劉尚榮

（青海大學財經(jīng)學院，青海 西寧 810016）

目前，在我國社會經(jīng)濟快速發(fā)展的進程中，民族地區(qū)農(nóng)牧區(qū)依然存在明顯的金融約束現(xiàn)象，經(jīng)濟發(fā)展仍然缺乏足夠的金融資源，農(nóng)牧戶和企業(yè)仍然普遍受到不同程度的信貸約束，金融供給難以滿足其特殊的金融需求，金融機構對農(nóng)牧區(qū)信貸資金投放不足的現(xiàn)狀并未得到根本性改變。如何通過農(nóng)村金融的發(fā)展來促進農(nóng)牧民收入的增長，成為縮小其與城鎮(zhèn)居民以及其他發(fā)達省份的差距，實現(xiàn)農(nóng)牧區(qū)和諧穩(wěn)定的關鍵。

一、文獻綜述

國外對金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長的研究，是部分學者在關注金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系時所涉及的一個研究領域。Greenwood&Javanovic，Bencivengahe&Smith等以建立內(nèi)生增長模型的方式分析了金融體系的基本功能對經(jīng)濟增長的不同影響，討論了經(jīng)濟增長、金融發(fā)展與收入分配三者之間的關系。Bolton、Matsuyama等從不同的角度分析了金融發(fā)展與收入分配的演化過程。Calor&Zeira的分析認為，由于金融資源配置不合理，利用金融中介的成本會比較昂貴，窮人無法支付這一成本因而無法得到金融支持，而富人則會更加方便地通過金融渠道獲得資金，在取得信貸方面的不平等待遇會導致二元經(jīng)濟結構，從而擴大了城鄉(xiāng)居民收入差距。

國內(nèi)在研究農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長的過程中，理論界也更多地是從金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系中進行探討的。王丹、張懿(2006)基于金融發(fā)展與經(jīng)濟增長理論，應用ECM誤差修正模型實證檢驗了1991-2005年安徽省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的互動關系，實證結果表明農(nóng)村金融發(fā)展引致農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長變動。許崇正(2005)則從影響農(nóng)民收入的幾個關鍵因素入手，利用普通最小二乘法進行驗證，認為農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入增長曾經(jīng)起到一定的作用，但總的來講農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民增收不利。王虎、范從來(2006)運用1980-2004年的數(shù)據(jù)實證研究了金融發(fā)展與農(nóng)民收入之間的相關性關系，認為金融發(fā)展對農(nóng)民收入有促進作用，但其影響作用是復雜的。李林、張穎慧和羅劍朝(2010)運用時間序列分析方法對1978-2004年間金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長的關系進行實證研究，研究結果顯示，農(nóng)民收入增收狀況隨著農(nóng)村金融發(fā)展狀況改變而發(fā)生相應變化，農(nóng)村金融發(fā)展是中國農(nóng)民收入增長的格蘭杰原因。

國內(nèi)外的研究成果表明，金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長及農(nóng)民收入水平提高具有正效應，對進一步探索金融支持農(nóng)牧民增收具有重要的指導意義。但是，眾多的研究卻忽略了地域的特殊性，尤其是對經(jīng)濟欠發(fā)達的民族地區(qū)來說，如何通過金融發(fā)展來促進農(nóng)牧民收入的增長，這方面的研究成果較少。

