云南財經大學學報金融論文范文
［摘要］從農村金融自身的發(fā)展出發(fā)，在界定農村金融發(fā)展涵義的基礎上，設計相應的指標，從規(guī)模、效率及結構三個方面來衡量農村金融發(fā)展。利用VAR模型對農村金融發(fā)展和城鄉(xiāng)收入差距之間的長期均衡和短期波動關系進行的實證分析表明：農村金融發(fā)展相對規(guī)模的擴大拉大了城鄉(xiāng)收入差距，農村金融**效率的提高和非正規(guī)金融規(guī)模的擴大縮小了城鄉(xiāng)收入差距。
�。坳P鍵詞］農村金融,城鄉(xiāng)收入差距,金融抑制,非正規(guī)金融,云南財經大學學報
一、多數文獻是從中國整體金融發(fā)展的宏觀視角出發(fā)，認為中國整體金融發(fā)展顯著擴大了城鄉(xiāng)收入差距；而從農村自身金融發(fā)展出發(fā)，對城鄉(xiāng)收入差距進行研究則較少。比較有代表性的研究如下：
張立軍、湛泳（2006）［1］運用改革開放后與農村金融相關的經濟數據，分析了農村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響。結果顯示：由于農村資金的大量流失，農村金融發(fā)展拉大了城鄉(xiāng)收入差距。但該研究中僅采用了農戶儲蓄加上農業(yè)貸款之和除以農業(yè)產出的比值作為衡量農村金融發(fā)展的指標，忽略了農村金融發(fā)展具有發(fā)展規(guī)模和發(fā)展效率兩個方面，所以結論中僅提出要擴大農村金融資源的供給，節(jié)制農村資金外流，而未提及農村金融資源的利用效率。姚耀軍（2005）［2］從農村金融與城市金融的相對滯后的視角出發(fā)，選擇了城市金融發(fā)展水平與農村金融發(fā)展水平之比的農村金融發(fā)展相對滯后指標，對農村金融發(fā)展相對滯后與城鄉(xiāng)收入差距的關系進行了實證分析。張立軍、湛泳（2006）［3］在金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距影響的作用機制方面進行了研究，提出了金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距作用機制的三大理論假設，并運用1978～2004年的相關數據進行了實證分析。實證結果顯示：金融發(fā)展通過門檻效應、地區(qū)與城鄉(xiāng)的非均衡性以及降低貧困效率影響城鄉(xiāng)收入差距，與理論假設相符。
然而上述文獻僅僅使用農村金融規(guī)模來衡量農村金融發(fā)展，忽視了農村金融**的效率和非正規(guī)金融的發(fā)展。為了更完整深入地探討農村金融發(fā)展的影響，本文將從金融發(fā)展的規(guī)模、效率以及結構三個方面研究農村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響。
二、農村金融發(fā)展目前，學術界對于農村金融發(fā)展沒有統(tǒng)一的定義。本文根據農村金融體系的自身特點，對農村金融發(fā)展的涵義給予界定：我國農村金融發(fā)展是指增加農村金融的相對供給數量、提高資金配置效率和對內生于農村經濟的非正規(guī)金融機構進行規(guī)范，促進農村經濟發(fā)展的過程。在規(guī)模上，突出金融相對規(guī)模的擴大，隨著農村經濟的發(fā)展，農村金融機構有能力提供相應的金融服務；在效率上，防止農村金融資金的流失，并在農村自身經濟生產中有效率地對資源重新配置，實現投資收益最大化；在結構上，提高農村正規(guī)金融機構的商業(yè)性和自主性，同時，規(guī)范非正規(guī)金融機構，形成合理的內生于農村經濟的金融結構。
1.農村金融的相對規(guī)模
國際上常用金融相關比率（FIR）［4］來衡量一國的金融發(fā)展水平，即在某一時點上現存的金融資產總額與國民財富之比，為了方便，常用金融資產總額與一國的GDP之比來計算。衡量我國農村金融發(fā)展的相對規(guī)模時，以上述表達式為基礎，結合實際加以變動。在我國農村金融系統(tǒng)中，銀行業(yè)具有極強的壟斷地位，它對各農村地區(qū)經濟增長的影響是最直接、最重要的，因此，以各類農村金融機構的信貸總和作為農村金融資產總額的一個窄的衡量指標，同時選取農村GDP總值來衡量農村經濟生產總值，定義農村金融相關比率RFIR（RuralFinancialInterrelationsRatio）為全部農村存貸款總和與農村GDP之比，即：
RFIR=RC+RDRGDP（1）
其中RFIR為農村金融相關比率，RC為農村存款總和，RD為農村貸款總和，RGDP為農村GDP農村GDP根據各年的《中國農村經濟綠皮書》整理而得。。
2.農村金融發(fā)展的效率指標
農村金融發(fā)展的效率主要分為農村金融資源的轉化效率和配置效率兩部分。［5］金融資源的轉化效率衡量農村的大量存款是否有效轉化為農村貸款，是否滿足了農村經濟對金融服務的需求；農村金融的配置效率是指農村金融資源即農村貸款是否根據市場利率自由流動，在重新配置中是否達到了帕累托最優(yōu)。
