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摘 要: 中国金融发展对农民收入增长的影响目前尚未形成定论.利用1978―2006年的省级面板数据,以银行贷款总额占同期GDP的比重作为衡量金融发展水平的指标,检验中国金融发展对农民收入增长的影响,结果显示金融发展对农民收入增长具有显著的正向影响,但金融中介的低效率阻碍了金融发展对农民收入促进作用的进一步提升.因此,要更好地发挥金融对农民收入增长的促进作用,形成从农业信贷资金到农业投资的高效转化的有效监控机制,就不能脱离其他一系列农村改革措施.
关 键 词 : 金融发展；农民收入增长；面板数据
中图分类号：F830文献标识码：A文章编号：1001-6260（2008）06-0027-07
一、引言
如何提高农民收入问题已成为当前我国经济社会发展中最为突出、最受社会各界关注的核心问题.近年来,我国金融发展与农民收入增长的关系开始受到国内学者的关注（姚耀军,2005；冉光和 等,2005；许崇正 等,2005；杨俊 等,2006；王虎 等,2006）.然而,金融发展究竟对农民收入增长是否具有作用,一直是理论界争论不休、难以达成一致意见的问题.冉光和等（2005）的研究表明,中国的金融发展不仅没有促进农民收入增长,相反,对农民收入增长还起到了抑制作用,用金融发展与经济增长的正向作用关系直接替代金融发展与农民收入增长的关系,与我国经济发展的事实并不相符.同时,他们的研究还发现,农民收入与农村金融发展水平之间不存在长期的关系,这与许崇正等(2005)的研究结论一致.与已有的中国金融发展不利于农民收入增长的结论不同的是,王虎等（2006）的研究结果表明,金融发展对农民收入有促进作用,但是金融发展也显著拉大了中国城乡收入的差距.另外,他们还发现,金融发展对农民收入的这种影响是通过资本积累、农村人力资本、产业结构变动、农村劳动力转移以及国家财政对农业的支持等各条渠道实现的.
在学者们对金融发展与农民收入增长之间的关系没有达成一致意见时,本文试图为理解中国的金融发展和农民收入增长提供一些新的认识,而中国的省级面板数据无疑是非常好的素材,它在既有的研究中被忽视了.
本文其余结构安排如下：第二部分是金融发展与农民收入增长关系的理论借鉴；第三部分为计量模型的设定及数据说明；第四部分是计量分析及结果解释；第五部分是结论与政策含义.
二、金融发展与农民收入增长理论借鉴
如何撰写论文综述
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在已有的理论文献中,国内外对金融发展问题进行了大量的研究,虽然直接对金融发展与农民收入增长问题的研究文献甚为缺乏,但是在研究金融发展与经济增长、收入分配的关系,农业和农村投融资问题的文献中,却隐含了大量的有关金融发展与农民收入增长的理论.
对金融发展与农民收入增长的研究源于金融发展与经济增长的研究.金融发展与经济发展的研究始于上个世纪60、70年代,在Goldsmith（1969）、McKinnon（1973）和Shaw(1973）等发现经济增长和衡量金融发展的变量间存在正向关系的开创性研究之后,金融中介和增长关联的研究沉寂了十多年.但在1990年后兴起的经验研究里,所谓“金融与增长”的联系成为备受关注的一个研究领域,大量的理论和经验研究都揭示了金融发展对经济增长的促进作用（Greenwood,et al,1990；King,et al,1993a,1993b；Levine,1997；Rajan,et al,1998；Levine, et al,2000；Beck, et al,2000；Benhabib,et al,2000）.国内很多学者的研究也发现了我国金融发展与经济增长有着显著的正相关关系（谈儒勇,1999；周立 等,2002；沈坤荣 等,2004；陈刚 等,2006；冉光和 等,2006；范学俊,2006）.这些研究一般都认为金融发展可以通过以下途径成为经济增长的动力：首先,金融中介可以有效地集聚闲散资金,增加资源的流动性,减少金融投资的交易成本,从而导致投资增加；其次,金融中介可以提高金融资源的配置效率以及回报率,从而提高生产率.因此金融发展与农民收入增长的关系自然地被金融发展与经济增长的正向关系所替代.金融发展尤其是农村金融发展被假定为中国农民收入增长的重要前提和条件,并广泛应用于增加农民收入的政策研究（温涛 等,2005）.