二、金融支持農(nóng)牧民增收概況

近年來，海北藏族自治州金融機構認真貫徹落實青海省金融工作會議精神，充分發(fā)揮金融業(yè)對經(jīng)濟的“推手”作用，努力改善經(jīng)濟發(fā)展中的資金“瓶頸”問題，緊緊圍繞農(nóng)牧業(yè)增效、農(nóng)牧民增收、農(nóng)牧區(qū)發(fā)展主線，在支持農(nóng)牧民增收中一方面堅持用好用足金融優(yōu)惠政策，另一方面根據(jù)民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的特殊性加大金融支持力度，通過增加支農(nóng)再貸款、推廣農(nóng)戶小額貸款和聯(lián)保貸款、廣泛開展信用戶創(chuàng)建活動、增加農(nóng)業(yè)保險保費代償力度等，不斷加大對農(nóng)牧業(yè)的信貸支持力度，保證了農(nóng)牧區(qū)的信貸資金需求，取得了一定成效。截止2011年，涉農(nóng)貸款余額達10.54億元，占全部貸款總額的比重為54.72%。金融機構在遵循“一次核定、隨用隨貸、余額控制、周轉使用”原則的同時，根據(jù)農(nóng)牧民申請貸款意愿，結合資金用途確定單筆貸款的期限，簡化貸款手續(xù)、提高服務質量，解決了農(nóng)牧戶發(fā)展生產(chǎn)申請貸款手續(xù)繁雜、貸款難和資金周轉難的“兩難問題”。在金融部門的大力支持下，農(nóng)牧民積極投身于農(nóng)作物種植、接羔育幼、牛羊育肥販運、集約化經(jīng)營等農(nóng)牧業(yè)各個生產(chǎn)領域，金融在促進農(nóng)牧民增收致富等方面的作用日益凸顯。但不容忽視的是，現(xiàn)階段金融支持農(nóng)牧民增收依然存在一些突出問題：一是貸款的額度增長不大。目前農(nóng)戶貸款平均額度為5萬元左右，最少者0.5萬元，基本上以2～5萬元居多，難以滿足規(guī)?；?jīng)營的需要。二是農(nóng)牧民借款無抵押品成為金融機構給農(nóng)牧民辦理貸款時遇到的最大問題，加之擔保比較困難，在一個村里如果農(nóng)戶都貸款時擔保困難現(xiàn)象表現(xiàn)得尤為突出，致使農(nóng)戶貸款額度增幅緩慢，這也從側面印證了農(nóng)戶貸款難、難貸款的事實。三是農(nóng)戶的借款渠道較為單一。從農(nóng)戶借款來源看，農(nóng)村信用社成為農(nóng)牧民生產(chǎn)和生活借款的主要渠道，雖然海北州所屬的縣域除農(nóng)信社以外，還有農(nóng)業(yè)銀行、郵政儲蓄銀行等金融機構，但農(nóng)牧民所需的貸款90%以上是靠農(nóng)信社提供的，其他金融機構很少向農(nóng)戶貸款。四是農(nóng)牧業(yè)保險依然是依靠兩種傳統(tǒng)的風險保障途徑，即民政部門的災害救濟和保險公司的商業(yè)保險，對農(nóng)牧業(yè)的風險補償能力較弱。五是農(nóng)業(yè)貸款的高風險導致金融機構支農(nóng)貸款增速緩慢。這些問題的存在，使得金融支持農(nóng)牧民增收的功效未能全面顯現(xiàn)出來。

三、實證分析

西方經(jīng)典的生產(chǎn)函數(shù)理論中提到：在其他條件不變時，增加資本投入能增加總產(chǎn)出。按照這個理論，其他條件不變時，增加農(nóng)村信貸投入就能增加農(nóng)村經(jīng)濟總產(chǎn)出，進而提高農(nóng)民的人均收入。從一些國內(nèi)外研究的成果也可以看出，各個國家或地區(qū)、各個時期農(nóng)村金融市場發(fā)展情況與農(nóng)民收入水平之間均存在一定關系。文章以青海海北藏族自治州為個案，利用Eviews6.0軟件對民族地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展情況與農(nóng)牧民收入水平間的關系進行檢驗。

1.模型構建及說明

根據(jù)柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)(Cobb-Douglas Production Function)，可將我國農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)濟產(chǎn)出的關系表達為如下函數(shù)：

其中，Y代表總的經(jīng)濟產(chǎn)出，K代表資本投入，L代表勞動力投入。我國學者溫濤、冉光和與熊德平(2005)將金融發(fā)展水平作為一項“投入”引入生產(chǎn)函數(shù)分析框架中，研究了金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長關系，則(1)式可寫成：

其中，F(xiàn)代表金融發(fā)展水平。

據(jù)Parente and Prescott(1991)及溫濤、冉光和等(2005)提出的分析框架，若勞動力投入達到最大生產(chǎn)能力，經(jīng)濟產(chǎn)出就不再受勞動力增加的影響，則總的經(jīng)濟產(chǎn)出就取決于金融發(fā)展水平與資本投入。此時(2)式可變形為：

