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摘要：本文基于辽宁、吉林、黑龙江三省1986～2013年的数据，对东北地区农村金融发展、农业产值与农村居民收入的关系进行了实证分析。分析结果表明，长期看来，农业产值对农村居民收入增长具有显著的正效应，而农村金融发展规模与效率对农村居民收入增长具有显著的负效应，农村金融发展与农村居民收入增长相比存在滞后性。脉冲响应和方差分解表明，短期内农村金融发展对农村居民收入增长作用效果不明显。农业产值仍是促进东北地区农村居民增收的重要因素。
关键词：农村金融规模 农村金融效率 农业产值 农村居民收入
一、引言及文献综述
“三农”问题的解决是构建我国和谐社会的重要内容。“三农”问题的核心是农民问题，而农民问题的核心则是收入问题。农村经济的发展需要金融支持是农村政策研究者的共识，也为国内外许多经验所证实。十七届三中全会明确提出，“农村金融是现代农村经济的核心”。这表明，国家对农村金融的发展给予了高度重视。那农村金融是否真正能够促进农村发展和农民增收呢？
由于发达国家不存在像我国这样特殊的城乡二元经济结构以及一些政策调控，国外学者对农村金融和农村经济关系的研究甚少。国内研究方面，姚耀军（2004）通过对我国农村1978～2002年的数据进行分析研究，结果表明中国农村金融发展与农村经济增长存在长期均衡关系，农村金融发展影响农村经济增长。安翔（2005）对我国的农村金融发展研究表明金融业的发展对农村经济增长具有显著促进作用，但由于其做回归分析前未对原始数据进行平稳性检验，因此结论的可靠性值得再推敲。马孝先（2013）通过对我国东部、中部、西部三地农村经济发展与金融规模进行研究，结果表明农村金融规模的扩大对农村经济发展有促进作用。然而，温涛（2005）、贾立（2010）等利用实际数据通过不同的维度和方法进行研究，表明我国农村金融发展水平并未促进农村经济增长和农民增收，反而具有一定的负效应。
从以上述文献可看出，在研究农村金融发展与农村经济增长的关系上，国内学者仍存在异议。已有文献对东北地区农村金融发展与农村经济增长、农民收入关系的研究及其匮乏，加之2014年以来东北地区经济持续告急。因此，厘清东北地区农村经济与农村金融发展的关系，对东北地区经济发展以及全国其他与之发展水平相近地区的农村经济的发展具有重要意义。由此，笔者将利用1986～2013年东北三省的数据，实证分析东北地区农村金融发展、农业产值和农民收入的关系。
二、模型设计、指标选取和数据来源
（一）模型设计和指标选取
农村金融发展和农村经济的交互影响，主要是通过金融规模和金融效率实现的（Khan，2000）。本文借鉴国内学者温涛（2005）、贾立（2010）等人的研究方法，将农村金融发展水平作为一项要素加入到传统的总生产函数中。本文用农村居民总收入代替农村经济产出，形成农村居民收入函数。此外，本文再将农业产值作为一项要素加到农村居民收入函数中，进而探究东北地区农业产值与农村居民收入的关系，居民收入函数可表示如下： Y=mf（F，AGP，K） （1）
其中，Y为农村居民总收入，F为农村金融发展水平，AGP为农业产值，K为资本投入，L为劳动力投入。本文对AGP变量用东北三省的农、林、牧、渔业总产值数据进行分析；用m表示最大生产能力时的最大劳动力投入。对（1）式进行全微分处理，得到： （2）
金融发展和资本投入函数可分别表示为：F=g（GM，XL），K=q（GT，JX） （3）
