劉賽紅，朱 建

(湖南商學院 財政金融學院，湖南 長沙 410205)

一、引言

自2006年以來，我國農(nóng)村地區(qū)通過設立新型金融機構(gòu)、降低金融準入門檻、鼓勵民間資本發(fā)展、消滅金融空白等手段極大提高了農(nóng)村金融包容水平，初步形成了多層次、廣覆蓋、可持續(xù)的農(nóng)村金融服務體系。截至2016年12月末，本外幣農(nóng)村貸款余額23萬億元，同比增長6.5%；農(nóng)戶貸款余額7.08萬億元，同比增長15.2%；農(nóng)業(yè)貸款余額3.66萬億元，同比增長4.2%。而我國農(nóng)村居民人均可支配收入僅12363元，城鎮(zhèn)居民達到33616元，絕對差距為21253元，倍差則達到了2.72。如何實現(xiàn)城鄉(xiāng)金融資源配置與居民收入增長協(xié)調(diào)發(fā)展，打破城鄉(xiāng)金融二元結(jié)構(gòu)，緩解兩者之間的循環(huán)累計因果效應一直是學術(shù)界與政界關注的焦點問題。

對此，國內(nèi)外學者展開了大量研究。麥金農(nóng)和肖(1973)最早研究了發(fā)展中國家金融與經(jīng)濟之間的關系，并提出了“金融抑制論”和“金融深化論”。Greenwood和Jovanovic(1990)、Matsuyama(2000)、Kim(2011)、Zhang和Chen(2015)等認為金融發(fā)展與收入差距之間存在倒U型關系；Li和Squire(1998)、Maurer和Haber(2007)、Calderon(2010)、Gimet(2011)、Sehrawat和Giri(2015)等認為金融發(fā)展與收入不平等存在正相關；Galor和Zeira(1993)、Beck(2007)、Shahbaz(2015)等研究表明金融發(fā)展降低了收入不平等程度。

國內(nèi)學者對于城鄉(xiāng)金融發(fā)展與居民收入的研究存在三個維度。一是作用機制視角，可分為直接機制和間接機制。張立軍和湛泳(2006)、張中錦(2011)、王修華和邱兆祥(2011)、周澤炯和王磊(2014)等認為農(nóng)村金融直接通過減貧效應縮小了居民收入差距，而門檻效應、排斥效應和非均衡效應擴大了居民收入差距；間接作用于經(jīng)濟來發(fā)揮涓滴效應縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。二是金融主體視角，可分為正規(guī)金融與非正規(guī)金融。胡宗義和劉燦等(2014)認為農(nóng)村非正規(guī)金融對農(nóng)村居民增收具有顯著促進作用，農(nóng)村正規(guī)金融對農(nóng)村居民增收作用不明顯。冉光和和湯芳樺(2012)、張博和胡金焱(2014)、魯釗陽(2016)等研究表明正規(guī)金融發(fā)展擴大城鄉(xiāng)居民收入差距，而非正規(guī)金融發(fā)展縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。蘇靜和胡宗義等(2013)、胡宗義和馬文麗等(2016)研究表明非正規(guī)金融規(guī)模和效率水平對東、中、西部農(nóng)村居民增收效果存在遞減現(xiàn)象，農(nóng)村正規(guī)金融總量與結(jié)構(gòu)供需失衡，應該鼓勵農(nóng)村非正規(guī)金融適度發(fā)展。三是研究方法與手段，可分為時序分析和面板分析。翟立宏和徐志高(2009)、劉賽紅和陳修謙(2012)、張宏彥和何清等(2013)、黃海峰和邱茂宏(2014)等建立VAR模型并驗證了金融發(fā)展與居民收入之間存在協(xié)整關系，得出城鄉(xiāng)金融規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率非均衡發(fā)展加大了城鄉(xiāng)居民收入差距。劉賽紅和王國順(2012)、孫玉奎和周諾亞(2014)等利用省際面板數(shù)據(jù)得出了農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入存在顯著地區(qū)差異，東部地區(qū)收入差距逐漸縮小，而西部和中部作用不明顯。楊楠和馬綽欣(2014)、王培輝和袁薇(2015)利用動態(tài)門限面板模型，得出中國金融發(fā)展與居民收入差距間存在明顯的門限效應。