�。�1）農村金融資源的轉化效率。在農村的金融市場中，金融資源的供給來源多是農戶在銀行中的儲蓄，通過銀行轉化為貸款流入資金市場。但其中只有一小部分金融資源轉化為農村貸款（包括農業(yè)貸款和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款）投入到農村自身經濟的生產中。因此，對于農村金融效率中的轉化效率，應著重考察農村金融機構對儲蓄的轉化能力，即農村儲蓄轉化為農村貸款的能力。
因此，選取農村存貸款比率（SLR）來衡量農村金融轉化效率：
SLR=RLRS（2）
其中RS和RL分別為農村儲蓄和農村貸款。
�。�2）農村貸款的配置效率。衡量農村金融機構效率的另一方面是農村貸款在生產中的配置效率，即金融資源在生產過程中的重組是否實現了帕累托最優(yōu)配置。
我國農村貸款分為農業(yè)貸款和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款兩大部分。其中，在政府主導的農村信貸體系下，農業(yè)貸款主要是針對農業(yè)生產的需要，向國有農業(yè)企業(yè)、農業(yè)生產集體經濟組織和農戶的貸款，農業(yè)貸款效率較為低下，而且增大了農村金融風險。［6］而鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款主要是為農戶和農村集體經濟組織服務的，用于創(chuàng)建各種企業(yè)來支援農業(yè)發(fā)展。農業(yè)貸款的配置效率往往低于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款的效率。
因此，采用鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款與農村GDP的比率來衡量農村金融資源的配置效率亞洲開發(fā)銀行（1992）以對私人部門的信貸量與名義GDP之比反映資金配置狀況，King和Levine（1993）提出指標PRIVY等于提供給非金融私人部門的信貸與GDP的比率，兩個指標的上升均表示金融資源配置效率的提高。。
ALLOE=RELRGDP（3）
其中，ALLOE為農村金融資源配置效率，REL和RGDP分別代表鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款和農村GDP。
3.非正規(guī)金融的相對規(guī)模關于農村正規(guī)金融在拙作《金融發(fā)展的規(guī)模、效率》中已經給予全面的討論，因此，對于衡量農村金融結構的指標，本文選擇非正規(guī)金融的規(guī)模測算。
與正規(guī)金融不同，非正規(guī)金融由于缺少政府部門的正式監(jiān)管以及大量非正規(guī)金融機構的隱蔽性，無法對其進行統(tǒng)計，缺乏準確的官方數據。因此，要衡量非正規(guī)金融相對經濟發(fā)展的規(guī)模，必須先對非正規(guī)金融貸款總額進行測算。
�。�1）非正規(guī)金融貸款總額。由于缺乏公開準確的農村非正規(guī)金融總額的統(tǒng)計數據，所以一般采取抽樣調查研究或者模型估計進行測算。本文利用田光寧等［7］估計出的農村非正規(guī)貸款的上下限，求其平均和來代表農村非正規(guī)金融渠道貸款額。
IRL=IRL1+IRL22(4)
IRL1為非正規(guī)貸款總額的下限，IRL2為非正規(guī)貸款總額的上限IRL1和IRL2數據來自田光寧、李建軍在《中國農村經濟發(fā)展中金融支持結構演變》中的測算結果。，IRL為農村非正規(guī)金融貸款總額的測算。
（2）非正規(guī)金融相對規(guī)模。［8］依照金融發(fā)展理論中衡量金融發(fā)展規(guī)模的指標設計方法，得到一個相對準確地衡量農村非正規(guī)金融發(fā)展相對規(guī)模的指標，即農村的非正規(guī)金融相關比率，采用非正規(guī)金融貸款總額與農村國民收入的比率。
IRF=IRLRGDP(5)
其中，IRF代表農村非正規(guī)金融相對規(guī)模，IRL代表農村非正規(guī)金融貸款額，RGDP代表農村GDP。
三、我國農村金融發(fā)展現狀分析我國農村金融發(fā)展規(guī)模、效率以及非正規(guī)金融相對規(guī)模見表1。
表1中國農村金融發(fā)展規(guī)模、效率及非正規(guī)金融相對規(guī)模
