山东省农村金融发展与农民收入关系的实证研究” 胡金焱①董鹏 (山东大学经济学院济南250100) An Empirical Research on the Relationship of Rural Financial Development and Farmer Income in Shandong Province 内容提要：本文利用山东省1978年一一2006年的时间序列数据，对于农村金融发展与 农民收入的关系进行了实证研究。结果表明，山东省农村金融发展与农民收入之间存在着稳 定的协整关系，农村金融信贷促进了农民收入的增长，而农村储蓄对于农民收入的增加具有 负效应。在此基础上，本文对山东省农村金融发展促进农民增收提出了简要的政策建议。 关键词：山东省农村金融发展农民收入协整 Abstract:This paper is based on the time-series datas of 1978-2006 in ShanDong province, aims to identify the relationship between rural financial development and farmer income growth. This empirical research reveals that there is a long and stable relation between the rural financial development and farmer income growth.The rural financial credit will increase the farmer income, and the rural savings have negative effects on the farmer income.Some policy suggestions are given to promote the farmer income growth through ShanDong rural financial development. Keywords:ShanDong Rural Financial Development Farmer Income Co-integration 一、引言 农民收入的增长作为解决“三农”问题的关键，对于中国经济发展和社会主义新农村 建设具有举足轻重的作用，因此相关的研究也较为丰富。然而，在研究影响农民收入增长因 素的文献资料中，却鲜有农村金融发展水平这一重要要素。金融发展理论认为，得到充分发 展并运作有效的金融体系可以有效地动员社会储蓄，改善资源配置，使其迅速转化为投资投 入生产，从而加快资本积累和技术变革，并最终促进经济增长、提高人们的收入水平。金融 发展与农民收入相关关系的研究往往存在于金融发展与经济增长之间关系的研究之中山。金 融发展和经济增长的理论及实证研究往往倾向于得出“金融发展与经济增长存在正向关系” 这一结论)。而一般认为经济增长无疑会使得农民收入得到增长，因此金融发展尤其是农 村金融发展往往被假定为农民收入增长的前提和条件。 国内有关农村金融与农民收入相关关系的实证研究，大多基于整体情况出发来研究农村 金融，冉光和(1998)研究了中国货币政策变化对农业发展的影响，得出“剔除物价因素后 货币供应量的变动对农民收入的影响并不显著”的结论4。许崇正、高希武(2005)运用单 因素OL$并逐步加入相关因素进行回归分析的方法研究农村金融对增加农民收入支持的状 况，指出上世纪80年代粮食价格的上涨是收入增加的主要因素，信贷投资和就业结构也是 重要变量：而上世纪90年代之后影响农民收入的主要因素是教育水平和就业结构，信贷投 资未能很好的促进农民增收，处于极其低效的状态，农村金融对于农民增收的支持不力阿。 "本文得到山东大学“985工程”二期项目“产业经济理论与政策研究”资助以及2006年山东省山东省金融 学会重大研究资助。 ①胡金焱(1966-)，山东大学经济学院副院长，教授，博士生导师。研究领域：金融学。 ②董鹏(1982-)，山东大学经济学院硕士研究生
1 山东省农村金融发展与农民收入关系的实证研究* 胡金焱① 董 鹏② （山东大学经济学院 济南 250100） An Empirical Research on the Relationship of Rural Financial Development and Farmer Income in Shandong Province 内容提要：本文利用山东省 1978 年——2006 年的时间序列数据，对于农村金融发展与 农民收入的关系进行了实证研究。结果表明，山东省农村金融发展与农民收入之间存在着稳 定的协整关系，农村金融信贷促进了农民收入的增长，而农村储蓄对于农民收入的增加具有 负效应。在此基础上，本文对山东省农村金融发展促进农民增收提出了简要的政策建议。 关键词：山东省农村金融发展 农民收入 协整 Abstract: This paper is based on the time-series datas of 1978-2006 in ShanDong province, aims to identify the relationship between rural financial development and farmer income growth. This empirical research reveals that there is a long and stable relation between the rural financial development and farmer income growth. The rural financial credit will increase the farmer income, and the rural savings have negative effects on the farmer income. Some policy suggestions are given to promote the farmer income growth through ShanDong rural financial development. Keywords: ShanDong Rural Financial Development Farmer Income Co-integration 一、引言 农民收入的增长作为解决“三农”问题的关键，对于中国经济发展和社会主义新农村 建设具有举足轻重的作用，因此相关的研究也较为丰富。然而，在研究影响农民收入增长因 素的文献资料中，却鲜有农村金融发展水平这一重要要素。金融发展理论认为，得到充分发 展并运作有效的金融体系可以有效地动员社会储蓄，改善资源配置，使其迅速转化为投资投 入生产，从而加快资本积累和技术变革，并最终促进经济增长、提高人们的收入水平。金融 发展与农民收入相关关系的研究往往存在于金融发展与经济增长之间关系的研究之中[1]。金 融发展和经济增长的理论及实证研究往往倾向于得出“金融发展与经济增长存在正向关系” 这一结论[2][3]。