在研究金融发展的同时,学者们还关注了它对城乡收入分配的影响.金融发展与收入分配的关系的研究开始于上世纪50、60年代,到上世纪90年代,金融发展与收入分配的关系问题受到关注与重视.Greenwood等（1990）的研究表明,在早期阶段,金融发展对收入分配的效应不利于穷人,当越过拐点后,金融发展有利于穷人积累更多的财富,缩小与富人的收入分配差距.Aghion等（1997）认为,金融发展与收入不平等负相关,但完善的金融市场是金融发展和经济增长缩小收入差距的前提.Clarke等（2003）、Hononbar（2004）、Beck等（2004）实证发现金融发展有利于缩减贫富差距,但未能证实两者间的“倒U关系”.国内学者在该方面的研究主要有：章奇等(2004) 首次对中国各省以银行信贷占GDP的比重所衡量的金融发展水平和城乡收入差距之间的关系进行了实证分析,认为金融发展显著拉大了城乡收入差距.陆铭等（2004）有关城市化的实证研究文献表明,中国金融发展水平对城乡收入差距的影响并不显著.杨俊（2006）等采用1978―2003年全国的时序数据进行的研究显示,我国金融发展显著地拉大了全国、农村和城乡居民的收入差距,并具有从金融发展到收入差距扩大的单向因果关系,金融发展对城镇居民收入差距的影响却并不显著.陈刚等（2007）的实证研究表明,无论是东部还是西部地区,金融发展与城乡收入差距均表现为非同阶单整变量,从而并未支持二者之间长期均衡关系的存在；但从短期来看,西部金融发展显著地构成了城乡收入差距扩大的Granger原因,而这种因果关系在东部地区却并不显著.这些研究虽然没有直接实证中国金融发展与农民收入增长的关系,但其结果很显然地隐含着金融发展与农民收入增长的关系有待进一步确证的推论.
在农业和农村投融资理论方面,学者们也进行了深入的研究.刘易斯（1990）认为,农民需要的资本远超过他们能够进行的储蓄,信贷对于小农业和小工业的发展是必不可少的.托达罗（1999）认为,发展中国家政府应通过加大资金投入发展农村经济,增加农民收入,提高农民的生活水平.Koester（2000）的研究表明,经济转型国家由于缺乏有效的农村金融市场体系,国家的财政、金融部门对农村资金的配置效率是低下的.Jensen（2001）的实证分析表明,发展中国家政府主导的农业信贷体系在促进农业投资方面缺乏效率,而发达国家的市场化融资方式和国家必要的干预措施明显是更有效的.Townsend（2001）认为,在农业单位缺乏必要的风险管理的情况下,农村金融部门对农业的信贷支持将下降,政府推动的农业信贷会增大农村金融风险,而且效率也是低下的.国内的学者也进行了深入的研究.钱彦敏（1991）认为,农业生产性资本的形成是农业增长的最直接的推动力,但农业资本的形成并不是一般意义上讨论的投资主体对投资数量的增减变动；财政支持不力、投资需求不足以及二元经济结构的存在是农业资本形成的主要障碍.李建民(2000)、姜作培(2001)等较为深入地分析了农业、农村投融资活动与农村经济结构调整之间的关系,并指出：高效合理的、以市场为导向的农业投融资结构是农业产业化经营的前提和关键.张杰(2003) 认为,在低收入发展中国家,政府常常被赋予扶持农业信贷的重要责任,但它们为农民所提供的越来越低息的信贷对于刺激农业发展的效果却微乎其微；同农业研究和推广投资或其他社会资本投资的收益比较,用于农业信贷的资源极少产生令人满意的结果.从国内外的相关研究可以看出,发展中国家政府主导的农业信贷和财政支持模式普遍在促进农业和农村投资增加方面缺乏效率,仅仅依靠政府的资金支持,而不加强农村金融市场、农村金融制度和农业经营风险管理体系建设,就难以实现农业和农村经济持续、健康发展,从而难以保证农民收入的增长.
