中国农村金融发展与农民收入增长

中国农村金融发展与农民收入增长 2010.6 *中国农村金融发展与农民收入增长 121余新平 熊皛白 熊德平 内容提要：本文运用19782008年的相关数据，实证分析了中国农村金融发展与农民收入增长之间的关系。结果显示：农村存款、农业保险赔付与农民收入增长呈正向关系，而农村贷款、农业保险收入与农民收入增长呈负向关系；农业贷款促进农民增收存在着一定的滞后期，乡镇企业贷款不仅没有成为农民增收的重要途径，相反却在一定程度上抑制着农民收入的增长。 关键词：农村金融发展 农民收入增长 实证分析 一、引言 农民收入增长不仅是解决“三农”问题的关键，而且对国民经济健康发展和社会主义和谐社会构建具有重要意义。改革开放以来，中国农民人均纯收入从1978年的133.6元提高到2009年的5153元，增长了37.6倍，成效非常显著，但与此同时，城乡居民收入差距从1978年的2.571扩大到2009年的3.331，这还不包括城乡实际存在的巨大的公共服务差距，2009年末，农村贫困人口仍高达3597万人，农民收入问题依然严重。党和政府历来将农村金融作为促进农民收入增长的重要力量和政策工具，党的十七届三中全会更是明确指出“农村金融是现代农村经济的核心”。然而，19782008年中国农村存款和农村贷款分别由166亿元和150.3亿元增长到49192.1亿元和26823.55亿元，增长了295倍和177倍多，而农民人均纯收入则仅增长了32.5倍。中国农村金融发展与农民收入增长的直观表现并不协调，二者事实关系成为了一个有待实证的问题。 在国外，Greenwood and Jovan（1990）、Galor and Zeira（1993）、Banerjee and Newman（1993）通过对金融发展与收入差距的研究，间接地揭示了金融发展与农民收入增长的关系，但鲜有农村金融发展与农民收入增长关系的直接研究（温涛等，2005）。在国内，温涛等（2005）利用农村居民储蓄比率和农村金融机构信贷比率衡量农村金融发展水平，指出中国农村金融发展对农民收入增长具有显著的负效应。许崇正、高希武（2005）从理论上论证了农村信贷是促进农民增收的重要因素，并运用逐步回归方法得出了农村信贷对于农民增收支持不力的结论。温涛、王煜宇（2005）在研究 *本研究得到国家社会科学基金项目“农村金融可持续发展理论研究基于中国农村金融体制改革的现实背景”（编号：05BJY102）、科技部软科学项目“农村金融可持续发展的产业组织创新研究”（编号：2007GXS3D106）联合资助。 农村金融在中国一般是指在县及县以下地区提供的存款、贷款、汇兑、保险、期货、证券等各种金融服务，包括正规金融和非正规金融即民间金融。限于农村金融服务主要由正规金融提供（中国人民银行农村金融服务研究小组，2008）以及本文研究目的，文中农村金融机构专指农村正规金融机构，包括银行类、非银行类和其他形式金融机构。 查阅相关政策、文件发现：改革开放以来，所有涉及农民收入增长的政策、文件中，尤其是1982年以来关于“三农”的12个“一号文件”，无一例外地都把农村金融发展摆在极其重要的位置。 为解决统计制度变化的问题，本文农村存款在1989年前按“国家银行农业存款+农村信用社全部存款”计算，自1989年起按“金融机构农业存款+农户储蓄存款”计算。 农村贷款等于农业贷款加上乡镇企业贷款。 - 77 - 中国农村金融发展与农民收入增长 中国农业贷款、财政支农投入与农民收入增长的关系时发现：19782002年中国农业贷款并没有促进农民收入增长。杨雯（2007）发现，农户人均储蓄存款与农民收入增长之间具有显著的相关性，并呈现双向因果关系。刘旦（2007） 以农村存款余额与农业和乡镇企业贷款余额的比率作为反映农村金融发展效率的指标，实证发现，农村金融发展效率对农民收入增长具有显著的负效应。方金兵等（2009）从农村金融规模、结构和效率三个方面，检验了农村金融发展与农民收入增长之间的关系，结果表明，农村金融发展的规模和结构与农民收入正相关，农村金融发展效率与农民收入负相关。