綜上所述，諸多學者從金融結(jié)構(gòu)、規(guī)模和效率與城鄉(xiāng)收入差距的關系出發(fā)，檢驗了可能存在的涓滴效應、門檻效應、減貧效應和非均衡效應，并考慮了非正規(guī)金融機構(gòu)對我國金融發(fā)展的補充功能，得出金融要素供給與居民收入之間的非均衡化與區(qū)域化特征。但是現(xiàn)有研究有以下不足：一是對城鄉(xiāng)金融資源配置差異與城鄉(xiāng)居民收入差異研究缺乏延續(xù)性，大部分研究停留在2009年；二是對新形勢下的農(nóng)村金融改革成效缺乏評價，無法量化城鄉(xiāng)金融資源配置結(jié)構(gòu)性突變對居民收入影響程度。因此，本文為驗證城鄉(xiāng)金融發(fā)展與居民收入的長期均衡關系，利用1989—2014年的數(shù)據(jù)進行協(xié)整分析，重點對2009年農(nóng)村金融改革的外生性①沖擊引發(fā)的金融規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率演變規(guī)律進行斷點分析，得出2009年斷點效應的階段性結(jié)果，并分析2009年以來農(nóng)村金融政策產(chǎn)生的現(xiàn)實影響②，為探索新形勢下我國城鄉(xiāng)金融統(tǒng)籌發(fā)展提供思路。

圖1 實證分析思路與建模框架

二、研究變量與數(shù)據(jù)來源

(一)變量選取

1．被解釋變量為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入(inco_urban)和農(nóng)村居民人均純收入(inco_rural)。為了反映更真實情況，該指標剔除了物價變動的影響，按不變價格計算。

2．解釋變量為城鄉(xiāng)金融發(fā)展水平，分別用城鄉(xiāng)金融發(fā)展規(guī)模、城鄉(xiāng)金融發(fā)展結(jié)構(gòu)和城鄉(xiāng)金融發(fā)展效率來衡量。規(guī)模變量以短期貸款與城鄉(xiāng)GDP比值表示。結(jié)構(gòu)變量，以產(chǎn)業(yè)貸款與城鄉(xiāng)貸款比值來表示。效率變量，以貸款金額與存款金額比值表示。

表1 變量設置及說明

(二)數(shù)據(jù)說明

本文實證數(shù)據(jù)時間段取自1989—2014年，由于1989年前后金融統(tǒng)計口徑發(fā)生了顯著改變，所以未考慮1989年以前年度的數(shù)據(jù)。全部數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》(1990—2015)和《中國金融年鑒》(1990—2015)。為了消除數(shù)據(jù)的不平滑性，所有的數(shù)據(jù)取對數(shù)處理。

三、實證分析與建模

為研究城鄉(xiāng)金融發(fā)展與居民收入之間的關系，首先進行協(xié)整分析，檢驗金融發(fā)展與居民收入是否存在長期均衡關系。在此基礎上考慮農(nóng)村金融改革的外生性沖擊產(chǎn)生的斷點效應，引入時間虛擬變量，分段研究2009年政策實行前后的階段性影響。

(一)金融發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入關系研究

為了研究1989—2014年我國城鄉(xiāng)發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入之間是否存在長期均衡，我們考慮使用協(xié)整方法來分析。

1.ADF單位根檢驗

因為絕大多數(shù)的宏觀經(jīng)濟變量都是非平穩(wěn)，其均值或自協(xié)方差函數(shù)會隨時間改變，所以為了避免出現(xiàn)偽回歸，通常對變量做平穩(wěn)性檢驗。只有變量在t階平穩(wěn)[I(t)]時，才能做協(xié)整檢驗。本文采用ADF來檢驗數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，具體結(jié)果如表2所示。