而一般认为经济增长无疑会使得农民收入得到增长，因此金融发展尤其是农 村金融发展往往被假定为农民收入增长的前提和条件。 国内有关农村金融与农民收入相关关系的实证研究，大多基于整体情况出发来研究农村 金融，冉光和（1998）研究了中国货币政策变化对农业发展的影响，得出“剔除物价因素后 货币供应量的变动对农民收入的影响并不显著”的结论[4]。许崇正、高希武（2005）运用单 因素 OLS 并逐步加入相关因素进行回归分析的方法研究农村金融对增加农民收入支持的状 况，指出上世纪 80 年代粮食价格的上涨是收入增加的主要因素，信贷投资和就业结构也是 重要变量；而上世纪 90 年代之后影响农民收入的主要因素是教育水平和就业结构，信贷投 资未能很好的促进农民增收，处于极其低效的状态，农村金融对于农民增收的支持不力[5]。 * 本文得到山东大学“985 工程”二期项目“产业经济理论与政策研究”资助以及 2006 年山东省山东省金融 学会重大研究资助。 ①胡金焱（1966-），山东大学经济学院副院长，教授，博士生导师。研究领域：金融学。 ②董鹏（1982-），山东大学经济学院硕士研究生
温涛、冉光和、熊德平(2005)利用1952年一2003年的时间序列数据，在对中国金融发 展与农民收入增长进行制度和结构分析的基础上，对中国整体金融发展、农村金融发展与农 民收入增长的关系进行了实证研究。指出中国金融发展与农民收入存在长期的均衡关系，但 金融发展对农民收入增长具有显著的负效应，而农村金融发展与农民收入之间不存在均衡关 系，且农村金融发展导致了城乡居民收入差距的扩大山。 综合以上研究，可以看出关于农村金融与农民收入关系己有的实证研究，都是从我国 的整体情况出发来研究农村金融与农民收入增长的关系，很少考虑到我国地区之间金融发展 水平和经济增长的显著不平衡性，其得出的结论也不适合运用到我国某一特定的地区。本文 的研究目的是考察山东省的农村金融发展水平和农民收入之间的关系，为金融发展与农民收 入的实证研究提供进一步的经验性结论。 本文主要分为以下三个部分：第一部分进行数据变量的说明以及介绍本文采用的实证 方法：第二部分是实证研究的结果及相关分析：第三部分是对实证结果作进一步的解释和说 明，揭示其主要的政策含义。 二、指标选取、数据来源及研究方法 (一)指标选取与数据来源 为揭示山东省农村金融发展与农民收入的关系，本文将使用三组指标，分别反映山东省 农民收入状况、山东省农村金融发展状况、投资水平和财政政策。为了可以得到农村金融发 展与农民收入之间存在的准确关系，我们将衡量投资水平与财政政策的指标作为控制变量， 以剔除二者对于农民收入的影响。 1.农村居民年人均纯收入(NCOME):该指标反映山东省农民收入状况。“农村居民 纯收入”指标与“农村居民总收入”指标相比，扣除了农村居民从事生产和非生产经营费用 支出以及缴纳的税费，是可以直接用于生产性、非生产性投资、生活消费和储蓄的收入，它 是反映农民实际收入水平的综合性指标。因此，本文选择“农村居民年人均纯收入”作为衡 量农民收入水平的变量。 2.农村居民储蓄比率(FS)与农村金融信贷比率(RF):该组指标反映山东省农村金 融发展状况。衡量金融发展水平的指标选择，国内外相关研究已有比较一致的认识，Kig 和Levin(1993)以及Levin(1997)均从三个角度设计指标，分别从金融发展规模、金融 发展结构以及金融发展效率角度选择指标)，而反映农村金融发展的指标，由于数据的可 获得性等限制，无法全面地从三个角度分别设计。结合实际情况，并参考温涛等(2005)所 选择的指标四，本文选择了“农村居民储蓄比率”与“农村金融信贷比率”两个指标来衡量 农村金融发展水平，其中，农村居民储蓄比率是金融机构农业存款总量与农村总产值之间的 比值，以FS表示，农村金融信贷比率是金融机构农业贷款总量与农村总产值之间的比值， 以RF表示。 3.投资水平(I)与财政政策支农(PF):该组指标反映山东省其他影响农民收入的因 素，本文将其作为控制变量，加入计量模型。其中，描述投资水平的变量是利用山东省全社 会固定资产投资与山东省地区生产总值(GDP)的比率，以FI表示：衡量财政政策支农的 变量是利用支农财政支出占财政支出总额的比率，以P℉表示。 本文以山东省1978年一2006年的数据为样本进行分析。为了消除物价上涨的影响， 我们以1978年为基期，利用CPI指数对“农村居民年收入”(NCOME)指标进行了调整， 同时为消除数据的剧烈波动和异方差，对其进行了对数化处理，处理后的指标以LRI表示。 而反映农村金融发展状况的指标和控制变量均为相对值指标，物价因素已相互抵消，无需进 行调整。 2
2 温涛、冉光和、熊德平（2005）利用 1952 年——2003 年的时间序列数据，在对中国金融发 展与农民收入增长进行制度和结构分析的基础上，对中国整体金融发展、农村金融发展与农 民收入增长的关系进行了实证研究。指出中国金融发展与农民收入存在长期的均衡关系，但 金融发展对农民收入增长具有显著的负效应，而农村金融发展与农民收入之间不存在均衡关 系，且农村金融发展导致了城乡居民收入差距的扩大[1]。 综合以上研究，可以看出关于农村金融与农民收入关系己有的实证研究，都是从我国 的整体情况出发来研究农村金融与农民收入增长的关系，很少考虑到我国地区之间金融发展 水平和经济增长的显著不平衡性，其得出的结论也不适合运用到我国某一特定的地区。本文 的研究目的是考察山东省的农村金融发展水平和农民收入之间的关系，为金融发展与农民收 入的实证研究提供进一步的经验性结论。 本文主要分为以下三个部分：第一部分进行数据变量的说明以及介绍本文采用的实证 方法；第二部分是实证研究的结果及相关分析；第三部分是对实证结果作进一步的解释和说 明，揭示其主要的政策含义。 二、指标选取、数据来源及研究方法 （一）指标选取与数据来源 为揭示山东省农村金融发展与农民收入的关系，本文将使用三组指标，分别反映山东省 农民收入状况、山东省农村金融发展状况、投资水平和财政政策。为了可以得到农村金融发 展与农民收入之间存在的准确关系，我们将衡量投资水平与财政政策的指标作为控制变量， 以剔除二者对于农民收入的影响。 1．农村居民年人均纯收入（INCOME）：该指标反映山东省农民收入状况。“农村居民 纯收入”指标与“农村居民总收入”指标相比，扣除了农村居民从事生产和非生产经营费用 支出以及缴纳的税费，是可以直接用于生产性、非生产性投资、生活消费和储蓄的收入，它 是反映农民实际收入水平的综合性指标。因此，本文选择“农村居民年人均纯收入”作为衡 量农民收入水平的变量。 2．农村居民储蓄比率（FS）与农村金融信贷比率（RF）：该组指标反映山东省农村金 融发展状况。衡量金融发展水平的指标选择，国内外相关研究已有比较一致的认识，King 和 Levin（1993）以及 Levin（1997）均从三个角度设计指标，分别从金融发展规模、金融 发展结构以及金融发展效率角度选择指标[2][3]，而反映农村金融发展的指标，由于数据的可 获得性等限制，无法全面地从三个角度分别设计。