谭燕芝（2009）以农村金融相关率来衡量农村金融发展水平，实证结果表明，农民增收促进了农村金融发展，但农村金融发展却不利于农民增收，也不是农民增收的格兰杰原因。 然而，纵观既有研究，不难发现：农村金融发展水平的指标选择过于单一，且各有侧重，导致结论不可比；农村金融资产中的“农户手持现金”数据缺乏可靠的依据，“农村GDP”指标选取与实际差距较大；农民收入指标没有消除物价影响；几乎所有研究都集中在信贷方面，未涉及银行业以外的农村其它金融领域，且未设置必要的控制变量。因此，对于既有研究中使用金融发展水平所得出的结论，正如Levine（1996）所指出的那样，应持谨慎态度。有鉴于此，本文在引入生产函数，结合中国农村实际，构建计量模型的基础上，将农村信贷水平和农业保险纳入农民收入增长的金融因素之中，并将农村投资作为控制变量，继而进一步探讨农业贷款、乡镇企业贷款与农民收入增长之间的关系，以期不断贴近农村金融发展与农民收入的事实关系，为相关政策制定提供实证依据。 二、模型、数据与方法 （一）模型构建 基于总生产函数的传统分析框架，借鉴Fede（r1982）、Greenwood and Jovanvic（1990）、Odedokun（1992；1996）、Pagano（1993）、Murinde（1994）的做法，本文将金融发展水平当作“要素投入”引入生产过程，构建反映金融发展与农村经济产出关系的生产函数为： Y=f(K,L,F) （1） （1）式中：Y表示农村经济产出，K为农村总资本投入，L代表农村劳动投入，F表示农村金融发展水平。为重点考察农村金融发展水平对农村经济总产出的作用，在将农村总资本投入要素作为控制变量的基础上，考虑到中国农村劳动力存在剩余的实际，参考Parente and Prescott（1991）、温涛等（2005）的研究，对劳动投入加一个容量限制L，即有： Y=f(K,F)min(L,L)，>0 （2） 许崇正、高希武（2005）只考虑了农村信贷这一指标；杨雯（2007）仅采用人均农户储蓄存款代表农村金融发展水平；刘旦（2007）也仅局限于农村金融发展效率与农民收入的关系方面；温涛、王煜宇（2005）有关农村金融发展水平的指标也只涉及农业贷款。 本文以第一产业增加值加上乡镇企业增加值作为农村增加值的估计值，并将其定义为农村GDP。 方金兵等（2009）、谭燕芝（2009）关于农村金融资产中的“农户手持现金”参考中国农业银行史（2002）等文献资料，以全国现金流通量的70%来计算农村M，其依据不充分；分别以“农业GDP”、“农林牧副渔业增加值”指0标代替“农村GDP”，与实际差距过大。 除温涛、王煜宇（2005），刘旦（2007）外，其它文献中农民收入指标均未消除消费物价水平的影响。 杨雯（2007）、谭燕芝（2009）的实证分析中均未考虑到控制变量。 农村金融功能中证券、投资、担保、租赁、信托等非银行业务发展不足，数据难以获取，本文只考虑农村信贷和农业保险。 - 78 - 中国农村金融发展与农民收入增长 令m=(L)，表示农村经济的最大生产能力，此时一旦达到最大劳动容量，农村经济就面临恒定的规模收益，农村总产出就取决于农村总资本投入与农村金融发展水平。由（1）式和（2）式： Y=mf(K,F) （3） 对（3）式取全微分，有： ?f?f （4） dY=mdK+mdF?K?F结合中国农村金融发展实际，本文选择农村存款对农村GDP比率、农村贷款对农村GDP比率、农业保费收入对农业增加值比率以及农业保险赔付对农业增加值比率作为衡量中国农村金融发展水平的指标，分别用NCCK、NCDK、NBSR、NBPF表示，即有： F=h(NCCK,NCDK,NBSR,NBPF) （5） 取微分后代入（4）式，整理简化为（6）式如下： ?f?f?fdY=mdK+mdNCCK+mdNCDKKNCCKNCDK （6） ?f?f+mdNBSR+mdNBPFNBSRNBPF在（6）式中利用表示资本的边际产出，、分别表示农村存款水平、农村12345贷款水平、农业保费收入提高以及农业保险赔付发展的边际产出，再对两边同时除以m，令dy/m为农民人均收入增长量，得到农村人均产出增长模型： dY/m=dK+dNCCK+dNCDK+dNBSR+dNBPF （7） 12345如果不考虑农村收入分配结构、分配制度和政府行为等因素的影响，可以分析农村金融发展对于农民收入增长的作用，从而得到本文的基本计量模型： dLNNI=+dK+dNCCK+dNCDK+dNBSR+dNBPF+? （8） 012345t（8）式中，LNNI表示农民收入，代表常数项，?