年份RFIRSLRALLOEIRF年份RFIRSLRALLOEIRF1978年0.270.890.010.261994年0.440.790.790.181979年0.280.790.010.291995年0.350.780.780.201980年0.320.870.010.281996年0.460.790.790.161981年0.340.820.010.321997年0.490.780.780.211982年0.350.770.020.341998年0.540.820.820.201983年0.360.740.030.321999年0.570.820.820.191984年0.421.030.060.302000年0.570.730.130.171985年0.391.020.090.272001年0.600.720.130.161986年0.471.080.120.292002年0.560.710.120.141987年0.501.100.130.272003年0.590.700.120.131988年0.461.140.130.242004年0.570.680.100.131989年0.491.121.120.272005年0.590.630.090.101990年0.521.081.080.312006年0.570.540.060.081991年0.571.001.000.272007年0.550.530.060.071992年0.591.011.010.212008年0.570.480.060.081993年0.521.041.040.17數據來源：根據歷年農村金融相關數據整理而得。
農村金融的相對規(guī)模在改革開放后取得了長足的發(fā)展，但是仍然處于起步階段。農村的金融相關率體現了我國農村經濟的貨幣化水平。該比率從1979年的28%提高到2008年的57%，其中農村FIR在2001年達到最高點為60%，進一步表明經濟貨幣化程度在農村是逐漸加深的。
農村金融資源轉化效率逐漸降低，存貸款比率縮小，說明銀行將存款轉化為貸款的能力減弱，農村儲蓄與農村貸款之間的缺口不斷加大。農村資源的轉化效率在1984～1993年普遍較高，甚至有些年份大于1；但是在1993年后轉化效率逐漸降低，到2008年底降至0.48。農村貸款與農村存款的差距越來越大，大量的農村金融資源流失。
農村金融資源配置效率指標ALLOE區(qū)分了農村貸款總量中投向鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的部分和單一投向農業(yè)的部分，指標值越大代表投向鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的貸款比重越大，農村貸款配置效率越高。我國農村金融貸款配置效率經歷了先上升，再平穩(wěn)波動，而后下降的變化過程。從1978～1987年，十年間從最初的0.01增加到了0.13，其原因是農村的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)多是經營資本密集型的產業(yè)，農村貸款使得鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)得到了迅猛發(fā)展，促進了農村經濟的快速發(fā)展，金融貸款的配置效率較高。從1988～2003年配置效率一直在0.15~0.12之間平穩(wěn)波動，但2003年以后開始下降，2008年下滑至0.06。在這個階段農業(yè)貸款大大超過了鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款，2003年農業(yè)貸款為8411.35億元，2008年底升為17628.82億元，增長了110%，而鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款數額基本保持不變。農業(yè)生產的弱質性和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展速度明顯放緩造成了農村貸款配置效率下降。
非正規(guī)金融相對規(guī)模在長期內呈下降的趨勢。從1978～1991年，由于農村金融資金流失，用于農村經濟發(fā)展的正規(guī)金融資源的供給短缺，使得一大批非正規(guī)金融借貸發(fā)生。IFIR在0.30左右輕微波動，說明非正規(guī)金融在農村經濟發(fā)展中起到了很大的作用。從1992～2000年，政府出臺取締非正規(guī)金融的政策，但由于農村非正規(guī)金融對地方經濟有著有利幫助，使得地方政府與非正規(guī)金融“合謀”，出現了非正規(guī)金融屢禁不止的狀況。因此IFIR在0.21到0.17之間呈波動下降趨勢，但是下降趨勢并不明顯。從2001～2008年，受信息、交易成本等因素的制約，導致農村非正規(guī)金融在規(guī)模和范圍上的劣勢。［9］同時正規(guī)金融機構在服務農村經濟方面不斷完善，農信社采用浮動的存貸款利率，上調了農村貸款利率，減少了金融資源供給方面的抑制性；而且小額農戶貸款的大量發(fā)行，使得農民更容易在正規(guī)金融機構取得符合自身經濟發(fā)展需求的小額貸款。IFIR從0.16快速下降到0.08，下降的幅度達到50%。