表2 (ADF)單位根檢驗結(jié)果

ADF結(jié)果表明，城鄉(xiāng)居民收入、金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展效率在水平層面均為不平穩(wěn)，但在一階差分層面是平穩(wěn)的，所以可以認為所有變量均為一階單整。

為了判斷協(xié)整檢驗模型的滯后階數(shù)，首先建立VAR模型，根據(jù)AIC準則、SC準則、HQ準則等來判斷VAR模型的滯后階數(shù)。

表3 VAR模型滯后階數(shù)確定

綜合AIC、SC、HQ等信息準則，判斷得出農(nóng)村地區(qū)VAR模型存在2階滯后，由于協(xié)整檢驗模型滯后階數(shù)是原VAR模型一階差分的滯后階數(shù)，由此得到農(nóng)村地區(qū)協(xié)整檢驗的滯后階數(shù)是1；同理，城鎮(zhèn)地區(qū)VAR模型存在2階滯后，相對應的協(xié)整檢驗的滯后階數(shù)1。

2.協(xié)整檢驗

如果一組非平穩(wěn)時間序列存在一個平穩(wěn)的線性組合，那么這組序列就是協(xié)整的，這個線性組合被稱為協(xié)整方程，表示一種長期均衡關系。本文采用多變量的Johansen協(xié)整檢驗來檢驗變量之間的協(xié)整關系。跡統(tǒng)計和最大特征值結(jié)果如表4所示。

表4 Johansen 協(xié)整檢驗結(jié)果

從結(jié)果來看，在0.05統(tǒng)計水平下農(nóng)村地區(qū)模型跡統(tǒng)計結(jié)果表明存在1個協(xié)整秩，而最大特征值結(jié)果表明不存在協(xié)整秩；在0.05統(tǒng)計水平下城鎮(zhèn)地區(qū)模型跡統(tǒng)計結(jié)果表明存在2個協(xié)整秩，而最大特征值結(jié)果表明存在1個協(xié)整秩。

進一步，我們得到了對數(shù)似然值最大條件下的協(xié)整關系式，即VEC中回歸結(jié)果的協(xié)整關系式。

lninco_rural=2.29lnsize_rural+0.16lnstru_rural-1.83lneffi_rural

lninco_urban=6.76lnsize_urban-0.05lnstu_urban-5.40lneffi_urban

從結(jié)果來看，不論是農(nóng)村還是城鎮(zhèn)，金融發(fā)展規(guī)模、結(jié)構(gòu)、效率和居民收入存在長期均衡關系，即協(xié)整關系。從協(xié)整方程可以看出，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模的長期彈性為2.29，結(jié)構(gòu)的長期彈性為0.16，效率的長期彈性為1.83。就城鎮(zhèn)地區(qū)而言，金融發(fā)展規(guī)模彈性為6.76，結(jié)構(gòu)彈性為0.05，效率彈性為5.40。規(guī)模彈性系數(shù)顯著大于結(jié)構(gòu)、效率彈性系數(shù)，說明城鄉(xiāng)金融二元結(jié)構(gòu)根源于城鄉(xiāng)金融資源投入規(guī)模的大小差異，而農(nóng)村金融在總量規(guī)模遠小于城鎮(zhèn)的情況下，彈性系數(shù)較小，進一步弱化了其結(jié)構(gòu)和效率對農(nóng)村居民增收效果，綜合兩個模型來看城鄉(xiāng)金融二元結(jié)構(gòu)進一步深化了對居民收入的分配效應。

3.向量誤差修正模型

協(xié)整方程表明，城鄉(xiāng)居民收入與城鄉(xiāng)金融發(fā)展之間的長期均衡關系。從短期動態(tài)調(diào)整來看，為得到偏離長期均衡更為準確的關系，進一步構(gòu)建農(nóng)村與城鎮(zhèn)金融發(fā)展與居民收入的向量誤差修正模型。