代表随机误差项。 0本文用农村投资（NCTZ）来替代模型中总资本的增长dK，则（8）式变为： dLNNI=+NCTZ+dNCCK+dNCDK+dNBSR+dNBPF+? （9） 012345t（9）式表示，前期的农村投资水平、农村存款水平、农村贷款水平以及农业保险发展水平的提高都能够对农民收入增长产生影响。由（9）式不难证明LNNI的水平量与NCCK、NCDK、NBSR以及NBPF的水平量及其滞后量之间同样存在稳定的关系。同时，由于农村投资和农村金融发展相关变量对于收入水平的作用往往存在一定的滞后期，因此，本文设定了如下的向量自回归模型予以实证分析： - 79 -中国农村金融发展与农民收入增长 nnnn?LNNI=+NCTZ+NCCK+NCDK+NBSR01i2i3i4i=i=1i=1i=1 （10） nn?+NBPF+LNNI+?5i6it?it=1i=1其中，i为滞后阶数。 （二）数据说明 本文涉及的变量和数据主要包括农民收入水平、农村金融发展水平和农村投资水平三个方面。 1.农民收入水平。采用中国农业年鉴中“扣除价格因素影响后的农村居民家庭人均纯收入”的数据来衡量农民收入增长情况。 2.农村金融发展水平。如前所述，本文选取农村存款比率（NCCK）、农村贷款比率（NCDK）、农业保费收入比率（NBSR）以及农业保险赔付比率（NBPF）来度量农村金融发展水平。同时，本文选取农业贷款比率NYDK（农业贷款/农业增加值）和乡镇企业贷款比率XQDK（乡镇企业贷款/乡镇企业增加值）来度量农村金融机构信贷发展水平。 3.农村投资水平。本文选择农村固定资产投资与农村GDP的比例作为控制变量。 数据来源方面，农业贷款、乡镇企业贷款、农村固定资产投资以及农业增加值相关数据来源于历年中国统计年鉴；由于相关统计年鉴内容调整，乡镇企业增加值数据分别来源于中国农村统计年鉴和中国乡镇企业及农产品加工业年鉴；农业保费收入和农业保险赔付额数据分别来源于全国保险业务统计资料（国内部分）（19801985）和历年中国统计年鉴；农村存款相关数据分别来源于中国农村金融统计年鉴以及历年中国统计年鉴。 （三）实证方法 为避免出现伪回归，本文首先利用Dickey和Fuller提出的ADF单位根检验法，检验变量的平稳性，对于非平稳的变量进行处理之后使之成为平稳的时间序列。如果变量单整，本文将采用Johansen提出的协整检验（JJ检验）方法对相关变量进行协整检验，分别确定农村金融发展水平和农村金融机构信贷发展水平与农民收入增长之间的长期关系。如果这些变量之间存在协整关系，本文将建立误差修正模型（ECM）进行短期因果关系分析；如果这些变量之间不存在长期稳定的关系，本文将利用变量的差分进行格兰杰因果检验，以展开对这些变量之间关系的进一步分析。 三、结果与分析 （一）单位根检验 利用EViews 6.0软件对各变量进行单位根检验，以确定其平稳性。首先，对农村居民人均纯收入取对数，用LNNI表示。检验结果如表1所示，LNNI、NCCK、NCDK、NBSR、NBPF、NYDK、XQDK和NCTZ均为非平稳变量，经过一阶差分处理的所有数据序列在10%的显著性 国家统计局：中国统计年鉴（历年），中国统计出版社。 国家统计局农村社会经济调查司（编）：中国农村统计年鉴（历年），中国统计出版社。 中国乡镇企业及农产品加工业年鉴编辑委员会（编）：中国乡镇企业及农产品加工业年鉴（历年），中国农业出版社。 中国人民保险公司：全国保险业务统计资料（国内部分）（19801985）。 中国农业银行（编）：中国农村金融统计年鉴（历年），中国统计出版社。 - 80 - 中国农村金融发展与农民收入增长 水平下都是平稳并一阶单整。其中，?LNNI、?NCCK、?NCDK、?NBSR、?NBPF、?NYDK、?XQDK和?NCTZ分别表示相应变量的一阶差分。 表1 单位根检验 变量名称 检验形式（C，T，L） ADF检验统计量 显著性水平（临界值） 结论 LNNI （C，T，3） -2.445835 10%（-3.248592） 不平稳 ?LNNI （C，0，1） -3.874179 1%（-3.737853） 平稳 NCTZ （C，T，2） -1.218128 10%（-3.243079） 不平稳 ?NCTZ （C，0，1） -4.073856 1%（-3.737853） 平稳 NCCK （C，T，1） -1.666425 10%（-3.238054） 不平稳 ?NCCK （C，0，0） -4.686832 1%（-3.724070） 平稳 NCDK （C，T，2） -2.901167 10%（-3.243079） 不平稳 ?NCDK （C，0，2） -3.429073 5%（-2.998064 ） 平稳 NBSR （C，T，1） -1.244059 10%（-3.238054） 不平稳 ?NBSR （0，0，0） -1.540177 10%（-1.609070） 平稳 NBPF （C，T，1） -2.034318 10%（-3.238054） 不平稳 ?NBPF （0，0，0） -1.618173 10%（-1.609070） 平稳 NYDK （C，T，0） -1.444124 10%（-3.218382） 不平稳 ?NYDK （C，0，0） -4.569448 1%（-3.679322） 平稳 XQDK （C，T，1） -2.430953 10%（-3.221728） 不平稳 ?XQDK （C，0，0） -4.058572 1%（-3.679322） 平稳 （二）协整检验 由单位根检验结果可知，各变量单整，因此，可以利用Johansen检验判断它们之间是否存在协整关系。根据SC准则可以确定，LNNI与NCCK、NCDK、NBSR、NBPF和NCTZ的VAR模型的最优滞后期为2，利用Q统计量检验、White检验和JB检验，发现其拟合优度较好，残差序列具有平稳性，是最优模型。在此基础上，可以得到协整检验的具体结果（见表2）。 表2 农民收入与农村金融发展水平的协整检验结果（19822008年） 零假设： 临界值 特征值 迹统计量 协整向量的数目 5%显著性水平 1%显著性水平 0 0.890863 157.4506 95.75366104.9615至多1个 0.784587102.071869.81889 77.81884 至多2个 0.615638 63.69182 47.8561354.68150至多3个 0.56830439.7875729.79707 35.45817 至多4个 0.462184 18.78675 15.4947119.93711至多5个 0.1229853.2807883.841466 6.634897 由表2可知，在19822008年的样本区间内，在1%的显著性水平下，LNNI与NCCK、NCDK、NBSR、NBPF和NCTZ之间存在着四个协整关系。这六个变量之间一个协整方程为： 由于将农业保险纳入农村金融范围，而农业保险开始于1982年，因此，本文数据除NYDK和XQDK的样本区间为19782008年外，其它变量的样本区间均为19822008年。 - 81 -中国农村金融发展与农民收入增长 LNNI=72.57224NCCK-127.5581NCDK-1609.160NBSR （11） +38705.47NBPF+193.7026NCTZ（11）式协整方程表明：19822008年间，农村存款比率、农业保险赔付比率以及农村投资比率与农民收入增长存在着正向关系，而农村贷款比率、农业保费收入比率与农民收入增长存在着负向关系。