综合相关文献研究，本文用农村金融规模和金融效率来表示农村金融发展水平指标。本文将农村金融发展规模定义为：GM=农村存、贷款和/农村GDP；农村金融效率为：XL=农村贷款/农村存款。本研究中，农村存、贷款以及农村GDP数据为辽宁、吉林、黑龙江三省的各年数据之和。农村资本投入指标定义为由农村固定资产投资和农村机械投资变量共同构成，分别用GT和JX表示，用东北地区对应变量数据与农村GDP之比来进行数据分析。将（3）中两方程分别进行全微分处理后带入到（2）式并化简，得：
（4）
将（4）式中GM、XL、AGP、GT、JX的边际产出分别用β1，β2，β3，β4，β5表示。将上述代入（4）式整理可得本研究的基本计量模型为：
dFR=β0 β1dGM β2dX β3dAGP β4dGT β5dJX u （5）
（5）式中，β0表示常数项，u表示随机误差项。FR为人均纯收入，用东北地区农村居民人均纯收入数据进行分析。由（5）式可得，Y与GM、XL、AGP、GT和JX的同期值以及滞后变量之间存在稳定的关系。因此，出于变量滞后性的考虑，本文使用向量自回归模型（VAR）分析东北地区农村居民收入与农村金融发展及农业产值的关系，模型表示如下：
（6）
（二）数据来源
本文的实证分析区间为1986～2013年，数据来源于《中国金融年鉴》（1986～2014）、《辽宁省统计年鉴》（1986～2014）、《吉林省统计年鉴》（1986～2014）、《黑龙江省统计年鉴》（1986～2014）、《中国乡镇企业及农产品加工年鉴》（1986～2012）以及《中经网统计数据库》等。
三、实证分析
（一）平稳性检验与协整检验
本文先对时间序列用ADF单位根检验法进行平稳性检验，以验证序列的平稳性。结果显示检验统计量的p值均大于0.05的显著性水平，不能拒绝原假设，说明变量存在单位根，是非平稳的。继续对变量进行一阶差分来检验平稳性，一阶差分后的变量ADF检验统计量的p值均小于0.05的顯著性水平，由此拒绝原假设，认为一阶差分的时间序列是平稳的，即FR、AGP、GM、XL、CT、JX均是I（1）过程，变量之间满足协整检验的条件。 本文采用Johansen协整检验来判断FR与解释变量AGP、GM、XL、GT、JX之间是否存在协整关系。Johansen协整检验需要先确定检验模型的滞后阶数，一般采用VAR模型确定的最优滞后阶数作为协整检验的滞后阶数。本文依据SC、AIC等原则，最终确定的滞后阶数为1阶。表1为在滞后一阶时的Johansen协整检验的迹检验结果。
Johansen协整检验表明在5%的显著性水平下，FR、AGM、GM、XL、GT及JX之间存在多个协整关系，其中包括全部解释变量的协整方程为：
FR=0.721AGP-0.440GM-0.249XL-2.247GT 50.879JX 3.304 ε
（0.027） （0.204） （0.042） （1.288） （94.56） （0.222）
上式表明了FR与AGP、GM、XL、GT、JX之间存在长期稳定的均衡关系（式第二行为标准差）。其中，AGP、JX对FR具有正向效应，而GM、XL、GT则对FR具有反向效应。这表明，农业产值与居民收入存在正相关关系。然而，金融规模的扩张不利于居民收入的增长。笔者认为原因可能是农村金融规模的扩张使得更多农村资金外流。数据表明，1997年之后东北地区农村存款一直高于农村贷款，且差额不断增加，到2013年末东北地区农村存款和农村贷款分别为4771.27亿元和2814.35亿元，差额达到1956.92亿元。这说明农村资金一直大量外流，且呈不断增加之势，造成农村金融资源不足。协整分析还表明，XL与FR也呈负相关关系，说明农村金融效率对居民收入增长具有抑制性。GT对FR具有负效应，而JX对FR具有正效应。这说明机械动力更多地运用到了促进农民增收的农村产业中。
（三）误差修正模型
协整检验证明了变量之间存在长期的均衡关系，而误差修正模型则是对短期变量之间关系的检验。通过协整方程可以得到误差项ECM，表达式为：
