同的单整阶数,所以它们之间可能存在协整关系。为此,有必要进行协整检验以确认它们之间是否具有长期稳定的均衡关系。
表1 ADF单位根检验结果
变量检验形式(C,T,L)ADF检验值5%临界值结论
FR(C,T,0)-2 371510-3 574244非平稳
?FR(C,T,0)-3 935427﹡﹡-3 574244平稳
RF I R(C,T,0)-2 416279-3 568379非平稳
?RF IR(C,T,1)-4 087140﹡﹡-3 580623平稳
RLTL(C,T,0)-0 989157-3 574244非平稳
?RLTL(0,0,0)-2 726830﹡﹡-1 952910平稳
RLD(C,T,0)-2 737050-3 568379非平稳
?RLD(C,T,1)-5 260524﹡﹡-3 580623平稳
RF I(C,T,0)-2 914311-3 568379非平稳
?RF I(C,T,1)-4 112838﹡﹡-3 580623平稳
注:**表示在5%的显著水平上拒绝有单位根的原假设;?表示对各变量取一阶差分;检验形式(C,T,L)中C、T、L分别表示ADF检验中的常数项、趋势项和滞后阶数;滞后期的选择以A IC和SC的值最小为准则
(二)协整检验
Eng le和Granger(1987)指出,一组非平稳的时间序列如果其某种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。由以上分析可知,时间序列FR、RFI R、RLTL、RLD以及RFI 都是非平稳的一阶单整序列,因此,本文采用Johansen检验来判断它们之间是否存在协整关系,进而利用协整方程说明这些变量之间存在的长期均衡关系。由于Johansen协整检验是一种以VAR模型为基础进行多变量协整检验的方法,在进行检验之前首先应通过VAR模型的最优滞后阶数P来确定Johansen协整检验的最优滞后阶数。而对最优滞后阶数P的确定,一方面要使其足够大,以便能完整反映所构造模型的动态变化;但另一方面,滞后阶数越大,模型的自由度就会减少。本文根据A I C和SC信息准则并结合LR(似然比)检验,均得到VAR模型的最优滞后阶数为2,但考虑到样本数量的限制,最终决定取Johansen协整检验的最优滞后阶数为1。另外,根据对初始数据趋势的分析以及由ADF单位根检验可知时间序列FR、RFI R、RLTL、RLD以及RFI含有截距项及确定性趋势,因此协整检验中设定协整方程应该包含截距项。Johansen协整检验结果如表2所示。
表2 Johansen协整检验结果
零假设:
特征值迹统计量5%临界值结论协整向量的个数
0﹡﹡0 67755285 3442369 81889拒绝 至多1个﹡﹡0 62097652 5216447 85613拒绝
至多2个0 44002124 3871229 79707接受
至多3个0 205027 57130415 49471接受
至多4个0 0311460 9175913 841466接受
注:**表示在5%的显著水平拒绝零假设
由表2可知,经Johansen协整检验可以得出变量FR、RFI R、RLTL、RLD以及RFI之间可能存在多个协整关系,其中一个标准化的协整方程如下*:
FR=4 115059+2 924856RFIR+1 189616RLTL-1 072986RLD+17 36593RF I+
0 81581 0 39879 0 46271 2 88876
3 58522 2 98307 -2 3189
4 6 01155(10)
检验证明该协整方程残差项平稳,因此,1978 2008年上述5个变量之间存在长期稳定的均衡关系。从长期来看,我国西部地区农村金融发展规模、结构、农村固定资产投资水平与西部地区农村居民人均纯收入之间存在正向的作用关系,而西部地区农村金融发展效率与农民收入之间呈负相关关系。这说明农村金融资源多少对促进农民收入增长具有积极作用,农村金融发展规模越大对农民收入增长越有利;乡镇企业的发展吸纳了大量农村剩余劳动力就业,有利于农村居民工资性收入的增长,另外乡镇企业的发展对解决城乡二元经济结构、转变农村经济结构意义重大,所以乡镇企业银行借款余额对于西部地区农村经济金融化、货币化以及促进农民收入增长的贡献度较为明显。而西部地区农村金融发展效率对农民收入增长的抑制表现说明了西部地区农村金融市场发展滞后,金融服务体系不完善,大量农村资金通过农村金融中介流向了城市金融市场,而没能对农村经济的发展提供更多资金支持。