剔除农村投资这一控制变量，单独进行农民收入与农村金融发展水平相关变量的协整检验，发现农村金融发展水平与农民收入的这一长期均衡关系仍然存在，并且符号相同（LNNI=48.47855NCCK?48.50785NCDK?12533.58NBSR+25277.12NBPF），说明这一关系是稳定的。通过对LNNI与NCCK、LNNI与NCDK、LNNI与NBSR、LNNI与NBPF两两分别进行协整检验，同样发现它们之间存在协整关系。因此，农村金融发展水平与农民收入水平之间存在着长期稳定的关系。 利用协整检验确定了上述六个变量之间的长期均衡关系以后，下面进一步确定误差修正模型以反映变量间的短期动态关系。分析发现：误差修正项的系数和NBPF的系数在10%的显著性水平下能够通过检验，NCCK、NCDK以及NCTZ的系数在5%的显著性水平下能够通过检验，但NBPF在误差修正模型中的系数并不显著，说明农业保险赔付比率提高对农民收入的作用在短期并不明显。由于LNNI与NCCK、NCDK、NBSR以及NBPF分别存在协整关系，因此，分别建立它们之间的误差修正模型进行分析，结果表明，除NCDK外，其它所有误差修正项的系数在5%的显著性水平下都能够通过检验，NBSR和NBPF的系数在10%的显著性水平下也能通过检验，NCDK的系数仍然显著且为负值。因此，在短期，农村贷款的增加也不利于农民收入的增长。 采用同样的原理对样本区间在19782008年的农民收入LNNI与衡量农村金融机构信贷发展水平的变量农业贷款比率（NYDK）、乡镇企业贷款比率（XQDK）以及控制变量农村投资比率（NCTZ）进行协整检验，结果表明：在19782008年的样本区间内，LNNI与NYDK和XQDK不存在长期稳定的关系。 （三）格兰杰因果检验 由于LNNI与NYDK、XQDK这三个变量之间并不存在长期稳定的关系，本文进一步利用格兰杰检验对它们之间的关系予以分析。 表3 农民收入增长与农村金融机构信贷发展水平的格兰杰因果检验（19782008年） 变量 零假设 最优滞后期 样本数 F统计值 概率 ?NYDK不是?LNNI的格兰杰原因 1 29 12.3205 0.0017 ?NYDK ?LNNI不是?NYDK的格兰杰原因 1 29 0.76312 0.3904 ?XQDK不是?LNNI的格兰杰原因 1 29 5.33300 0.0291 ?XQDK ?LNNI不是?XQDK的格兰杰原因 1 29 0.75775 0.3920 由表3可知，在5%的置信度下，农业贷款比率（NYDK）与乡镇企业贷款比率（XQDK）上升都是农民收入增长的显著性因素，而农民收入增长却不是农业贷款比率和乡镇企业贷款比率上 误差修正项NCCK、NCDK、NBSR、NBPF以及NCTZ系数的t值分别为-2.02888、4.59278、3.56257、0.76196、1.73081和2.17783。 给定显著性水平=0.05，查t分布表中自由度为21（n-k-1=21）的相应临界值，得到t(21) =2.08；同理，给定0.025显著性水平=0.1，t(21) =1.721。 0.05在19782008年的样本区间内，LNNI和NCTZ在1%的显著性水平下仍然是一阶单整的。 - 82 - 中国农村金融发展与农民收入增长 升的格兰杰原因。 由于格兰杰因果检验证实了农村金融机构信贷发展水平是促进农村居民收入增长的原因，因此，本文利用Sims提出的向量自回归（VAR）技术做冲击反应分析，以进一步探索二者之间的关系。为了防止VAR模型因变量顺序变化给冲击反应函数带来的敏感性，本文采取检验两个变量间关系的一般冲击反应作为回避正交化反应变量顺序依赖性的方法，分别建立LNNI与NYDK和XQDK的VAR模型进行实证分析。 图1显示的是农村居民收入与农业贷款比率对相关单一冲击的标准差动态反应，图2显示的农村居民收入与乡镇企业贷款比率对相关单一冲击的标准差动态反应。从中可以发现：农村居民收入、农业贷款比率以及乡镇企业贷款比率的正自向冲击均有利于自身的改善。农业贷款比率的正向冲击短期会使农村居民收入恶化，这种负面效应在滞后3期达到顶点，滞后6期过后，这种冲击会使农村居民收入得以改善；乡镇企业贷款比率的正向冲击对农民收入一直表现为负面效应。