ECM=FR-0.721AGP 0.440GM 0.249XL 2.247GT-50.879JX-3.034
将误差项引入回归方程，同时对所有变量取一阶导数，用来反映变量之间的短期波动情况。利用最小二乘法估计误差修正模型回归系数，得到的回归方程为：
误差修正模型反应的是变量之间协整关系的短期波动情况，从上式可以看出，FR在短期内不仅受到解释变量的短期调整作用影响，同时还受到来自自身滞后期作用的冲击影响，系数为-0.114，表明自身滞后期对人均收入产生负向的影响。此外方程中的误差修正项系数为-0.610，T检验统计量的p值为0.001，小于5%的显著性水平，表明误差修正项系数是显著的，并且系数为负体现了在短期内误差项的反向修正机制，在短期内通过误差项的反向调节使变量能在长期内达到均衡的关系。
（四）脉冲响应和方差分解
VAR模型可用来分析当一个误差项发生变化时，对整体系统的冲击影响，这种分析思想叫做脉冲响应函数。对于VAR（P）模型得到的参数估计，进行向前一期的预测，递推进行向前n期的预测，并分别得到向前n期的误差，通过方差来度量各方程的擾动项对预测误差的单独贡献，就引入了方差分解模型。本文通过建立的VAR模型，引入脉冲响应和方差分解来分析解释变量对因变量的动态影响。
脉冲响应结果表明当FR受到自身冲击时，响应是正向的，且从长期来看是均衡稳定的，农村居民收入自身存在自我强化机制。同时方差分解表明，居民收入对自身的方差贡献较大，第一期解释度高达100%，第二期为60%，此后逐渐平稳下降。当FR受到AGP的冲击后，反应为迅速增大，在第3期开始平稳，但响应一直是正向的。方差分解显示，农业产值对居民收入的方差解释度是所有变量中最大的，最大解释度高达44%，这表明农业产值是影响居民收入的主要因素。FR受到GM冲击时，反应较小，但仍为正向响应；FR受到XL冲击时，响应为负。方差分解显示，GM和XL对FR的影响效应都不大。这说明，农村金融发展并未对农村居民收入的提高起到有效作用。
四、结论及政策建议
实证结果显示，长期看来，东北地区农村金融规模、金融效率、农业产值与农村居民收入之间存在均衡关系。其中，农村金融规模和效率都对农村居民收入具有显著负效应。农业产值对农村居民收入具有显著正效应。脉冲响应和方差分解表明农村金融发展对农村居民收入的提高并未起到有效作用。总体来看，农业产值仍是促进东北地区农村居民收入增长的重要力量，而东北地区农村金融未能有效发挥其促进经济发展的作用。东北地区农村金融发展存在滞后性，金融资源配置不合理，金融市场不完善等使得农村金融发展和经济发展未能形成理论上的协调关系。
为此，对于东北地区及其他与之发展水平相近的地区，政府应加大农村金融制度创新和政策调控，避免农村资金大量外流。此外，政府应完善农村金融体系，提高金融发展效率，将金融资源更多地引向农业等相关产业。
参考文献
[1]Khan A.（2000）， “The finance and growth nexus”， Federal Reserve Bank of Philadelphia Business Review，（Jan/Feb）：3-14.
[2]姚耀军. 中国农村金融发展与经济增长关系的实证分析[J]. 经济科学，2004，05：24-31
[3]温涛，冉光和，熊德平. 中国金融发展与农民收入增长[J]. 经济研究，2005，09：30-43.
[4]贾立，王红明. 西部地区农村金融发展与农民收入增长关系的实证分析[J]. 农业技术经济，2010，10：40-49.
[5]赵洪丹，朱显平. 农村金融规模、农村金融效率与农村经济增长——来自吉林省的证据[J]. 经济经纬，2015，03：28-34.