其中，m表示勞動力數(shù)量。

求公式(3)的全微分，可得：

國際上通常采用戈德史密斯(Goldsmith)和麥金農(nóng)(Mckinnon)提出的兩種指標來衡量金融發(fā)展水平。戈德史密斯(1969)提出了衡量一國金融結構和金融發(fā)展水平的存量和流量指標，其中最主要的是金融相關比率(FIR)。它是全部金融資產(chǎn)價值與全部實物資產(chǎn)（即國民財富）價值之比，這是衡量金融上層結構相對規(guī)模的廣義指標。戈德史密斯認為：金融相關比率的變動反映的是金融上層結構與經(jīng)濟基礎結構之間在規(guī)模上的變化關系，它大概可以被視為金融發(fā)展的一個基本特點。因為在一定的國民財富或國民產(chǎn)值的基礎上，金融體系越發(fā)達，金融相關系數(shù)也越高，所以可以推斷，在經(jīng)濟發(fā)展的過程中金融相關比率必然會逐步提高，而且可以根據(jù)金融相關比率來衡量金融發(fā)展達到何種水平。人們常常將其簡化為金融資產(chǎn)總量與GDP之比，來衡量一國的經(jīng)濟金融發(fā)展水平。麥金農(nóng)(1973)采用貨幣存量與GDP之比來衡量貨幣化程度。由于金融資產(chǎn)和M2的統(tǒng)計數(shù)據(jù)不完整，因此文章選用修正后的指標來衡量青海省海北藏族自治州農(nóng)村金融發(fā)展水平。根據(jù)海北藏族自治州農(nóng)村金融發(fā)展的現(xiàn)狀，文章對該地區(qū)金融發(fā)展水平的度量主要選取金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率，函數(shù)關系式：

其中，μ為隨機誤差項。

鑒于難以獲得總資本增長(dK)的相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)，因此文章忽略總資本增長，選擇的模型如下：

其中，F(xiàn)R表示農(nóng)牧民人均純收入，RLG表示農(nóng)村金融發(fā)展的規(guī)模，RLD表示金融發(fā)展的效率，μ為隨機誤差項。

由于差分量只不過是水平量前后期的差值，根據(jù)(8)式不難證明FR的水平量與RLG和RLD的水平量之間同樣存在穩(wěn)定的關系。因此，文章為了便于實證檢驗農(nóng)民收入水平值與金融發(fā)展各指標水平值之間的關系，設定了如下的向量自回歸模型予以實際分析：

2.數(shù)據(jù)來源

農(nóng)業(yè)貸款余額(RL)、農(nóng)業(yè)存款余額(RD)以及農(nóng)牧民人均純收入(FR)的數(shù)據(jù)均來自《海北統(tǒng)計年鑒(2012)》。農(nóng)業(yè)GDP(RG)用第一產(chǎn)業(yè)增加值表示。

3.數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性描述

文章使用農(nóng)業(yè)貸款、農(nóng)業(yè)存款代表農(nóng)村金融發(fā)展水平來衡量農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入間的關系。指定選取如下：

（1）農(nóng)牧民收入指標。文章采用農(nóng)牧民人均純收入(FR)指標來衡量農(nóng)牧民收入情況。農(nóng)牧民純收入是指其當年總收入和總支出的差額。純收入主要用于再生產(chǎn)投入和當年生活消費支出，也可用于儲蓄和各種非義務性支出。農(nóng)牧民人均純收入即按人口平均后得到的純收入水平，反映的是一個地區(qū)或一個農(nóng)戶農(nóng)村居民的平均收入水平。

（2）農(nóng)村金融發(fā)展水平和農(nóng)村金融發(fā)展效率指標。1969年戈德史密斯首創(chuàng)金融相關率(FIR)指標并用它來衡量金融資產(chǎn)規(guī)模水平。它的表達式為(M2+L+S)/GNP，式中M2表示貨幣存量，L表示貸款，S表示有價證券的總值?？紤]到發(fā)展中國家國內(nèi)信貸的作用，Arestis等學者又設計了一個新指標L/GDP來反映金融發(fā)展規(guī)模，該指標被國內(nèi)學者廣為采用。李廣眾(2002)和史永東(2003)多次采用農(nóng)村貸款余額與農(nóng)業(yè)GDP之比衡量農(nóng)村金融發(fā)展水平。由于民族地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展水平相對落后，缺乏有價證券和M2的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，在分析金融發(fā)展水平時無法直接使用金融相關比率這個指標。為此，文章采用農(nóng)業(yè)貸款余額與農(nóng)業(yè)GDP之比，即RLG=RL/RG作為金融相關比率的一個替代指標來揭示農(nóng)村金融的總體發(fā)展水平；同時用貸款與存款之比反映農(nóng)村金融發(fā)展效率。這是因為在農(nóng)牧區(qū)，金融資產(chǎn)主要表現(xiàn)為金融機構的資產(chǎn)，其他金融工具并不多，所以利用存貸款數(shù)據(jù)，基本可以揭示出農(nóng)村金融發(fā)展水平。

（3）農(nóng)業(yè)GDP數(shù)據(jù)。由于缺乏農(nóng)業(yè)GDP的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，鑒于以前文獻多用第一產(chǎn)業(yè)增加值代替農(nóng)業(yè)GDP。因此，文章亦采用第一產(chǎn)業(yè)增加值代替農(nóng)業(yè)GDP。