结合实际情况，并参考温涛等（2005）所 选择的指标[1]，本文选择了“农村居民储蓄比率”与“农村金融信贷比率”两个指标来衡量 农村金融发展水平，其中，农村居民储蓄比率是金融机构农业存款总量与农村总产值之间的 比值，以 FS 表示，农村金融信贷比率是金融机构农业贷款总量与农村总产值之间的比值， 以 RF 表示。 3．投资水平（FI）与财政政策支农（PF）：该组指标反映山东省其他影响农民收入的因 素，本文将其作为控制变量，加入计量模型。其中，描述投资水平的变量是利用山东省全社 会固定资产投资与山东省地区生产总值（GDP）的比率，以 FI 表示；衡量财政政策支农的 变量是利用支农财政支出占财政支出总额的比率，以 PF 表示。 本文以山东省 1978 年——2006 年的数据为样本进行分析。为了消除物价上涨的影响， 我们以 1978 年为基期，利用 CPI 指数对“农村居民年收入”（INCOME）指标进行了调整， 同时为消除数据的剧烈波动和异方差，对其进行了对数化处理，处理后的指标以 LNRI 表示。 而反映农村金融发展状况的指标和控制变量均为相对值指标，物价因素已相互抵消，无需进 行调整
表1为1978年一一2006年山东省农民收入状况与农村金融发展状况相关数据：图1为 山东省农村居民年人均纯收入的趋势：图2中的实线和虚线分别表示1978年一2006年山 东省农村居民储蓄比率和农村金融信贷比率。1978年之后，山东省农村居民的收入不断增 加，农业存款与农业贷款的规模也迅速上升。但是，结合图2的农村金融发展状况曲线，我 们发现，山东省农村金融储蓄比率在各个年份处于相对比较稳定的状态，而农村金融信贷比 率则有着较大幅度的提高。 本文所有的数据来源于2007年《山东统计年鉴》：计量分析均采用Eviews:5计量软件。 表1山东省农民收入与农村金融发展指标 农业存款总农业贷款总量农业总产值 年份农村居民年人均纯收入（元） 量（亿元） FS (%)RF (% (亿元) (亿元) 1978 114.56 6.89 13.56 102.22 6.74 13.27 1979 159.81 10.67 11.91 135.92 7.85 8.77 1980 210.23 15.15 10.16 160.91 9.42 6.32 1981 251.62 15.02 12.35 198.50 7.57 6.22 1982 299.95 14.11 12.56 218.51 6.46 5.75 1983 360.64 16.46 14.42 259.50 6.34 5.56 1984 394.99 21.95 29.12 310.11 7.08 9.39 1985 408.12 19.01 29.04 335.42 5.67 8.66 1986 449.27 21.53 38.67 361.19 5.96 10.71 1987 517.69 24.70 53.38 413.18 5.98 12.92 1988 583.74 26.33 63.51 494.53 5.32 12.84 1989 630.56 27.69 78.28 547.66 5.06 14.29 1990 680.18 33.59 93.99 645.75 5.20 14.55 1991 764.04 40.47 113.05 779.18 5.19 14.51 1992 802.90 44.39 138.97 815.62 5.44 17.04 1993 952.74 49.20 156.81 944.99 5.21 16.59 1994 1319.73 52.14 111.87 1282.25 4.07 8.73 1995 1715.09 65.64 151.69 1678.16 3.91 9.04 1996 2086.31 82.94 247.45 1962.12 4.23 12.61 1997 2292.12 85.23 317.70 2058.32 4.14 15.44 1998 2452.83 88.35 418.95 2174.54 4.06 19.27 1999 2549.56 108.45 443.59 2202.95 4.92 20.14 2000 2659.20 135.15 528.18 2294.35 5.89 23.02 2001 2804.51 161.34 707.12 2453.96 6.57 28.82 2002 2953.97 205.05 907.36 2526.05 8.12 35.92 2003 3150.49 243.82 1156.51 2902.45 8.40 39.85 2004 3507.43 271.55 1340.13 3453.91 7.86 38.80 2005 3930.55 322.20 1561.11 3741.81 8.61 41.72 2006 4368.33 395.44 1844.65 4056.58 9.75 45.47 注：FS=农业存款总量/农业总产值：RF=农业贷款总量/农业总产值。 3
3 表 1 为 1978 年——2006 年山东省农民收入状况与农村金融发展状况相关数据；图 1 为 山东省农村居民年人均纯收入的趋势；图 2 中的实线和虚线分别表示 1978 年——2006 年山 东省农村居民储蓄比率和农村金融信贷比率。1978 年之后，山东省农村居民的收入不断增 加，农业存款与农业贷款的规模也迅速上升。但是，结合图 2 的农村金融发展状况曲线，我 们发现，山东省农村金融储蓄比率在各个年份处于相对比较稳定的状态，而农村金融信贷比 率则有着较大幅度的提高。 本文所有的数据来源于 2007 年《山东统计年鉴》；计量分析均采用 Eviews5 计量软件。 表 1 山东省农民收入与农村金融发展指标 年份农村居民年人均纯收入（元） 农业存款总 量（亿元） 农业贷款总量 （亿元） 农业总产值 （亿元） FS（%）RF（%） 1978 114.56 6.89 13.56 102.22 6.74 13.27 1979 159.81 10.67 11.91 135.92 7.85 8.77 1980 210.23 15.15 10.16 160.91 9.42 6.32 1981 251.62 15.02 12.35 198.50 7.57 6.22 1982 299.95 14.11 12.56 218.51 6.46 5.75 1983 360.64 16.46 14.42 259.50 6.34 5.56 1984 394.99 21.95 29.12 310.11 7.08 9.39 1985 408.12 19.01 29.04 335.42 5.67 8.66 1986 449.27 21.53 38.67 361.19 5.96 10.71 1987 517.69 24.70 53.38 413.18 5.98 12.92 1988 583.74 26.33 63.51 494.53 5.32 12.84 1989 630.56 27.69 78.28 547.66 5.06 14.29 1990 680.18 33.59 93.99 645.75 5.20 14.55 