總之，改革開放以來，我國農村金融發(fā)展取得了長足的進步，但仍然存在一些問題：農村金融規(guī)模相對較小，農村金融需求受到抑制；［9］農村金融資源的轉化效率低下，農村金融資源嚴重流失；用于大力發(fā)展農村二、三產業(yè)的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款短缺，農業(yè)貸款尚未形成規(guī)模經濟，農村金融資源配置效率低下；內生于農村經濟的非正規(guī)金融發(fā)展遭遇“瓶頸”，相對規(guī)模逐漸縮小。
四、農村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距影響的實證分析我們運用改革開放后我國農村金融以及城鄉(xiāng)收入差距的數據建立半對數模型如下：
lnCJ=c+α1FIR+α2SLR+α3ALLOE+α4RIF+ε（6）
其中，CJ為城鄉(xiāng)收入比率；FIR為農村金融發(fā)展規(guī)模；SLR為農村金融機構的資源轉化效率；ALLOE為農村貸款的配置效率；RIF為非正規(guī)金融規(guī)模；ε為估計誤差。
1.變量平穩(wěn)性檢驗。
為避免出現偽回歸問題，使用ADF檢驗對變量的時間序列進行平穩(wěn)性檢驗。
城鄉(xiāng)收入差距、農村金融相關率、農村金融資源轉化效率、農村貸款配置效率、非正規(guī)金融規(guī)模均是非平穩(wěn)序列，而且這些變量經過一階差分后均平穩(wěn)，故這些變量是一階單整的。所以可以對這些變量進行下面的協(xié)整檢驗（見表2）。［10］
表2變量的平穩(wěn)性檢驗
變量檢驗類型ADF臨界值（1%）臨界值（5%）平穩(wěn)性Problncj（c，t，0）-2.8995-4.2967-3.5683不平穩(wěn)0.1767D(lncj)（0，0，2）-2.5741-2.6534-1.9538平穩(wěn)0.0121RFIR（c，t，1）-2.7664-4.3098-3.5742不平穩(wěn)0.2199D(RFIR)（0，0，1）-3.4193-2.6501-1.9533平穩(wěn)0.0013SLR（c，t，1）-0.6777-4.3098-3.5742不平穩(wěn)0.9655D(SLR)（0，0，1）-2.9184-2.6501-1.9533平穩(wěn)0.0051ALLOE（c，t，1）0.7129-4.3098-3.5742不平穩(wěn)0.9625D(ALLOE)（0，0，0）-7.9491-2.6471-1.9529平穩(wěn)0.0000RIF（c,t,0)-3.5313-4.2967-3.5683不平穩(wěn)0.0540D(RIF)（0,0,0)-4.8474-2.6471-1.9529平穩(wěn)0.0000資料來源：作者利用計量軟件計算得出。
2.協(xié)整檢驗。
本文采用Johanson協(xié)整檢驗來分析城鄉(xiāng)收入差距與農村金融發(fā)展水平、效率以及非正規(guī)金融規(guī)模的長期關系。
首先，構建包含城鄉(xiāng)實際收入比率對數、農村金融相關率、農村金融資源轉化效率、農村貸款配置效率、非正規(guī)金融規(guī)模五個變量的VAR模型，用AIC、SC信息準則和LR等統(tǒng)計量作為VAR模型的最優(yōu)滯后期數的檢驗標準。檢驗結果見表3，最優(yōu)滯后期數為1。
表3最優(yōu)滯后期數的選擇
LaglnLLRFPEAICSCHQ0185.8747NA2.63e-12-12.47412-12.23838-12.400291299.9373180.9268*5.83e-15*-18.61636-17.20192*-18.17338*2326.019632.378116.41e-15-18.69101*-16.09786-17.87887資料來源：作者利用計量軟件計算得出。
其次，采用Johanson協(xié)整檢驗來分析城鄉(xiāng)收入差距與農村金融發(fā)展規(guī)模、效率、非正規(guī)金融規(guī)模的長期關系。結合ADF單位根檢驗的結果，采用包含常數項、不包含趨勢項的協(xié)整檢驗形式，同樣選取滯后期數為1。
表4Johansen協(xié)整檢驗結果(跡統(tǒng)計量)
協(xié)整關系個數特征值跡統(tǒng)計量5%臨界值置信概率None*0.74297387.9280269.818890.0009Atmost1*0.56121948.5294247.856130.0431Atmost20.48134824.6405129.797070.1747資料來源：作者利用計量軟件計算得出。
協(xié)整檢驗結果由表4可知：在5%的顯著性水平下，五個變量之間至少存在一個協(xié)整關系，即表明農村金融相關率RFIR、農村金融資源轉化率SLR、農村貸款配置效率ALLOE、農村非正規(guī)金融規(guī)模RIF與城鄉(xiāng)收入差距之間存在著長期穩(wěn)定的關系。
3.誤差修正模型的建立。
構建如下VEC模型:
△lncjt=α△lncjt-1+β△rfirt-1+γ△slrt-1+η△alloet-1+λ△rift-1+