关键词：农村金融规模 农村金融效率 农业产值 农村居民收入
一、引言及文献综述
“三农”问题的解决是构建我国和谐社会的重要内容。“三农”问题的核心是农民问题，而农民问题的核心则是收入问题。农村经济的发展需要金融支持是农村政策研究者的共识，也为国内外许多经验所证实。十七届三中全会明确提出，“农村金融是现代农村经济的核心”。这表明，国家对农村金融的发展给予了高度重视。那农村金融是否真正能够促进农村发展和农民增收呢？
由于发达国家不存在像我国这样特殊的城乡二元经济结构以及一些政策调控，国外学者对农村金融和农村经济关系的研究甚少。国内研究方面，姚耀军（2004）通过对我国农村1978～2002年的数据进行分析研究，结果表明中国农村金融发展与农村经济增长存在长期均衡关系，农村金融发展影响农村经济增长。安翔（2005）对我国的农村金融发展研究表明金融业的发展对农村经济增长具有显著促进作用，但由于其做回归分析前未对原始数据进行平稳性检验，因此结论的可靠性值得再推敲。马孝先（2013）通过对我国东部、中部、西部三地农村经济发展与金融规模进行研究，结果表明农村金融规模的扩大对农村经济发展有促进作用。然而，温涛（2005）、贾立（2010）等利用实际数据通过不同的维度和方法进行研究，表明我国农村金融发展水平并未促进农村经济增长和农民增收，反而具有一定的负效应。
从以上述文献可看出，在研究农村金融发展与农村经济增长的关系上，国内学者仍存在异议。已有文献对东北地区农村金融发展与农村经济增长、农民收入关系的研究及其匮乏，加之2014年以来东北地区经济持续告急。因此，厘清东北地区农村经济与农村金融发展的关系，对东北地区经济发展以及全国其他与之发展水平相近地区的农村经济的发展具有重要意义。由此，笔者将利用1986～2013年东北三省的数据，实证分析东北地区农村金融发展、农业产值和农民收入的关系。
二、模型设计、指标选取和数据来源
（一）模型设计和指标选取
农村金融发展和农村经济的交互影响，主要是通过金融规模和金融效率实现的（Khan，2000）。本文借鉴国内学者温涛（2005）、贾立（2010）等人的研究方法，将农村金融发展水平作为一项要素加入到传统的总生产函数中。本文用农村居民总收入代替农村经济产出，形成农村居民收入函数。此外，本文再将农业产值作为一项要素加到农村居民收入函数中，进而探究东北地区农业产值与农村居民收入的关系，居民收入函数可表示如下： Y=mf（F，AGP，K） （1）
其中，Y为农村居民总收入，F为农村金融发展水平，AGP为农业产值，K为资本投入，L为劳动力投入。本文对AGP变量用东北三省的农、林、牧、渔业总产值数据进行分析；用m表示最大生产能力时的最大劳动力投入。对（1）式进行全微分处理，得到： （2）
金融发展和资本投入函数可分别表示为：F=g（GM，XL），K=q（GT，JX） （3）
综合相关文献研究，本文用农村金融规模和金融效率来表示农村金融发展水平指标。本文将农村金融发展规模定义为：GM=农村存、贷款和/农村GDP；农村金融效率为：XL=农村贷款/农村存款。本研究中，农村存、贷款以及农村GDP数据为辽宁、吉林、黑龙江三省的各年数据之和。农村资本投入指标定义为由农村固定资产投资和农村机械投资变量共同构成，分别用GT和JX表示，用东北地区对应变量数据与农村GDP之比来进行数据分析。将（3）中两方程分别进行全微分处理后带入到（2）式并化简，得：
（4）
将（4）式中GM、XL、AGP、GT、JX的边际产出分别用β1，β2，β3，β4，β5表示。将上述代入（4）式整理可得本研究的基本计量模型为：
dFR=β0 β1dGM β2dX β3dAGP β4dGT β5dJX u （5）
（5）式中，β0表示常数项，u表示随机误差项。FR为人均纯收入，用东北地区农村居民人均纯收入数据进行分析。由（5）式可得，Y与GM、XL、AGP、GT和JX的同期值以及滞后变量之间存在稳定的关系。因此，出于变量滞后性的考虑，本文使用向量自回归模型（VAR）分析东北地区农村居民收入与农村金融发展及农业产值的关系，模型表示如下：
（6）
（二）数据来源
本文的实证分析区间为1986～2013年，数据来源于《中国金融年鉴》（1986～2014）、《辽宁省统计年鉴》（1986～2014）、《吉林省统计年鉴》（1986～2014）、《黑龙江省统计年鉴》（1986～2014）、《中国乡镇企业及农产品加工年鉴》（1986～2012）以及《中经网统计数据库》等。