1991 764.04 40.47 113.05 779.18 5.19 14.51 1992 802.90 44.39 138.97 815.62 5.44 17.04 1993 952.74 49.20 156.81 944.99 5.21 16.59 1994 1319.73 52.14 111.87 1282.25 4.07 8.73 1995 1715.09 65.64 151.69 1678.16 3.91 9.04 1996 2086.31 82.94 247.45 1962.12 4.23 12.61 1997 2292.12 85.23 317.70 2058.32 4.14 15.44 1998 2452.83 88.35 418.95 2174.54 4.06 19.27 1999 2549.56 108.45 443.59 2202.95 4.92 20.14 2000 2659.20 135.15 528.18 2294.35 5.89 23.02 2001 2804.51 161.34 707.12 2453.96 6.57 28.82 2002 2953.97 205.05 907.36 2526.05 8.12 35.92 2003 3150.49 243.82 1156.51 2902.45 8.40 39.85 2004 3507.43 271.55 1340.13 3453.91 7.86 38.80 2005 3930.55 322.20 1561.11 3741.81 8.61 41.72 2006 4368.33 395.44 1844.65 4056.58 9.75 45.47 注：FS=农业存款总量/农业总产值；RF=农业贷款总量/农业总产值
5000 4000 3000 2000 1000 0 0 788082848688909294969800020406 788082848688909294969800020406 一NCOME 一FSRF 图1山东省农民收入趋势图 图2山东省农村金融发展水平趋势图 (二)研究方法 本文的实证分析方法将沿如下步骤进行。第一：为了避免出现伪回归现象①，利用单位 根检验说明变量的平稳性及单整阶数：第二：如果变量的单整阶数相同，则进行协整检验， 分析变量之间是否存在长期稳定关系，即协整关系：第三：利用格兰杰因果检验，讨论变量 之间是否存在因果关系：第四：通过脉冲响应函数，进一步分析变量之间的相关关系。 三、实证分析过程及结果 (一)单位根检验 本文涉及的数据为时间序列数据，因此为了避免“变化趋势”的存在导致伪回归现象， 需要对变量进行平稳性检验。本文采用单位根ADF(Augmented Dickey-.Fuller)检验的方法 验证变量的平稳性。 对变量及变量的一阶滞后差分项进行ADF检验时，检验形式根据变量趋势图确定是否 包含常数项和趋势项。而检验的滞后期则由Eviews5计量软件根据AIC和SC准则自动确定。 检验结果见表2，其中DLNRI、DFS、DRF、DFI和DPF分别表示相关变量的一阶滞后差分 项。 ①伪回归是指对非平稳时间序列进行回归时，即使它们之间并不相关却往往会得到显著的相关系数
4 图 1 山东省农民收入趋势图 图 2 山东省农村金融发展水平趋势图 （二）研究方法 本文的实证分析方法将沿如下步骤进行。第一：为了避免出现伪回归现象①，利用单位 根检验说明变量的平稳性及单整阶数；第二：如果变量的单整阶数相同，则进行协整检验， 分析变量之间是否存在长期稳定关系，即协整关系；第三：利用格兰杰因果检验，讨论变量 之间是否存在因果关系；第四：通过脉冲响应函数，进一步分析变量之间的相关关系。 三、实证分析过程及结果 （一）单位根检验 本文涉及的数据为时间序列数据，因此为了避免“变化趋势”的存在导致伪回归现象， 需要对变量进行平稳性检验。本文采用单位根 ADF（Augmented Dickey-Fuller）检验的方法 验证变量的平稳性。 对变量及变量的一阶滞后差分项进行 ADF 检验时，检验形式根据变量趋势图确定是否 包含常数项和趋势项。而检验的滞后期则由 Eviews5 计量软件根据 AIC 和 SC 准则自动确定。 检验结果见表 2，其中 DLNRI、DFS、DRF、DFI 和 DPF 分别表示相关变量的一阶滞后差分 项。 ① 伪回归是指对非平稳时间序列进行回归时，即使它们之间并不相关却往往会得到显著的相关系数。 0 1000 2000 3000 4000 5000 78 80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06 INCOME .0 .1 .2 .3 .4 .5 78 80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06 FS RF
表2变量单位根检验结果 检验形式 变量 ADF统计量 1%临界值 5%临界值 10%临界值 结论 (C,T,K) LNRI -2.470280 (C,T,1) -4.339330 -3.587527 -3.229230 不平稳 DLNRI -3.332515 (C,0,1) -3.711457 -2.981038 -2.629906 平稳* FS -0.979192 (C,0,1) -3.699871 -2.976263 -2.627420 不平稳 DFS -4.491304 (0,0,1) -2.656915 -1.954414 -1.609329 平稳* RF -1.105429 (C,T,1) -4.339330 -3.587527 -3.229230 不平稳 DRF -2.710486 (0,0,1) -2.656915 -1.954414 -1.609329 平稳** FI -3.026087 (C,T,1) -4.339330 -3.587527 -3.229230 不平稳 DFI -3.421862 (0,0,1) -2.656915 -1.954414 -1.609329 平稳** PF -2.606212 (C,T,1) 4.339330 -3.587527 -3.229230 不平稳 DPF -3.186644 (0,0,1) -2.656915 -1.954414 -1.609329 平稳** 注：①检验类型中的C和T表示带有常数项和时间趋势项，K表示所采用的滞后阶数： ②*、*、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。 由表2的结果可以看出，原始变量在10%的显著性水平下仍是不平稳的，而一阶差分 后的变量在5%的显著性水平下都显示平稳。所以，原始变量都是一阶单整的，符合进行协 整检验的前提条件，即可以进行山东省农民收入与农村金融发展之间协整关系的检验。 (二)协整检验 协整理论在研究非平稳时间序列中具有十分重要的作用。Engle和Granger认为非平稳 变量的线性组合可能是平稳变量，这种平稳的线性组合称为协整方程且可被解释为变量之间 的长期稳定的均衡关系。 协整检验主要可以分为两种：Engle-Granger两步检验法和Johansen协整检验。