从上面的研究可以看出,金融发展与经济增长、收入分配的关系,农业和农村投融资的理论当中隐含着大量金融发展与农民收入增长的理论.金融发展通过经济增长这一途径是否会影响到农民收入的增长呢?金融发展在拉大或缩小城乡收入差距中是否也会影响到农民收入的增长呢?还有,在一般认为中国农村资本利用效率低下的情况下,是否会抑制农民收入的增长呢?这将是本文所要论证和说明的问题.
三、模型设定与数据说明
在对经济增长进行实证分析的文献中,生产函数是一个被广泛使用的基本分析框架,本文也采用这一工具来检验金融发展对农民收入增长的影响.采用柯布―道格拉斯生产函数,则第t期的生产函数为：
在对经济增长进行实证分析的文献中,生产函数是一个被广泛使用的基本分析框架,本文也采用这一工具来检验金融发展对农民收入增长的影响.采用柯布―道格拉斯生产函数,则第t期的生产函数为：[JP]
Y(t)等于A(t)K(t) αL(t)1-α（1）
式（1）中,Y为社会总产出,Ｋ为资本投入,Ｌ为劳动力,Ａ为技术水平.式（１）两边除以Ｌ,再同时取对数并对时间进行一阶微分,就得到人均产出增长率：
g(t)等于[AKy•,](t)等于[AKA•,](t)+α[AKk•,](t)[JY,2]（2）
从式（2）可以看出,当α给定时,人均产出增长率取决于人均资本增长率和技术进步.本文以资本存量占同期GDP的比例（FC）作为物质资本的近似代理变量.估计资本存量的基本公式为：Kt等于It+(1-D)Kt-1,其中Kt为t年的资本存量,It为t年的资本形成,D为折旧率,Kt-1为t-1年的资本存量.折旧率统一按5%计算（王虎 等,2006）.需要注意的是,A（t）不仅反映了技术的变化,还反映了不同地区资源禀赋和制度的差异、跨时间的变化,以及其他地区特定的不可观测到的特征.
本文设定A（t）取决于以下几组变量：
（1）金融发展（FIN）,该变量定义了一个地区金融发展的水平,考虑到数据的可得性,本文以国有银行年末总贷款余额占GDP的比重来表示,鉴于国有银行在中国银行业中的垄断地位,以国有银行贷款占GDP比重与金融深度是高度相关的,其是衡量我国金融发展水平的一个较好指标,国内学者也广泛采用该指标来衡量各地区金融发展水平（陈刚 等,2006）；
（2）FI,各年度国家财政用于农业的支出占农业GDP的比重,表示国家对农村的政策支持国家财政用于农业的支出包括支农支出、农业科技三项费用、农村救济费和农业基本建设支出.；
（3）EXPORT,表征经济开放程度的指标,用出口总额在GDP中的比重表示；
（4）URBAN,表示城镇化水平,用非农业人口数占总人口数比重指标来衡量有研究表明,我国城镇化发展与农民收入增长之间存在着较强的正向交互响应作用.因此引入此变量作为控制变量.；
（5）IS,表示产业结构,用第一产业总值占GDP的比重表示,用以解释产业结构变化对农民人均收入的影响；
（6）HC,作为农村人力资本的变量,用农民家庭劳动力的文化状况来测算,将他们的文化程度换算成受教育年数来衡量许崇正等（2006）假设不识字或识字不多的劳动者受教育的年数是零,小学受到的教育是5年,初中受到的教育是8年,高中受到的教育是11年,高中以上受到的教育是13年.利用统计资料上的每百人受到的小学、初中、高中,及高中以上教育的人数百分比为权重,运用加权平均数法,算得每个人的平均受教育年限.；
（7）PI,表征农产品的收购价格指数,直接用农村居民的消费价格指数来代替,因为农村居民的消费价格指数更接近于农民的农产品出售价格（许崇正 等,2006）；
（8）ROAD,表示公路密度,用来衡量公共设施的建设.
