農村金融發展與農民收入遞增關聯綜述

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一、計量模型設定

(一)模型和指標設計

假設四川省農民收入狀況與農村金融發展水平滿足如下生產函數關系式：(1)其中，Y代表四川省農村居民家庭人均純收入，X代表農村金融發展水平。對(1)式求全微分得：(2)對于四川省農村金融發展水平的衡量，本文選取如下三個指標：農村金融發展規模(SC)，農村金融發展結構(ST)以及農村金融發展效率(EF)。其中，SC=四川省(農村存款余額+農村貸款余額)/四川省農村GDP；ST=四川省鄉鎮企業貸款余額/農村貸款余額；EF=四川省農村存款余額/四川省農村貸款余額，故四川省農村金融發展水平可表示如下：(3)將式子(3)兩邊取全微分后帶入式(2)，則有如下關系式：(4)在(4)式中，分別用表示四川省農村金融發展規模、結構、效率的邊際收入，可得出本研究的基本計量模型，如下：(5)其中，為常數項，為隨機誤差項。由(5)式可知，四川省農村金融發展規模、農村金融發展結構、農村金融發展效率的變動影響農民收入的高低。由于增量只是前后期的差值，所以Y的水平量與SC、ST、EF的水平量之間也具有類似的關系。由于相關變量影響存在滯后性，本文通過向量自回歸模型(VAR)對四川省農村金融發展與農民收入之間的關系進行實證分析。設為時間序列向量，其中，，則p階VAR模型為：(6)其中，為常數向量，為系數矩陣。

(二)數據說明

本文對四川省農村金融發展與農民收入增長之間關系的分析，涉及農村金融發展與農民收入兩個方面的變量和數據資料。(基于數據范圍前后一致性的考慮，本文所涉及的數據(1978—2008年)都不包含重慶市的數據。)用四川省農村居民家庭人均純收入(1978—2008年)的數據衡量農民收入(用Y表示)。在四川省農村金融發展水平指標中涉及到的農村GDP由四川省農業總產值與四川省鄉鎮企業增加值之和(1978—2008年)代替；農村存款余額則是四川省農業存款與農戶儲蓄存款之和(1978—2008年)；農村貸款余額為四川省鄉鎮企業貸款與農業貸款之和(1978—2008年)。所有數據均來自相關年鑒和公開出版物。

二、實證分析

(一)ADF單位根檢驗

本文運用Eviews5.0經濟計量軟件，首先進行ADF單位根檢驗以確定各變量的平穩性。經檢驗，LNY、SC、ST、EF具有相同的單整階數，為I(1)變量，各變量之間有協整關系存在的可能。基于此，本文進行協整檢驗以確認LNY、SC、ST、EF之間是否存在長期穩定的均衡關系。

(二)協整檢驗

本文運用Johansen檢驗來判斷變量LNY、SC、ST、EF之間是否存在協整關系。如果存在協整關系，則寫出協整方程并對這些變量之間存在的長期均衡關系進行說明。Eviews5.0計量軟件的Johansen協整檢驗結果如表1所示：表1Johansen協整檢驗結果表由表1可知，變量LNY、SC、ST、EF之間存在協整關系，其中標準化的協整方程如下：(協整方程中圓括號中的數字代表方程中估計系數的標準差，方括號中的數字表示t-統計量)。(7)經檢驗該協整方程的殘差項平穩，這表明1978-2008年間，LNY、SC、ST、EF四個變量之間具有長期穩定的均衡關系。從長期來看，四川省農村金融的發展效率與農民收入之間存在負相關的關系，但四川省農村金融發展的規模與農村金融發展的結構對四川省農村居民家庭人均純收入起正向促進作用。這標志著農村地區金融資源的越豐富越能促進農民收入增長，農村金融發展的規模越大越有利于農民收入的增長；農村地區鄉鎮企越發展農村居民獲得的工資性收入越多。而四川省農村金融發展的效率對農村居民收入增長的抑制作用，則標志著農村金融服務體系不完善、金融市場發展滯后，大量農村資金外流，農村經濟發展資金支持不足。