Johansen 协整检验以VAR模型为基础，具有非常好的小样本特性，是一种进行多变量协整检验的较 普遍的方法。因此，本文采用Johansen协整检验验证变量之间的协整关系。 由于协整检验对于滞后阶数的选择非常敏感，因此，在进行Johansen协整检验前首先 要确定模型的最优滞后阶数，本文根据无约束VAR模型的残差序列相关性分析来确定，我 们发现，VR模型残差序列不存在序列相关的最小长度为2个滞后期，因此我们确定最优 滞后阶数为2。表2为VAR模型残差序列相关性LM检验结果。 表3残差序列相关性LM检验 滞后期 LM统计量 p值 1 47.27847 0.0045 19.40941 0.7771 3 14.80032 0.9459 4 29.28947 0.2520 5 51.53842 0.0014 6 24.20049 0.5078 > 18.38529 0.8256 e 16.86982 0.8865 9 17.01704 0.8812 10 21.89826 0.6416
5 表 2 变量单位根检验结果 变量 ADF 统计量 检验形式 （C，T，K） 1%临界值 5%临界值 10%临界值 结论 LNRI -2.470280 （C，T，1） -4.339330 -3.587527 -3.229230 不平稳 DLNRI -3.332515 （C，0，1） -3.711457 -2.981038 -2.629906 平稳** FS -0.979192 （C，0，1） -3.699871 -2.976263 -2.627420 不平稳 DFS -4.491304 （0，0，1） -2.656915 -1.954414 -1.609329 平稳*** RF -1.105429 （C，T，1） -4.339330 -3.587527 -3.229230 不平稳 DRF -2.710486 （0，0，1） -2.656915 -1.954414 -1.609329 平稳*** FI -3.026087 （C，T，1） -4.339330 -3.587527 -3.229230 不平稳 DFI -3.421862 （0，0，1） -2.656915 -1.954414 -1.609329 平稳*** PF -2.606212 （C，T，1） -4.339330 -3.587527 -3.229230 不平稳 DPF -3.186644 （0，0，1） -2.656915 -1.954414 -1.609329 平稳*** 注：①检验类型中的 C 和 T 表示带有常数项和时间趋势项，K 表示所采用的滞后阶数； ②***、**、*分别表示 1%、5%、10%的显著性水平。 由表 2 的结果可以看出，原始变量在 10%的显著性水平下仍是不平稳的，而一阶差分 后的变量在 5%的显著性水平下都显示平稳。所以，原始变量都是一阶单整的，符合进行协 整检验的前提条件，即可以进行山东省农民收入与农村金融发展之间协整关系的检验。 （二）协整检验 协整理论在研究非平稳时间序列中具有十分重要的作用。Engle 和 Granger 认为非平稳 变量的线性组合可能是平稳变量，这种平稳的线性组合称为协整方程且可被解释为变量之间 的长期稳定的均衡关系。 协整检验主要可以分为两种：Engle-Granger 两步检验法和 Johansen 协整检验。Johansen 协整检验以 VAR 模型为基础，具有非常好的小样本特性，是一种进行多变量协整检验的较 普遍的方法。因此，本文采用 Johansen 协整检验验证变量之间的协整关系。 由于协整检验对于滞后阶数的选择非常敏感，因此，在进行 Johansen 协整检验前首先 要确定模型的最优滞后阶数，本文根据无约束 VAR 模型的残差序列相关性分析来确定，我 们发现，VAR 模型残差序列不存在序列相关的最小长度为 2 个滞后期，因此我们确定最优 滞后阶数为 2。表 2 为 VAR 模型残差序列相关性 LM 检验结果。 表 3 残差序列相关性 LM 检验 滞后期 LM 统计量 p 值 1 47.27847 0.0045 2 19.40941 0.7771 3 14.80032 0.9459 4 29.28947 0.2520 5 51.53842 0.0014 6 24.20049 0.5078 7 18.38529 0.8256 8 16.86982 0.8865 9 17.01704 0.8812 10 21.89826 0.6416
协整检验的滞后阶数为无约束VAR模型最优滞后阶数减1，因此可以确定：协整检验 的最优滞后阶数为1。根据单位根检验结果，我们选择协整检验形式为：协整方程具有截距 项，没有趋势项。在上述设定的基础上，我们可以得到最大特征值协整检验的结果如表4 所示。 表4 Johansen协整最大特征值检验结果 特征值 2-max统计量 1%临界值 5%临界值 原假设下协整方程的个数 0.868013 54.67638 40.29526 34.80587 没有* 0.649397 28.29871 33.73292 28.58808 最多一个 0.525818 20.14645 27.06783 22.29962 最多两个 0.385865 13.16359 20.16121 15.89210 最多三个 0.203053 6.128112 12.76076 9.164546 最多四个 注：*、*分别表示1%、5%的显著性水平。 由表4的结果可以看出，在山东省1978年一2006年样本区间内，LNRI和FS、RF、 FI、P℉之间存在一个协整关系，标准化后的协整方程如方程(1)所示，小括号内数字为系 数的标准差，中括号内数字为相应的T统计量： LNRI=3.58RF-10.87FS+0.04FI-8.76PF (1) (0.34338)(1.62163)(0.41793)(1.89513) [10.43][-6.70][0.10]【-4.62] 同时，我们定义方程(1)的残差为EC,即 EC=LNRI-3.58RF+10.87FS-0.04FI+8.76PF (2) 对EC进行ADF单位根检验，其检验形式为有常数项，无趋势项，并利用AIC准则由 Eviews5:自动确定其滞后期为8，得到的ADF统计值为-3.483970，在5%的置信水平下，其 临界值为-3.020686，说明残差项EC为平稳的，不存在单位根。进一步说明变量之间确实存 在长期稳定的协整关系。 通过协整检验，我们可以确定山东省农民收入与农村金融发展水平之间存在稳定的相 关关系，进一步考察方程(1)，我们发现，1978年一2006年间，山东省农村居民储蓄比 率与农民收入成反向关系，农村居民储蓄比率每提高1个百分点，农民收入则降低8.76个 百分点：而山东省农村金融信贷比率则与农民收入成正向关系，农村金融信贷比率每提高1 个百分点，农民收入则提高3.58个百分点。即：山东省农村金融的发展与农民收入之间虽 然存在着相关关系，但是衡量农村金融发展水平的两个指标对农民收入的影响是完全不同 的，农村金融信贷比率的提高总体上会促进农民收入的增长，而农村居民储蓄比率的提高则 会阻碍农民收入的增长。此结果与温涛等四利用1952年一一2003年中国数据得出的结论不 同，原因可能是中国各地区农村金融发展和农村经济发展水平差异较大。 山东省农村居民储蓄比率与农民收入的反向作用也证实了山东省农村资金外流现象的 存在，农村居民储蓄的增加并没有为农村经济提供相应的资金支持，反而阻碍了农民收入的 上涨，出现这一结果的原因是农村金融机构出于提高收益的考虑，往往将农村资金转移到城 镇地区，这就造成了农村储蓄越多，农村资金的流失也越多的问题。 考察投资水平变量和财政政策变量，我们发现：投资水平的系数在统计上是不显著的， 但是作为重要的控制变量不能从模型中将其剔除，否则根据多元回归的理论，我们得到的农 村居民储蓄比率和农村金融信贷比率的系数将是不准确的。根据方程(1)的结果，投资水 平每提高1个百分点，会促使农民收入提高0.04个百分点，投资水平与农民收入之间的正 向作用与金融发展理论的一般结论是相同的。 6