农民收入的正向冲击，对农业贷款比率主要表现为负面效应，其对农业贷款的影响最大可以占到农业贷款比率预测误差的42.76%；农民收入的正向冲击对乡镇企业贷款比率一直表现为负面效应。 图1 农村居民收入与农业贷款比率对相关冲击的动态反应 VAR的分析结果说明，农业贷款促进农民增收存在着一定的滞后期，乡镇企业贷款不仅没有成为农民增收的重要途径，相反却在一定程度上抑制着农民收入增长。这一结论也间接揭示了现行中国金融机构在向农村和农业配置资金方面缺乏效率，制约了农民收入增长。 - 83 -中国农村金融发展与农民收入增长 图2 农村居民收入与乡镇企业贷款比率对相关冲击的动态反应 （四）原因分析 中国经济是一个“二元经济”，金融内生于经济，这种“二元结构”特征必然要在金融上反映出来，使得中国金融同样存在代表农村和城市的两个相对独立和分割的金融部门（张杰，2003）。中国 “二元金融结构”从中国金融发展的现实中可以直接观察得到：中国农村无论是在储蓄还是信贷两个方面都与全国城市存在较大的差距，农村金融与全国整体金融发展水平的差距在20世纪90年代以后也进一步拉大了（如图3）。二元经济结构、工业和城市倾斜发展战略以及二元金融结构，必然使金融深化和金融抑制同时存在于中国金融发展过程中，而且必然表现为以农村金融抑制为代价来达到城市金融深化的目的（熊德平，2009）。 图3 19782007年中国农村金融与全国金融发展水平比较 与此同时，中国农村正规金融从来就是外生于农村经济的。1978年开始的中国农村改革也没有诱导出农村经济的内生金融（张杰，1998）。此后，中国政府对金融市场及其利率的管制，以及以企业化、商业化、股份化、市场化为特征的国有金融改革，使国有金融逐渐显露出按规模经济和利润- 84 - 中国农村金融发展与农民收入增长 最大化行事的“嫌贫爱富”的本性。而非正规金融的发展又受到政府限制，始终处于“黑市”的状态（张杰，2003）。显然，中国农村金融的发展不是沿着自身内在的逻辑展开和扩展的（熊德平，2009）。政府主导型的农村金融结构抑制了农村金融的发展，自然难以与农村经济相协调，更谈不上促进农民收入增长了。 中国农村金融机构因其各自市场定位的大相径庭，实际上形成了农村信用社、中国农业银行、中国农业发展银行的“三分天下”，并没有形成有效的竞争机制（姜长云，2004）。由于这种垄断状态，农村金融机构业务创新动力不足，金融功能弱化，金融服务种类单调，无法满足农村经济主体多层次、多样化的金融服务需求。而这些在计划经济体制下发展起来的被行政化了的农村金融组织机构体系（李明贤，2001），对比于各地区千差万别的农村经济发展水平，要么过大，要么过小，始终处于一种尴尬的境地，难以适应中国农村经济的发展。此外，其它非银行金融组织在农村基本没有发育，资本市场的触角也还没有延伸到农村。与大多数国家不同，中国对“三农”的金融扶持一直存在总量不足与效率低下的困境，形成了金融发展中独特的“中国农村金融之谜”。农村金融缺口不断扩大，资金需求难以得到满足，县域金融严重萎缩以致出现了“空洞化”现象。农村金融的萎缩成为乡镇企业发展的“瓶颈”之一（张军、季红，2003）。而与之构成鲜明对比的是，农村资金却在大规模地流出，直接影响到农村的投资和资本积累。与此同时，中国农村金融市场长期的金融抑制导致了“供给真空”的出现，滋生出来的非正规金融由于缺乏必要的规范和引导，甚至长期遭到压制和打击，从一开始就走上了“邪路”，造成了农村金融市场秩序的混乱。而中国农村金融业发展一直缺乏整体的规划，农村金融监管目的不明确，监管手段单一，甚至“粗暴”，这与农村经济商品化、货币化的要求极不相符（赵崇生，2008）。因此，农村金融发展无法有效促进农村经济发展，自然也就不能有效促进农民收入增长。 例如，农业保险虽在小范围开办，但远远不能适应农村经济发展和农业结构调整的需要。2007年，农业保险保费收入仅51.8亿元，承保农作物2.31亿亩，大小牲畜5771.39万头（只），仅能够为农业生产提供1126亿元的风险保障。