ECM=lninco-2.29lnsize-0.16lnstru+1.83lneffi-3.43

ECM’=lninco-6.77lnsize-0.05lnstru+5.39lneffi-3.61

結(jié)果表明，我國居民收入的短期波動不僅來源于滯后一期的居民收入、金融規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)和金融效率的影響，而且來源于誤差修正系數(shù)對長期均衡的調(diào)整。在農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、結(jié)構(gòu)、效率不變的情況下，農(nóng)村居民人均純收入在第t期的變化可以消除前一期10%的非均衡誤差；同理，在城鎮(zhèn)金融發(fā)展規(guī)模、結(jié)構(gòu)、效率不變的情況下，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入在第t期的變化會增加前一期0.3%的非均衡誤差。

(二)城鄉(xiāng)金融發(fā)展的收入效應演變研究

1.穩(wěn)定性檢驗——鄒檢驗

一個模型在長時間保持結(jié)構(gòu)的穩(wěn)定性一般是困難的，有時候模型可能發(fā)生結(jié)構(gòu)變化——模型的參數(shù)發(fā)生改變。從實際情況來看，我國城鄉(xiāng)金融發(fā)展不均衡狀況在一定的時期內(nèi)有所緩解。特別是2009年以來，國家加大對“三農(nóng)”的金融支持，金融資源逐步向農(nóng)民、農(nóng)村、農(nóng)業(yè)傾斜。Chows 斷點檢驗的思想是對每一個子樣本單獨擬合方程來觀察估計方程是否存在顯著差異。

圖2 農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民人均純收入關系圖

圖3 城鎮(zhèn)金融發(fā)展與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入關系圖

表5鄒檢驗統(tǒng)計結(jié)果

地區(qū)斷點F檢驗Wald檢驗統(tǒng)計量P值統(tǒng)計量P值城鎮(zhèn)20091.87070.15957.48290.1125農(nóng)村200932.23000.0000128.94370.0000

從圖中也可以清楚地看到，2009年農(nóng)村金融發(fā)展發(fā)生了顯著性改變。為驗證這一判斷，本文使用Eviews軟件對我國城鄉(xiāng)金融發(fā)展與居民收入關系進行鄒變點檢驗。

可以看出,我國農(nóng)村金融發(fā)展在2009年出現(xiàn)了轉(zhuǎn)折點，這與實際情況也相符合，而我國城鎮(zhèn)金融發(fā)展在2009年前后并無明顯改變。

2.虛擬變量模型回歸分析

在變量發(fā)展變化過程中，不同的階段可能會出現(xiàn)結(jié)構(gòu)上的變化，此是若能將不同階段的變動特征顯現(xiàn)出來，無疑能大大提高模型的刻畫精度?？紤]到需要對不同階段進行量化處理，因此引入虛擬變量。我國農(nóng)村金融發(fā)展在2009年前后發(fā)生了顯著性改變，適用這一模型。本文探討了16種可能模型來說明農(nóng)村金融發(fā)展的斷點效應，如表6所示，由于篇幅原因，這里只給出最復雜的相異回歸模型。

Yt=α0+α1D+β1X1t+β2X2t+β3X3t+γ1(D×X1t)+γ2(D×X2t)+γ3(D×X3t)+μt

表6 虛擬變量模型回歸結(jié)果

續(xù)表

(9)(10)(11)(12)α03.3204(0.0000)3.3317(0.0000)3.3183(0.0000)3.3056(0.0000)D0.0680(0.6459)-0.4212(0.1201)X1t0.7912(0.0029)0.7239(0.0000)0.6880(0.0000)0.6193(0.0000)X2t0.2083(0.2940)0.2835(0.0064)0.2642(0.0196)0.2550(0.0147)X3t-1.6076(0.0000)-1.6127(0.0000)-1.6198(0.0000)-1.6222(0.0000)D×X1t1.1249(0.0123)0.9424(0.0403)D×X2t-1.2748(0.0000)-1.1044(0.0110)-2.0555(0.0017)D×X3t0.4051(0.1912)1.9453(0.0000)1.8861(0.0000)1.7898(0.0000(13)(14)(15)(16)α03.3436(0.0000)3.6114(0.0000)3.4915(0.0000)3.2917(0.0000)DX1t0.7291(0.0051)1.2939(0.0000)1.3398(0.0000)0.6038(0.0001)X2t0.2799(0.1545)0.7104(0.0015)0.4197(0.0513)0.2292(0.0292)X3t-1.5200(0.0000)-1.2385(0.0000)-1.5203(0.0000)-1.6323(0.0000)D×X1t1.3310(0.0025)0.3458(0.1471)D×X2t-0.3295(0.1853)-1.1743(0.0000)D×X3t0.7119(0.0364)1.7538(0.0000)