6 协整检验的滞后阶数为无约束 VAR 模型最优滞后阶数减 1，因此可以确定：协整检验 的最优滞后阶数为 1。根据单位根检验结果，我们选择协整检验形式为：协整方程具有截距 项，没有趋势项。在上述设定的基础上，我们可以得到最大特征值协整检验的结果如表 4 所示。 表 4 Johansen 协整最大特征值检验结果 特征值 λ − max 统计量 1%临界值 5%临界值 原假设下协整方程的个数 0.868013 54.67638 40.29526 34.80587 没有*** 0.649397 28.29871 33.73292 28.58808 最多一个 0.525818 20.14645 27.06783 22.29962 最多两个 0.385865 13.16359 20.16121 15.89210 最多三个 0.203053 6.128112 12.76076 9.164546 最多四个 注：***、**分别表示 1%、5%的显著性水平。 由表 4 的结果可以看出，在山东省 1978 年——2006 年样本区间内，LNRI 和 FS、RF、 FI、PF 之间存在一个协整关系，标准化后的协整方程如方程（1）所示，小括号内数字为系 数的标准差，中括号内数字为相应的 T 统计量： LNRI RF FS FI PF = − +− 3.58 10.87 0.04 8.76 （1） （0.34338）（1.62163）（0.41793）（1.89513） [10.43] [-6.70] [0.10] [-4.62] 同时，我们定义方程（1）的残差为 EC，即 EC LNRI RF FS FI PF =− + − + 3.58 10.87 0.04 8.76 （2） 对 EC 进行 ADF 单位根检验，其检验形式为有常数项，无趋势项，并利用 AIC 准则由 Eviews5 自动确定其滞后期为 8，得到的 ADF 统计值为-3.483970，在 5%的置信水平下，其 临界值为-3.020686，说明残差项 EC 为平稳的，不存在单位根。进一步说明变量之间确实存 在长期稳定的协整关系。 通过协整检验，我们可以确定山东省农民收入与农村金融发展水平之间存在稳定的相 关关系，进一步考察方程（1），我们发现，1978 年——2006 年间，山东省农村居民储蓄比 率与农民收入成反向关系，农村居民储蓄比率每提高 1 个百分点，农民收入则降低 8.76 个 百分点；而山东省农村金融信贷比率则与农民收入成正向关系，农村金融信贷比率每提高 1 个百分点，农民收入则提高 3.58 个百分点。即：山东省农村金融的发展与农民收入之间虽 然存在着相关关系，但是衡量农村金融发展水平的两个指标对农民收入的影响是完全不同 的，农村金融信贷比率的提高总体上会促进农民收入的增长，而农村居民储蓄比率的提高则 会阻碍农民收入的增长。此结果与温涛等[1]利用 1952 年——2003 年中国数据得出的结论不 同，原因可能是中国各地区农村金融发展和农村经济发展水平差异较大。 山东省农村居民储蓄比率与农民收入的反向作用也证实了山东省农村资金外流现象的 存在，农村居民储蓄的增加并没有为农村经济提供相应的资金支持，反而阻碍了农民收入的 上涨，出现这一结果的原因是农村金融机构出于提高收益的考虑，往往将农村资金转移到城 镇地区，这就造成了农村储蓄越多，农村资金的流失也越多的问题。 考察投资水平变量和财政政策变量，我们发现：投资水平的系数在统计上是不显著的， 但是作为重要的控制变量不能从模型中将其剔除，否则根据多元回归的理论，我们得到的农 村居民储蓄比率和农村金融信贷比率的系数将是不准确的。根据方程（1）的结果，投资水 平每提高 1 个百分点，会促使农民收入提高 0.04 个百分点，投资水平与农民收入之间的正 向作用与金融发展理论的一般结论是相同的
同时，财政政策变量与农民收入之间成反向关系，即财政支出中的支农部分不仅未能 促进农民收入的增加，反而会对农民收入的增加起到阻碍作用，这一结果与我们的预期并不 符合，出现这一情况的原因是由于农民的财政负担过重。由于我国财政对农业支出的比重较 少，同时农民的税赋过重，这就导致了农民实际获得的财政性收入很少，农民收入也因为缺 少财政政策的支持而增加缓慢向。我们的实证结果证实了这一点。近几年，中央政府对于三 农问题日益重视，取消了农业税，增加了财政转移支付的力度，为农民收入的增加提供了强 有力的财政支持。 (三)格兰杰(Granger)因果性检验 协整检验的结果表明山东省农村金融发展水平与农民收入之间存在着长期的均衡关系。 但是变量之间相互促进的因果关系却并不明确，需要对其因果关系进行格兰杰(Granger) 检验。格兰杰因果关系检验实质上是检验一个变量的滞后变量是否可以引入到其他变量方程 中，从而使解释程度提高。如果一个变量受到其他变量的滞后影响，那么则称它们具有 Granger因果关系M。我们采用VAR模型下的格兰杰因果检验，结果如表5所示。 表5变量间格兰杰因果检验结果 变量 原假设 X统计量 P值 2.486783 0.2884 LNRI方程 FS不是LNRI的Granger原因 RF不是LNRI的Granger原因 5.395279 0.0674 LNRI不是RF的Granger原因 8.691439 0.0130 RF方程 FS不是RF的Granger原因 5.138671 0.0766 LNRI不是FS的Granger原因 1.171913 0.5566 FS方程 RF不是FS的Granger原因 2.089308 0.3518 由表5的结果可以看出，在10%的置信水平下，农村金融信贷比率是农民收入的格兰 杰原因，农民收入也是农村金融信贷比率的格兰杰原因，二者之间存在双向的因果关系：而 农村储蓄比率不是农民收入的格兰杰原因，农民收入也不是农村储蓄比率的格兰杰原因。 这一结果表明：山东省农民收入的增长直接推动了农村金融机构信贷规模的增加，而 信贷比率的提高也促进了农民收入的更快增长，农民收入与农村金融信贷之间的双向促进作 用为农民收入的增加提供了重要的途径，即鼓励金融机构向农村地区扩大信贷规模，增强对 农民的金融支持，通过这一方式，可以有效的增加农民的收入水平。 另一方面，山东省农民收入与农村储蓄比率之间不存在因果关系，说明了虽然二者在 样本区间之内存在着稳定的相关关系，但是这种关系并不是明显的因果关系，通过农村储蓄 比率的提高，并不能对农民收入产生直接的影响。 (四)脉冲响应函数(mpulse Response Function)分析 协整检验证明了变量之间存在着长期的均衡关系，为了进一步探讨变量间关系，本文 采用脉冲响应函数的方法进行动态分析。分别给山东省农村居民储蓄比率和农村金融信贷 比率一个正单位大小的冲击，我们可以得到山东省农民收入的脉冲响应函数图，结果如图3 和图4所示，其中图3显示的是农民收入对农村居民储蓄比率冲击的标准差的动态反应，图 4显示的是农民收入对农村金融信贷比率冲击的标准差的动态反应，图3和图4的虚线分别 代表正负一个标准差，实线代表了农民收入的脉冲响应曲线：