(三)向量误差修正模型的估计
由于变量FR、RFI R、RLTL、RLD以及RF I之间存在协整关系,为了分析各变量序列长期均衡与短期波动之间的相互关系,本文引入向量误差修正模型(VEC M)进行描述。用ec m表示协整方程中的残差作为非均衡误差项,由(10)式估计误差修正序列为:
ecm=FR-2 924856RFIR-1 189616RLTL+1 072986RLD-17 36593RF I(11)
将式(11)代入向量误差修正模型并根据最小二乘法(OLS)估计误差修正系数,得到如下向量误差修正模型:
%FR t=0 092+0 184%FR t-1-0 271%RFI R t-1+0 167%RLTL t-1-0 067%RLD t-1
0 02970 2262 0 4231 0 5695 0 1576
+0 559%RFI t-1-0 036ec m t-1
0 8509 0 0544(12)
一般认为VEC模型是含有协整约束的VAR模型,多应用于具有协整关系的非平稳时间序列建模。在误差修正模型中,?为变量的差分形式以反映其短期波动,下标表示该变量的滞后期。解释变量可分为两部分:一部分是通过各变量的差分形式反映的各变量短期波动;一部分是误差修正项ec m,反映变量之间的长期均衡关系,其系数表示长期均衡关系对短期波动的调整力度。从式(12)可知,误差修正模型中误差修正项ec m的系数为负,这与反向修正机制一致,且在5%的水平上显著,由此可以发现西部地区农村金融发展和农民收入增长关系存在由短期波动向长期均衡状态的调整。
(四)Granger因果关系检验
通过Johansen协整检验和误差修正模型分别揭示了西部地区农民收入与农村金融发展之间的长期稳定和短期波动关系,由Granger(1969)提出的G ranger因果关系检验可以进一步分析它们之间是否构成因果关系。结果如表3所示。
*协整方程中圆括号中的数字代表方程中估计系数的标准差,方括号中的数字表示t统计量
表3 西部地区农民收入增长与农村金融发展的G range r因果检验
变量零假设最优滞后期样本数F统计值概率
RF I R RLTL RLD RF I R F I R不是FR的G ranger原因2292 741710 08465 FR不是RF I R的G ranger原因2291 506760 24186 RLTL不是FR的G range r原因2290 89840 42048 FR不是RLTL的G range r原因2291 482230 24719 RLD不是FR的G range r原因2292 042660 15163 FR不是RLD的G range r原因2291 551910 23236 R F I不是FR的G ranger原因2290 423810 65935 FR不是RF I的G ranger原因2290 823490 45092
由表3可以可知,在1978 2008年的样本区间内,西部地区农村金融发展水平及西部地区农村社会固定资产投资水平在5%的置信度下都不是西部地区农村居民收入增长的Granger原因,而只在10%的置信度下农村金融发展规模成为了农民收入增长的Granger原因,另外农民收入增长在5%、10%置信度下都不是西部地区农村金融发展水平与农村社会固定资产投资水平的Granger原因。这在某种程度上表明,我国西部地区农村金融发展水平在促进农民收入增长方面作用尚不明显,这也许是由西部地区农村金融发展水平滞后、农村金融体系不健全、农村金融资源没能有效合理配置等原因所导致。
(五)脉冲响应函数和方差分解分析
通过Granger因果分析可知西部地区农村金融发展规模是促进农民收入增长的Granger原因,另根据金融发展与经济增长理论及已有的研究文献可知农民收入与农村金融发展规模是相互影响的内生经济变量,因此,可以运用Si m s(1980)提出的向量自回归(VAR)进行脉冲响应(i m pu lse response)分析,以进一步明确FR与RFI R之间的关系。鉴于VAR模型脉冲响应函数的正交化过程通常采用Cho lesky分解完成,而此结果严格依赖于模型中变量的次序,参考温涛(2005)等的做法,分别建立RFI R与FR的VAR模型进行一般冲击反应,以此来回避变量因正交化而产生的顺序依赖性,结果如图4所示。