綜合來看，在顯著性水平為5%條件下模型(1)、(2)、(10)是完全成立的，在顯著性水平為10%條件下模型(1)、(2)、(4)、(10)、(15)是成立的，但是這些模型只反映了農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、結(jié)構(gòu)或者效率的某些方面，并沒有涵蓋全部信息。所以本文選擇模型(12)來描述農(nóng)村金融發(fā)展與居民收入的關系，雖然模型(12)有一個解釋變量未通過檢驗，這是受限于所選樣本時間跨度短，做時間序列難以回避的，如果能獲取以后年度的數(shù)據(jù)樣本，模型將更加精確。由此，得到了農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入的分段回歸模型。

雖然上面的分段回歸函數(shù)由兩個不同的回歸表達式組成，但是兩個函數(shù)在2009年是連續(xù)的。從彈性系數(shù)來看，農(nóng)村金融發(fā)展在2009年前后不僅僅效應大小發(fā)生了變化，規(guī)模系數(shù)由0.6193增大到1.5617，結(jié)構(gòu)系數(shù)由0.255變到1.8005，效率系數(shù)由1.6222變到0.1676。農(nóng)村金融發(fā)展的規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率更是發(fā)生了質(zhì)的改變。2009年以前，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和結(jié)構(gòu)效應為正，促進了農(nóng)村居民收入的提高。農(nóng)村金融發(fā)展效率效應為負，“抑制”了農(nóng)村居民收入的提高；而2009年以后，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和效率效應為正，促進了農(nóng)村居民收入的提高，農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)效應為負，抑制了農(nóng)村居民收入的提高。

表7 農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率效應與效應效果情況表

四、相關結(jié)論

首先實證結(jié)果分析表明，不論是城鎮(zhèn)金融發(fā)展還是農(nóng)村金融發(fā)展與居民收入之間存在長期的均衡關系。同時可以看到城鄉(xiāng)金融發(fā)展的不均衡一定程度上導致了城鄉(xiāng)居民收入差距，金融發(fā)展的城鄉(xiāng)差異加深了城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)。

然后，城鎮(zhèn)金融發(fā)展一直保持著穩(wěn)定發(fā)展并沒有發(fā)生顯著性的改變；而農(nóng)村金融發(fā)展在2009年出現(xiàn)斷點，使得農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村居民收入存在階段性效應。產(chǎn)生差異的根本原因在于，我國農(nóng)村金融發(fā)展由過去的規(guī)模和結(jié)構(gòu)型支撐向規(guī)模和效率型轉(zhuǎn)變。一方面是我國所有制改革和市場化經(jīng)濟發(fā)展導致傳統(tǒng)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)不斷淘汰，而取而代之的新興農(nóng)村企業(yè)起步較晚、基礎較差。另一方面是農(nóng)村存款轉(zhuǎn)為農(nóng)村貸款效率提高進一步，資金要素單向流動有所緩解，農(nóng)村金融機構(gòu)服務當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的意識有所提升。

其次，就城鄉(xiāng)對比而言，2009年以前農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模對居民收入的邊際效應遠小于城鎮(zhèn)，這也佐證了過去我國農(nóng)村金融資源的匱乏，存在嚴重的金融排斥現(xiàn)象；2009年以后農(nóng)村金融規(guī)模對農(nóng)村居民收入的邊際效應增大，說明我國的“三農(nóng)”政策實現(xiàn)了農(nóng)村金融資源的傾斜，對居民收入增加起到了顯著效果。