4.實證分析

由于所釆用的數(shù)據(jù)均為經(jīng)濟變量時間序列數(shù)據(jù)，通常不平穩(wěn)。為避免“偽回歸”現(xiàn)象，需要進行單位根檢驗來判斷變量是否平穩(wěn)，文章采用ADF檢驗。若為平穩(wěn)變量，可直接進行回歸分析；若為非平穩(wěn)變量，還需通過差分將其變?yōu)槠椒€(wěn)時間序列；再通過協(xié)整分析來檢驗變量間是否存在長期均衡關系。

（1）平穩(wěn)性檢驗。首先對數(shù)據(jù)進行無量綱化，對各變量取對數(shù)，以實現(xiàn)數(shù)據(jù)的可比性。由于RLG和RLD都小于10，因此log(RLG)和log(RLD)都小于0，而負數(shù)無法進行后續(xù)檢驗，所以，均乘以100以使它們的對數(shù)為整數(shù)。由1990-2009年的相關數(shù)據(jù)可知，海北藏族自治州金融發(fā)展的規(guī)模和效率與農(nóng)牧民人均純收入變化趨勢存在著一致性。幾乎所有的宏觀經(jīng)濟變量都是非平穩(wěn)性的（即序列的矩，如均值、方差和協(xié)方差隨時間而變化），具有時間趨勢，所以需要對變量進行單位根平穩(wěn)性檢驗。利用Eviews6.0軟件，對各變量進行單位根檢驗，以確定變量的平穩(wěn)性。下面采用的ADF統(tǒng)計量，對變量的本身進行ADF檢驗，分別在1%，5%和10%的置信水平下的臨界值進行比較。單位根檢驗方程存在截距項和趨勢項，且變量的滯后序數(shù)都取2。

根據(jù)ADF統(tǒng)計量的性質，從表1中可看出log(FR)、log(100RLD)和log(100RLG)均為非平穩(wěn)序列。因此，需要繼續(xù)對模型變量log(FR)、log(100RLD)和log(100RLG)進行一階差分處理。

（2）差分處理。進行一階差分后，從表2中可看出，log(100RLG)和log(100RLD)在1%的顯著性水平下，變量的t值小于Mackinnon臨界值，log(FR)在10%的顯著性水平下，變量的t值小于Mackinnon臨界值，故各序列含有一個單位根，是一階單整序列。因此可以進一步進行協(xié)整檢驗。

表1 模型變量ADF檢驗結果

表2 模型變量一階差分的ADF檢驗結果

（3）協(xié)整檢驗。由上文分析可知log(FR)、log(100RLD)和log(100RLG)均為一階單整序列，因此這些同階單整序列可能存在協(xié)整關系，即從長期來看各變量可能存在均衡關系。于是對log(FR)、log(100RLD)和log(100RLG)進行協(xié)整檢驗，并對金融發(fā)展與農(nóng)民收入水平間的關系進行分析。

第一步，用OLS方法對回歸方程進行估計，得到回歸結果：

常數(shù)項和log(100RLD)和log(100RLG)均通過了t檢驗。

(10)式表明了在1990-2009年上述三個變量之間所存在的長期均衡關系。從模型的回歸結果可以看出，就長期而言，農(nóng)牧民收入與金融發(fā)展效率呈正向關系，與金融發(fā)展規(guī)模呈負向關系。這說明1990-2009年，青海藏區(qū)金融發(fā)展效率不斷提升，有利于農(nóng)牧民收入增長；而金融發(fā)展規(guī)模對農(nóng)牧民收入的增長顯然是不利的因素。

第二步，殘差序列平穩(wěn)性檢驗，對其進行ADF單位根檢驗，檢驗結果如表3。

表3 回歸方程殘差平穩(wěn)性檢驗結果

由表3可知，回歸方程殘差序列在1%的顯著性水平下拒絕原假設，接受不存在單位根的結論，則D(RESID01)是平穩(wěn)的，所以log(FR)、log(100RLD)和log(100RLG)之間存在協(xié)整關系，即農(nóng)牧民收入與農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模與效率間存在長期均衡關系。雖然，回歸分析中l(wèi)og(100RLD)和log(100RLG)均通過了t檢驗，但回歸的擬合優(yōu)度很低，說明金融發(fā)展水平不能對農(nóng)牧民收入起到很好的促進作用，農(nóng)牧民收入的增加主要靠農(nóng)畜產(chǎn)品價格上漲、財政補貼等轉移性收入。這與目前農(nóng)村金融的信貸結構和功能與農(nóng)牧民增收的實際資金需求不太協(xié)調的實際情況是相吻合的。