从图4可以看出,西部地区农村居民人均纯收入与农村金融发展规模对来自自身的冲击一直呈现正向效应,这表明它们的正向自冲击有利于其自身条件的改善;西部地区农村金融发展规模对来自农民收入的正向冲击短期内呈现负向效应,但负向响应幅度较小,在滞后2期后这种冲击将使西部地区农村金融发展规模得到改善;西部地区农村居民收入对来自农村金融发展规模的正向冲击在较长时期内呈现负向效应,但随着滞后时期延长其负向响应幅度逐渐缩小并向正向效应逼近,这说明西部地区农村金融发展规模对农民收入增长的促进作用存在一定的滞后时限。另外根据对FR与RFI R 的VAR模型进行方差分解的结果显示,农村金融机构发展规模对农村居民人均纯收入的影响最大可以占到农村居民收入预测方差的56%左右。
与脉冲函数相比较,方差分解提供了另外一种描述系统动态的方法,它通过分析每一个结构冲击对内生变量变化(通常用方差来度量)的贡献度来进一步评价不同结构冲击的重要性。图5给出了西部地区农村金融发展水平和固定资产投资水平的变化对西部地区农村居民家庭人均纯收入的方差分解图。由图5可知,随着滞后期数的延长,FR自身的贡献率逐年递减,到滞后10期时下降到了40 2%;RFI R、RLTL、RLD以及RF I对FR的贡献率一直到滞后2期时都不明显,RFI R对FR的贡献率从滞后2期开始逐年递增,在滞后9期时达到最大43 8%。RLD对FR的贡献率在滞后4期时达到最大15 2%,其后贡献度慢慢变弱。RLTL和RFI对FR的贡献率相对较小。
注:图中横轴表示冲击作用的滞后期间数(单位:年度),纵轴表示因变量对扰动项一个标准差冲击的响
应程度,实线表示相应的脉冲响应函数
图4 西部地区农村金融发展规模与农民收入对相关冲击的动态反应
注:图中横轴表示滞后期数(单位:年度),纵轴表示FR、R F I R、RLT I、R LD以及RF I对FR的贡献率
(单位:%)
图5 西部地区农村居民纯收入的方差分解结果
五、结论及建议
本文通过对1978 2008年我国西部地区农村金融发展水平与农民收入增长关系的实证研究分
析表明,对于农村金融发展水平是否促进农民收入增长不能一概而论,从长期来看,西部地区农村金
融发展规模、结构对农民收入增长具有正向促进作用,而农村金融发展效率对农民收入增长具有显著的负效应;在短期内,西部地区农村金融发展水平对农民收入增长的作用有限,但可以建立金融发展促进农民增收的长效机制。西部地区农村金融发展规模是农民收入增长的G ranger原因,然而脉冲响应分析表明西部地区农村金融发展规模对农民收入正向冲击的正向效应在短期内无法显现,但可以认为农村金融发展规模对农民收入增长具有重要作用,这点可以由方差分解结果得到证实。
为了提升西部地区农村金融发展水平,实现农村金融资源的有效配置,进而提高农民收入,应加强以下几个方面工作:(1)健全西部地区农村金融体系。继续深化农村金融体制改革,建立以支持三农!为中心、以农村信用合作社为基础、国家金融机构为支撑、民间金融组织和外资金融机构作补充的多种所有制金融机构参与的有竞争性的多元化农村金融体系,使商业性金融、政策性金融、合作性金融的支农功能得以充分发挥;大力培育和发展多种形式的新型农村金融机构,规范和引导民间借贷健康发展。(2)提升西部地区农村金融发展规模。优化西部地区农村金融发展规模,除了增加农村存款、农村贷款以外,还应努力创新金融服务产品和服务手段,发展多层次的农村金融服务主体,提升农村金融服务质量,拓展农村金融服务领域,满足农村多样化的金融服务需求,提升西部地区农村金融发展规模。(3)提高乡镇企业融资能力,优化西部地区农村金融发展结构。应加大农村金融机构对乡镇企业的信贷支持,解决其资金瓶颈。(4)建立农村资金回流机制,加大西部地区农村金融资源的供给力度。建立农村资金回流机制的重点是促使西部地区农村金融中介将所吸收的农村金融资源最大程度地用于农村各项贷款的发放,通过政府引导将其投资于农村基础设施等民生工程建设;加大农业发展银行政策性贷款供给力度,引导社会剩余资本投资于西部农村地区。
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责任编辑 张宁宁