最后，不論是農(nóng)村還是城鎮(zhèn)，金融發(fā)展效率對于居民收入存在“抑制”效應，結(jié)論與常理相悖，可能存在兩個方面的原因。一是我國金融改革起步較晚，1995年以前金融代財政履行職能下超貸現(xiàn)象嚴重，對可能回歸結(jié)果產(chǎn)生了影響。二是與本文指標選取有關，本文的貸存比主要是指短期貸款與存款比重，該比值越高則長期貸款比重越低，而就農(nóng)村和城鎮(zhèn)長期發(fā)展而言，長期貸款越大表示對經(jīng)濟支持力度越大。由于尚不存在一個統(tǒng)一的貸款結(jié)構(gòu)來解釋對居民收入的影響，所以金融發(fā)展效率對居民收入的影響側(cè)重于從數(shù)值考慮。不容否認的是，金融效率越高意味著資金對當?shù)亟?jīng)濟支持力度越大，金融資源配置更合理。從效率絕對值大小來看，農(nóng)村金融發(fā)展效率明顯低于城鎮(zhèn)金融發(fā)展效率，一方面是由于長期以來我國城鎮(zhèn)經(jīng)濟依靠優(yōu)先發(fā)展二、三產(chǎn)業(yè)使得大量的資金由農(nóng)村向城鎮(zhèn)流動。另外一方面是城鎮(zhèn)金融發(fā)展依靠人才、技術(shù)優(yōu)勢明顯領先于農(nóng)村金融發(fā)展。

五、政策建議

為改變農(nóng)村落后面貌，強化農(nóng)業(yè)基礎，加快破除城鄉(xiāng)二元體制，引導更多信貸資金投向“三農(nóng)”，切實解決農(nóng)村融資難問題，推動國民收入分配切實向“三農(nóng)”傾斜。我們提出以下建議：

(一)加大農(nóng)村金融投入規(guī)模，繼續(xù)發(fā)展新型農(nóng)村金融機構(gòu)

根據(jù)2015年中國人民銀行發(fā)布的農(nóng)村金融服務報告，現(xiàn)有金融產(chǎn)品與服務并不能滿足農(nóng)業(yè)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)規(guī)?；?、產(chǎn)業(yè)化的特點。從實證結(jié)果來看，不論是農(nóng)村還是城鎮(zhèn)，金融發(fā)展長期依靠規(guī)模投入，相比金融結(jié)構(gòu)與金融效率，金融規(guī)模對居民收入的邊際影響更大，只有繼續(xù)加大對農(nóng)村金融規(guī)模投入，繼續(xù)鼓勵發(fā)展多種形式的新型農(nóng)村金融組織服務農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，才能切實保障農(nóng)村經(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展，緩解城鄉(xiāng)金融發(fā)展差距。

(二)創(chuàng)新農(nóng)村金融產(chǎn)品，推廣多種金融模式服務農(nóng)村

與農(nóng)村金融服務需求的多元化相比，當前農(nóng)村金融服務體系的多樣性還有較大提升空間。如何發(fā)揮農(nóng)村金融發(fā)展對居民收入的拉動作用，在于創(chuàng)新農(nóng)村金融產(chǎn)品，為農(nóng)村居民提供多種投資途徑，普及金融知識，鼓勵金融復合型人才投入社會主義新農(nóng)村建設，在農(nóng)村地區(qū)大力發(fā)展互聯(lián)網(wǎng)金融、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈金融等多種模式，打通新時代農(nóng)業(yè)發(fā)展從融資到生產(chǎn)到銷售各個環(huán)節(jié)，助力于將農(nóng)村地區(qū)生產(chǎn)力真正轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟效益，努力將農(nóng)村金融機構(gòu)吸收的存款留在當?shù)刈鳛橘J款服務當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展，進一步激發(fā)農(nóng)村經(jīng)濟自身活力。