四、結論及建議

通過對青海海北藏族自治州農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)牧民收入關系的分析來看，農(nóng)村金融發(fā)展效率與農(nóng)牧民收入增長之間呈正相關關系，而農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模與農(nóng)牧民收入增長之間則呈負相關關系。說明一方面農(nóng)村金融機構對農(nóng)牧業(yè)的支持力度不斷加大，但另一方面由于地區(qū)金融發(fā)展水平滯后，對農(nóng)牧民收入增長的促進作用不明顯。實證分析表明，金融支持是農(nóng)牧民增收的重要因素，金融發(fā)展有利于農(nóng)牧民收入的增長。但是目前民族地區(qū)金融發(fā)展相對滯后，突出表現(xiàn)為：農(nóng)村金融服務體系不完善、金融服務單一、投資理財類產(chǎn)品進展緩慢、農(nóng)牧業(yè)擔保體系不完善等，致使金融對農(nóng)牧民收入增長的貢獻度不高，需要根據(jù)民族地區(qū)發(fā)展實際，推進農(nóng)村金融體制改革進程，完善農(nóng)村金融發(fā)展的市場體系，實現(xiàn)農(nóng)村金融資源的高效配置，進一步促進農(nóng)牧民收入的增長。

第一，培育多層次的農(nóng)村金融服務體系，提升金融支農(nóng)覆蓋面。積極推動金融機構空白鄉(xiāng)鎮(zhèn)服務覆蓋工程，促進農(nóng)牧區(qū)金融服務均等化建設，建立健全符合“三農(nóng)三牧”發(fā)展要求的多層次、廣覆蓋、可持續(xù)發(fā)展的金融服務體系。大力培育村鎮(zhèn)銀行、貸款公司、農(nóng)村資金互助社等新型農(nóng)村金融組織，開發(fā)新的貸款品種，拓寬新的經(jīng)營模式。

第二，組建農(nóng)牧業(yè)信用擔保機構，切實解決農(nóng)牧民融資難問題。在國家政策許可的范圍內(nèi)，地方政府出臺優(yōu)惠政策和管理制度，積極發(fā)揮財政杠桿作用，建立以財政資金、商業(yè)資金、社會資金等為主的涉農(nóng)擔?；疬\作體系。鼓勵其他各類擔保公司為農(nóng)牧業(yè)企業(yè)提供擔保業(yè)務，降低農(nóng)牧業(yè)龍頭企業(yè)和專業(yè)大戶的融資難度和成本，形成國家、社會、合作成員與農(nóng)戶多主體分擔的農(nóng)牧業(yè)信貸擔保機制。

第三，鼓勵各類金融機構加大對農(nóng)牧業(yè)和弱勢群體的支持力度，以市場化方式引導資金有效返回農(nóng)牧區(qū)。賦予農(nóng)信社較大的存貸款利率浮動權限，緩解農(nóng)村資金外流。

第四，進一步強化農(nóng)牧民的保險意識，增強抗風險能力。保險機構和相關部門應進一步加大宣傳力度，向農(nóng)牧民灌輸風險防范意識，講解可保風險的范圍、風險防范方法以及保險的保障作用，使農(nóng)牧民真正了解保險、認識保險、依靠保險，增強農(nóng)牧民的承保意識，為農(nóng)牧業(yè)保險的全面推進創(chuàng)造良好的條件。同時，依靠各級政府的大力支持，加快完善農(nóng)牧業(yè)政策保險體系，通過健全的體系和優(yōu)質的服務為農(nóng)牧業(yè)生產(chǎn)保駕護航。

第五，逐步加大金融投資理財產(chǎn)品營銷，拓寬農(nóng)牧民增收渠道。金融機構要通過各種形式加大業(yè)務宣傳力度，使農(nóng)牧民和企業(yè)能夠充分了解金融機構推出的各種金融產(chǎn)品和服務，采取方便靈活的營銷手段，擴大金融投資理財產(chǎn)品的銷售規(guī)模，增加農(nóng)牧民的財產(chǎn)性收入。

第六，創(chuàng)新農(nóng)村金融產(chǎn)品和服務，加大對新型農(nóng)牧業(yè)經(jīng)營主體的信貸支持。金融機構應根據(jù)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體金融需求的特征，結合農(nóng)牧業(yè)發(fā)展實際創(chuàng)新差異化金融產(chǎn)品。農(nóng)業(yè)保險機構要優(yōu)化保險服務，引導新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體參保，保障農(nóng)業(yè)持續(xù)平穩(wěn)發(fā)展。

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