农业保险发展滞后，一方面导致“三农”经济收入平稳增长缺乏保障；另一方面也导致农村金融市场的信贷风险较高。参见：中国人民银行农村金融服务研究小组：中国农村金融服务报告，中国金融出版社，2008年。 有关资料表明，在大多数年份中，农村地区的增加值在GDP中基本上保持着半壁江山的地位，但其获得的国家银行系统的金融资源却不到1/7；农民从农村信用社获得的贷款资金也只占其借款总额的20%。农业贷款日趋收缩，农村金融不仅比重下降，而且绝对额也在下降。农业贷款仅占全国贷款余额的5%左右，乡镇企业贷款占全国贷款余额的6%左右，而这总共不到11%的贷款却支撑着超过40%的社会财富创造。参见：千山：农村金融运行的中国特例及理论解释，金融时报，2004年12月7日。 近年来，在市场化改革过程中，四家大型商业银行的网点陆续从县域撤并，从业人员逐渐精简，部分农村金融机构也将信贷业务转向城市，致使部分农村地区出现了金融服务空白。2007年末，全国县域金融机构的网点数为12.4万个，比2004年减少9811个。四家大型商业银行的县域网点数为2.6万个，比2004年减少6743个；金融从业人员为43.8万人，比2004年减少3.8万人。其中，中国农业银行县域网点数为1.31万个，比2004年减少3784个，占金融机构县域网点数的比重为10.6%，比2004年下降了2个百分点。在四家大型商业银行收缩县域营业网点的同时，其它金融机构的县域网点也在减少。2007年末，农村信用社县域网点数为5.2万个，分别比2004年、2005年和2006年减少9087个、4351个和487个。20042006年，除四家大型商业银行以外的金融机构县域网点数年均下降3.7%，其中，经济发达的东部地区金融机构县域网点数年均下降9.29%。由于县域金融机构网点和从业人员的减少，县域经济获得的金融服务力度不足。县域企业金融覆盖水平近年来虽有提高，但总体水平仍然较低。截至2007年末，全国有2868个乡镇没有任何金融机构，约占全国乡镇总数的7%。与此同时，一些农村信用社在改革过程中热衷于推动以省、市为单位组建农村信用社法人，试图取消县一级农村信用社的法人地位。参见：中国人民银行农村金融服务研究小组：中国农村金融服务报告，中国金融出版社，2008年。 按照目前的金融机构布局，在农村地区吸收资金的正式金融机构主要有中国农业银行、中国工商银行等国有商业银行，还有农村信用社和邮政储蓄机构网点。此外，市区的城市信用社也纷纷下乡揽储。正是这些机构，直接或间接地成了农村资金流出的“抽水机”。 - 85 -中国农村金融发展与农民收入增长 四、结论 实证分析结果显示：19822008年间中国农村存款、农业保险赔付与农民收入增长呈正向关系，而作为农村金融主要服务工具的农村贷款和农业保险收入与农民收入增长呈负向关系；农业贷款促进农民增收存在着一定的滞后期，而乡镇企业贷款不仅没有成为农民增收的重要途径，相反却在一定程度上抑制着农民收入增长。中国农村金融发展在根本上不仅没有促进农民收入增长，而且还起到了抑制作用。这一结果显然没有支持现实中依靠农村金融发展促进农民收入增长的政策假设，但并不能因此否定中国农村金融发展对农民收入增长重要性的理论价值。实证分析结果所揭示的只是由现行农村金融制度、结构和服务方式导致的中国农村金融发展在功能和效率上与农民收入增长实际需求不协调的事实，其政策含义不是否定农村金融的重要性，而是要以农民收入增长为目标，改进现行农村金融制度、结构与服务方式，防止农村金融资源的流失，以提升其增加农民收入的功能和效率，将农民收入增长作为农村金融发展的重要目标和主要标志丝毫不应动摇。 参考文献 1.Greenwood, Jeremy and Jovanovic, Boyan: Financial Development, Growth and the Distribution of Income, Journal of Political Economy, 98(5): 1076-1107, 1990. 