(三)繼續(xù)優(yōu)化農(nóng)村金融生態(tài)環(huán)境，完善金融發(fā)展制度

當前農(nóng)村地區(qū)投資環(huán)境、信用環(huán)境、公共基礎服務設施等尚不完善，政策性擔保機制不健全，也制約了金融資源向農(nóng)村有效配置。只有繼續(xù)優(yōu)化農(nóng)村金融生態(tài)環(huán)境，才能有效增加金融產(chǎn)品和服務的供給。另外，我國統(tǒng)一的金融制度與城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展非均衡發(fā)展存在矛盾，只有進一步完善金融制度，引導農(nóng)村金融由規(guī)模型、結(jié)構(gòu)性支撐向規(guī)模型、結(jié)構(gòu)型、效率型三位一體轉(zhuǎn)變，打破金融機構(gòu)的社會性與市場性矛盾，從制度上建立與市場化相適應的城鄉(xiāng)金融資源配置體系。

注釋：

①農(nóng)村金融改革政策效應斷點選擇為2009年，一方面是2006年12月，銀監(jiān)會出臺了《中國銀行業(yè)監(jiān)督管理委員會關于調(diào)整放寬農(nóng)村地區(qū)銀行業(yè)金融機構(gòu)準入政策，更好支持社會主義新農(nóng)村建設的若干意見》，村鎮(zhèn)銀行、貸款公司、農(nóng)村資金互助社等新型農(nóng)村金融機構(gòu)應運而生，2008年試點完成后進行全面鋪開。并于2009年發(fā)布了《新型農(nóng)村金融機構(gòu)2009—2011年總體工作安排》進入快速發(fā)展階段，提出了消滅農(nóng)村金融空白，實現(xiàn)農(nóng)村金融全覆蓋政策目標。另一方面，2009年中央一號文件提出促進城鄉(xiāng)一體化建設，增強農(nóng)村金融服務能力，采取多項激勵政策增加涉農(nóng)貸款，農(nóng)村金融供給水平大幅提升。

②截至2015年12月底，全國共組建村鎮(zhèn)銀行1377家,已開業(yè)村鎮(zhèn)銀行資產(chǎn)總額10015億元，全國共組建農(nóng)村商業(yè)銀行966家，村鎮(zhèn)銀行、農(nóng)村資金互助社、貸款公司、小額貸款公司總數(shù)達到11893家，農(nóng)村金融機構(gòu)資產(chǎn)總額達25.66萬億元，比上年增長16.01%；負債總額達23.74萬億元，增長15.91%。截止至2016年3月份末，農(nóng)村商業(yè)銀行數(shù)量達到1000家，資本、利潤和資本利潤率分別占農(nóng)合機構(gòu)66.7%、63%和70.5%。截止至2016年3月份末，金融機構(gòu)本外幣涉農(nóng)貸款余額26.8萬億元，同比增長9.2%。

③農(nóng)村貸款等于金融機構(gòu)農(nóng)業(yè)貸款與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款之和，城鎮(zhèn)貸款等于金融機構(gòu)短期貸款減去農(nóng)村貸款；農(nóng)村存款等于金融機構(gòu)農(nóng)業(yè)存款與農(nóng)戶儲蓄之和，城鎮(zhèn)存款等于金融機構(gòu)各項存款減去農(nóng)村存款。

④2010年金融統(tǒng)計口徑調(diào)整以后，商業(yè)貸款等于批發(fā)零售業(yè)貸款與餐飲住宿業(yè)貸款之和；鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款等于農(nóng)村企業(yè)貸款。

⑤“*”表示10%水平下顯著，“**”表示5%水平下顯著，“***”表示1%水平下顯著。

⑥logL、LR、FPE、AIC、SC和HQ表示選擇滯后階數(shù)依據(jù)的準則，“*”表示該信息準則選擇的滯后階數(shù)。

⑦其中、分別表示農(nóng)村模型和城鎮(zhèn)模型誤差修正項，D表示一階差分內(nèi)表示P值大小。

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