本文以各省农民纯收入FR作为被解释变量,基本回归模型设定如下:
LnFRit等于α+β1FINit+β2FCit+β3FIN•,FC+β4FIN•,HC+BXit+μi+λt+εit[JY,2]（3）
在式（3）中,下标i和t分别表示第i个省份和第t年.LnFR为农民纯收入的自然对数值.模型中我们加入了金融发展和物质资本的交叉乘积项FIN•,FC 以及它和人力资本的交叉乘积项FIN•,HC,其中,β3表示金融部门和实体经济部门之间的互动系数,β4表示金融部门和人力资本之间的互动系数.交叉乘积项的引入不仅反映了金融变量与经济变量之间的内在互动机制,而且有助于消除变量间的内生性问题.β3和β4这两个变量的值可以通过式（3）的回归而得出.回归X 为其他控制变量的集合.μi为不可观测的地区效应,表示各省份之间不同但不随时间变化的一些不可观测因素.λt 为不可观测的时间效应,是一个不随省份不同而变化的变量,表示所有没有被包括在回归模型中而和时间有关的效应.εit为随机扰动项,其服从均值为0、方差为δ2 的正态分布.
本文最终收集了全国30个省级单位1978―2006年的截面数据进行经验分析.所有数据均摘自于《新中国五十五年统计汇编》（中国统计局,2005年）、《2006年中国统计年鉴》、《2007年中国统计年鉴》.由表1可以看出,HC是各省市差别最大的变量.在样本区间内,LnFR最高的是上海市,其均值为7.51945,最低的是甘肃,其均值为6.206109；FIN最高的为北京市,其均值为1.353073,最低的是湖南省,其均值为0.550793.主要变量的描述性统计见表1.
通过豪斯曼检验（Hausman Test）,表2中的模型Ⅰ为随机效应估计结果,模型Ⅱ为固定效应的估计结果.模型Ⅰ的估计结果显示,金融发展变量FIN的系数符号在1%的显著性水平下为正,表明我国金融发展对农民收入增长有明显的促进作用,这与王虎等（2006）的研究结论一致.虽然政府的干预常常导致农业部门没有得到更有力的金融支持,从而导致金融资本配置在农村运用效率低下的观点被学术界广泛接受.但本文的实证结果显示,中国金融部门的发展对于农民收入的贡献并不像温涛等（2005）所认为的那样,不仅没有促进农民收入增长,相反对农民收入增长还起到了抑制作用.其仍可以通过发挥动员储蓄、加速资本积累等职能促进农民收入的增长,这也说明了金融发展主要是通过加速资本积累来促进农民收入增长的.金融发展变量和固定资本形成变量的交叉乘积项显著为负,这表明我国金融部门同实体经济部门之间并不存在良性互动的关系.由于我国金融部门的效率低下,实质上已严重制约了农业实体经济部门的增长,其对农业实体经济部门的贡献仅仅停留在增加投资总量上,而对农业实体经济部门的效率提高作用不大,因此抑制了农民收入的增长.农村人力资本HC系数符号在1%的显著性水平下为正,农村人力资本的积累也有利于农民收入的增长.金融发展变量和人力资本形成变量的交叉乘积项显著为正,这表明我国金融部门有利于农村人力资本的形成,也即表明了国家银行对农村教育的资金支持,有利于农村人力资本的提高,从而促进了农民收入的增长.
四、计量检验结果与分析
采用计量软件Stata9.0分别对面板数据回归模型进行了固定效应和随机效应的拟合.固定效应估计法是假设由无法观测到的地区效应构成的残差项与自变量相关.随机效应估计法是假设由无法观测到的地区效应构成的残差是随机分布的,并与自变量严格不相关,因此可将模型看成有随机截距项的回归方程,使用广义最小二乘法解决误差项中的时序相关问题.主观判断模型是固定效应还是随机效
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