2.Galor, Oded and Zeira, Joseph:Income Distribution and Macroeconomics, Review of Economic Studies, 60 (1): 35-52, 1993. 3.Banerjee, Abhijit V. and Newman, Andrew F.: Occupational Choice and the Process of Development, Journal of Political Economy, 101(2): 274-298, 1993. 4.Clarke, George; Xu, Lixin Colin and Zou, Heng-fu: Finance and Income Inequality: Test of Alternative Theories, World Bank Policy Research Working Paper 2984, March, 2003. 5.Feder, Gershon: On Exports and Economic Growth, Journal of Development Economics, 12: 59-73, 1982. 6.Odedokun: Supply-leading and Demand-following Relationship between Economic Activity and Development Banking in Developing Countries: An International Evidence, Singapore Economic Review, 37: 46-58, 1992. 7.Odedokun: Alternative Econometric Approaches for Analyzing the Role of the Financial Sector in Economic Growth: Time-series Evidence from LDCs, Journal of Development Economics, 50(1): 119-146, 1996. 8.Pagano, M.: The Flotation of Companies on the Stock Market: A Co-ordination Failure Model, European Economic Review, 36: 763-81, 1993. 9.Murinde, V.: Emerging Stock Markets: A Survey of Leading Issues, Discussion Paper Series in Financial and Banking Economics, Cardiff Business School , FABER/94/3/ 1/B, 1994. 10.Parente, Steven and Prescott, Edward: Technology Adoption and Growth, Working paper No. 3733 (NBER, Cambridge, MA) June, 1991. 11.温涛、冉光和、熊德平：中国金融发展与农民收入增长，经济研究2005年第9期。 12.许崇正、高希武：农业贷款、财政支农投入对农民收入增长有效性研究，金融研究2005年第9期。 13.温涛、王煜宇：农业贷款、财政支农投入对农民收入增长有效性研究，财经问题研究2005年第2期。 14.杨雯：中国农村金融发展与农民收入增长因果关系研究，经济天地2007第11期。 15.刘旦：我国农村金融发展效率与农民收入增长，山西财经大学学报2007年第1 期。 16.方金兵、张兵、曹阳：中国农村金融发展与农民收入增长关系研究，江西农业学报2009第1期。 （下转第96页）- 86 - 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