7 同时，财政政策变量与农民收入之间成反向关系，即财政支出中的支农部分不仅未能 促进农民收入的增加，反而会对农民收入的增加起到阻碍作用，这一结果与我们的预期并不 符合，出现这一情况的原因是由于农民的财政负担过重。由于我国财政对农业支出的比重较 少，同时农民的税赋过重，这就导致了农民实际获得的财政性收入很少，农民收入也因为缺 少财政政策的支持而增加缓慢[6]。我们的实证结果证实了这一点。近几年，中央政府对于三 农问题日益重视，取消了农业税，增加了财政转移支付的力度，为农民收入的增加提供了强 有力的财政支持。 （三）格兰杰（Granger）因果性检验 协整检验的结果表明山东省农村金融发展水平与农民收入之间存在着长期的均衡关系。 但是变量之间相互促进的因果关系却并不明确，需要对其因果关系进行格兰杰（Granger） 检验。格兰杰因果关系检验实质上是检验一个变量的滞后变量是否可以引入到其他变量方程 中，从而使解释程度提高。如果一个变量受到其他变量的滞后影响，那么则称它们具有 Granger 因果关系[7]。我们采用 VAR 模型下的格兰杰因果检验，结果如表 5 所示。 表 5 变量间格兰杰因果检验结果 变量 原假设 2 χ 统计量 P 值 FS 不是 LNRI 的 Granger 原因 2.486783 0.2884 LNRI 方程 RF 不是 LNRI 的 Granger 原因 5.395279 0.0674 LNRI 不是 RF 的 Granger 原因 8.691439 0.0130 RF 方程 FS 不是 RF 的 Granger 原因 5.138671 0.0766 LNRI 不是 FS 的 Granger 原因 1.171913 0.5566 FS 方程 RF 不是 FS 的 Granger 原因 2.089308 0.3518 由表 5 的结果可以看出，在 10%的置信水平下，农村金融信贷比率是农民收入的格兰 杰原因，农民收入也是农村金融信贷比率的格兰杰原因，二者之间存在双向的因果关系；而 农村储蓄比率不是农民收入的格兰杰原因，农民收入也不是农村储蓄比率的格兰杰原因。 这一结果表明：山东省农民收入的增长直接推动了农村金融机构信贷规模的增加，而 信贷比率的提高也促进了农民收入的更快增长，农民收入与农村金融信贷之间的双向促进作 用为农民收入的增加提供了重要的途径，即鼓励金融机构向农村地区扩大信贷规模，增强对 农民的金融支持，通过这一方式，可以有效的增加农民的收入水平。 另一方面，山东省农民收入与农村储蓄比率之间不存在因果关系，说明了虽然二者在 样本区间之内存在着稳定的相关关系，但是这种关系并不是明显的因果关系，通过农村储蓄 比率的提高，并不能对农民收入产生直接的影响。 （四）脉冲响应函数（Impulse Response Function）分析 协整检验证明了变量之间存在着长期的均衡关系，为了进一步探讨变量间关系，本文 采用脉冲响应函数的方法进行动态分析[7]。分别给山东省农村居民储蓄比率和农村金融信贷 比率一个正单位大小的冲击，我们可以得到山东省农民收入的脉冲响应函数图，结果如图 3 和图 4 所示，其中图 3 显示的是农民收入对农村居民储蓄比率冲击的标准差的动态反应，图 4 显示的是农民收入对农村金融信贷比率冲击的标准差的动态反应，图 3 和图 4 的虚线分别 代表正负一个标准差，实线代表了农民收入的脉冲响应曲线：
.16 12 08 04 .00 .1 04 45678 2 345678910 图3农村居民储蓄冲击引起的响应函数 图4农村金融信贷冲击引起的响应函数 由图3和图4可以看出，首先：当在本期对农村居民储蓄比率一个正冲击之后，会使 农民收入恶化，并在第3期达到极值，但是在第6期之后，这种负面效应会被抵消，农村居 民储蓄会产生对农民收入稳定的拉升作用。协整方程的结果表明了山东省农村资金外流现象 的存在，滞后5期之内负面效应的存在同样证实了此点。 其次：当在本期对农村金融信贷比率一个正冲击之后，对农民收入产生了比较稳定的 正面效应，并最终稳定在0.05左右。这揭示了山东省农村金融机构的农业贷款可以显著的 刺激农民收入的增长。这一结果更加肯定了农村金融信贷对于农民收入的显著正向作用，也 为山东省通过扩大农村金融信贷规模促进农民增收提供了坚实的理论依据。 四、结论与政策启示 实证结果表明：1978年一一2006年间山东省的农村金融发展与农民收入之间存在着显 著的相互作用关系，然而我们无法得出山东省农村金融的发展一定可以促进或一定会阻碍农 民收入增长的结论。农村金融从不同的方面对农民收入产生着影响，农业贷款的增加可以促 进农民收入的增长：农村居民储蓄的增加却在一个较长的时期内对农民收入的增长起到负面 效应：而财政支出的支农部分并没有起到促进农民收入增长的作用。 如何可以有效地促进农民收入较快的增长无疑是当前全面建设小康社会和构建社会主 义和谐社会的重要课题，山东省作为一个农业大省，农民增收更是重中之重。根据实证分析 结果，我们可以得到如下政策启示。 第一，增加农业贷款的支农力度。金融机构的农业信贷可以有效地促进农民收入的增 长，因此在对现有山东省农村金融机构，如农村信用合作社、邮政储蓄机构等改革的基础上， 增加面向农业、农村的贷款规模应是促进农民增收的可行措施。农业贷款等金融信贷的支持， 能够有效的满足农民发展现代农业、提高农业科技含量的需求，同时也为广大农村地区改善 农业生产和生活条件提供了必要的资金保障。农村金融机构应积极探索金融工具创新，根据 各地农村经济发展的不同特点，设计不同的农业贷款方式，在必要的风险控制前提下，从贷 款期限、贷款额度、贷款方向等角度满足农民的信贷需要，促进农村经济结构的调整和农民 收入水平的提高。 第二，避免农村资金的“倒流”。农村居民储蓄增长无法促进农民收入增加的重要原因 是农村资金被金融机构转移到城镇地区。这一结果使得农村居民储蓄在很长的时间内反而会 阻碍农民增加收入，成为山东省农村金融和农民增收无法协调发展的重要因素。农村资金的 不合理转移进一步加剧了农村金融供给的紧张，削弱了农村金融对“三农”的支持力度，不 利于城乡经济的统筹发展。金融监管部门应该制定相应政策，引导、鼓励、支持各农村金融
8 -.04 .00 .04 .08 .12 .16 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 图 3 农村居民储蓄冲击引起的响应函数 图 4 农村金融信贷冲击引起的响应函数 由图 3 和图 4 可以看出，首先：当在本期对农村居民储蓄比率一个正冲击之后，会使 农民收入恶化，并在第 3 期达到极值，但是在第 6 期之后，这种负面效应会被抵消，农村居 民储蓄会产生对农民收入稳定的拉升作用。协整方程的结果表明了山东省农村资金外流现象 的存在，滞后 5 期之内负面效应的存在同样证实了此点。 其次：当在本期对农村金融信贷比率一个正冲击之后，对农民收入产生了比较稳定的 正面效应，并最终稳定在 0.05 左右。这揭示了山东省农村金融机构的农业贷款可以显著的 刺激农民收入的增长。这一结果更加肯定了农村金融信贷对于农民收入的显著正向作用，也 为山东省通过扩大农村金融信贷规模促进农民增收提供了坚实的理论依据。 四、结论与政策启示 实证结果表明：1978 年——2006 年间山东省的农村金融发展与农民收入之间存在着显 著的相互作用关系，然而我们无法得出山东省农村金融的发展一定可以促进或一定会阻碍农 民收入增长的结论。农村金融从不同的方面对农民收入产生着影响，农业贷款的增加可以促 进农民收入的增长；农村居民储蓄的增加却在一个较长的时期内对农民收入的增长起到负面 效应；而财政支出的支农部分并没有起到促进农民收入增长的作用。 如何可以有效地促进农民收入较快的增长无疑是当前全面建设小康社会和构建社会主 义和谐社会的重要课题，山东省作为一个农业大省，农民增收更是重中之重。根据实证分析 结果，我们可以得到如下政策启示。 第一，增加农业贷款的支农力度。金融机构的农业信贷可以有效地促进农民收入的增 长，因此在对现有山东省农村金融机构，如农村信用合作社、邮政储蓄机构等改革的基础上， 增加面向农业、农村的贷款规模应是促进农民增收的可行措施。农业贷款等金融信贷的支持， 能够有效的满足农民发展现代农业、提高农业科技含量的需求，同时也为广大农村地区改善 农业生产和生活条件提供了必要的资金保障。农村金融机构应积极探索金融工具创新，根据 各地农村经济发展的不同特点，设计不同的农业贷款方式，在必要的风险控制前提下，从贷 款期限、贷款额度、贷款方向等角度满足农民的信贷需要，促进农村经济结构的调整和农民 收入水平的提高。 第二，避免农村资金的“倒流”。农村居民储蓄增长无法促进农民收入增加的重要原因 是农村资金被金融机构转移到城镇地区。这一结果使得农村居民储蓄在很长的时间内反而会 阻碍农民增加收入，成为山东省农村金融和农民增收无法协调发展的重要因素。农村资金的 不合理转移进一步加剧了农村金融供给的紧张，削弱了农村金融对“三农”的支持力度，不 利于城乡经济的统筹发展。金融监管部门应该制定相应政策，引导、鼓励、支持各农村金融 -.1 .0 .1 .2 .3 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
机构立足于广大农村地区，将农村居民储蓄用于支持农村经济发展和农民收入增加。 第三，强化财政支农的力度。农业作为弱势产业，需要政府财政的大力支持。财政收 入方面，农业税的取消结束了几千年来“皇粮国税”的历史，减轻了农民的负担，提高了农 业生产的积极性，具有重大的历史意义。在取消农业税的基础上，我们认为，地方政府应当 继续坚持“多予少取放活”的原则，切实维护农民利益。同时，政府应在财政支出方面进一 步加大转移支付力度。财政转移支付功能可以有效地促进农民收入的增加，带动农业产业结 构的升级调整，弥补农村资金的不足。在此过程中，应当加强财政支农资金在分配、管理和 使用方面的规范与监督，努力提高支农资金利用效率，使支农资金能够真正用于解决“三农” 问题。 参考文献 [1]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， 第30-41页 [2]King,R.G.and Levine,R.,1993,"Finance and Growth:Schumpeter Might Be Right"[J], Quarterly Journal of Economics,Vol.108,pp.717-738 [3]Ross Levine,1997,"Financial Development and Economic Growth:Views and Agenda."[J], Journal of Economic Literature,Vol.XXXV,pp.688-726 [4]冉光和：《中国货币供应问题研究》，东北财经大学出版社，1998年，第45-81页 [5]许崇正、高希武：“农村金融对增加农民收入支持状况的实证分析”，《金融研究》2005 年第9期，第173-184页 [6]胡文国、吴栋、吴晓明：“我国农民收入增长影响因素的实证分析”，《经济科学》2004 年第6期，第6-15页 [7]高铁梅：《计量经济分析方法与建模》，清华大学出版社，2006年，第112-231页
9 机构立足于广大农村地区，将农村居民储蓄用于支持农村经济发展和农民收入增加。 第三，强化财政支农的力度。农业作为弱势产业，需要政府财政的大力支持。财政收 入方面，农业税的取消结束了几千年来“皇粮国税”的历史，减轻了农民的负担，提高了农 业生产的积极性，具有重大的历史意义。在取消农业税的基础上，我们认为，地方政府应当 继续坚持“多予少取放活”的原则，切实维护农民利益。同时，政府应在财政支出方面进一 步加大转移支付力度。财政转移支付功能可以有效地促进农民收入的增加，带动农业产业结 构的升级调整，弥补农村资金的不足。在此过程中，应当加强财政支农资金在分配、管理和 使用方面的规范与监督，努力提高支农资金利用效率，使支农资金能够真正用于解决“三农” 问题。 参考文献 [1]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， 第 30-41 页 [2]King,R.G. and Levine,R., 1993, “Finance and Growth: Schumpeter Might Be Right”[J], Quarterly Journal of Economics, Vol.108, pp.717-738 [3]Ross Levine, 1997, “Financial Development and Economic Growth: Views and Agenda.”[J], Journal of Economic Literature, Vol.XXXV, pp.688-726 [4]冉光和：《中国货币供应问题研究》，东北财经大学出版社，1998 年，第 45-81 页 [5]许崇正、高希武：“农村金融对增加农民收入支持状况的实证分析”，《金融研究》2005 年第 9 期，第 173-184 页 [6]胡文国、吴栋、吴晓明：“我国农民收入增长影响因素的实证分析”，《经济科学》2004 年第 6 期，第 6-15 页 [7]高铁梅：《计量经济分析方法与建模》，清华大学出版社，2006 年，第 112-231 页