三、实证分析
（一）平稳性检验与协整检验
本文先对时间序列用ADF单位根检验法进行平稳性检验，以验证序列的平稳性。结果显示检验统计量的p值均大于0.05的显著性水平，不能拒绝原假设，说明变量存在单位根，是非平稳的。继续对变量进行一阶差分来检验平稳性，一阶差分后的变量ADF检验统计量的p值均小于0.05的顯著性水平，由此拒绝原假设，认为一阶差分的时间序列是平稳的，即FR、AGP、GM、XL、CT、JX均是I（1）过程，变量之间满足协整检验的条件。 本文采用Johansen协整检验来判断FR与解释变量AGP、GM、XL、GT、JX之间是否存在协整关系。Johansen协整检验需要先确定检验模型的滞后阶数，一般采用VAR模型确定的最优滞后阶数作为协整检验的滞后阶数。本文依据SC、AIC等原则，最终确定的滞后阶数为1阶。表1为在滞后一阶时的Johansen协整检验的迹检验结果。
Johansen协整检验表明在5%的显著性水平下，FR、AGM、GM、XL、GT及JX之间存在多个协整关系，其中包括全部解释变量的协整方程为：
FR=0.721AGP-0.440GM-0.249XL-2.247GT 50.879JX 3.304 ε
（0.027） （0.204） （0.042） （1.288） （94.56） （0.222）
上式表明了FR与AGP、GM、XL、GT、JX之间存在长期稳定的均衡关系（式第二行为标准差）。其中，AGP、JX对FR具有正向效应，而GM、XL、GT则对FR具有反向效应。这表明，农业产值与居民收入存在正相关关系。然而，金融规模的扩张不利于居民收入的增长。笔者认为原因可能是农村金融规模的扩张使得更多农村资金外流。数据表明，1997年之后东北地区农村存款一直高于农村贷款，且差额不断增加，到2013年末东北地区农村存款和农村贷款分别为4771.27亿元和2814.35亿元，差额达到1956.92亿元。这说明农村资金一直大量外流，且呈不断增加之势，造成农村金融资源不足。协整分析还表明，XL与FR也呈负相关关系，说明农村金融效率对居民收入增长具有抑制性。GT对FR具有负效应，而JX对FR具有正效应。这说明机械动力更多地运用到了促进农民增收的农村产业中。
（三）误差修正模型
协整检验证明了变量之间存在长期的均衡关系，而误差修正模型则是对短期变量之间关系的检验。通过协整方程可以得到误差项ECM，表达式为：
ECM=FR-0.721AGP 0.440GM 0.249XL 2.247GT-50.879JX-3.034
将误差项引入回归方程，同时对所有变量取一阶导数，用来反映变量之间的短期波动情况。利用最小二乘法估计误差修正模型回归系数，得到的回归方程为：
误差修正模型反应的是变量之间协整关系的短期波动情况，从上式可以看出，FR在短期内不仅受到解释变量的短期调整作用影响，同时还受到来自自身滞后期作用的冲击影响，系数为-0.114，表明自身滞后期对人均收入产生负向的影响。此外方程中的误差修正项系数为-0.610，T检验统计量的p值为0.001，小于5%的显著性水平，表明误差修正项系数是显著的，并且系数为负体现了在短期内误差项的反向修正机制，在短期内通过误差项的反向调节使变量能在长期内达到均衡的关系。
（四）脉冲响应和方差分解
VAR模型可用来分析当一个误差项发生变化时，对整体系统的冲击影响，这种分析思想叫做脉冲响应函数。对于VAR（P）模型得到的参数估计，进行向前一期的预测，递推进行向前n期的预测，并分别得到向前n期的误差，通过方差来度量各方程的擾动项对预测误差的单独贡献，就引入了方差分解模型。本文通过建立的VAR模型，引入脉冲响应和方差分解来分析解释变量对因变量的动态影响。
脉冲响应结果表明当FR受到自身冲击时，响应是正向的，且从长期来看是均衡稳定的，农村居民收入自身存在自我强化机制。同时方差分解表明，居民收入对自身的方差贡献较大，第一期解释度高达100%，第二期为60%，此后逐渐平稳下降。当FR受到AGP的冲击后，反应为迅速增大，在第3期开始平稳，但响应一直是正向的。方差分解显示，农业产值对居民收入的方差解释度是所有变量中最大的，最大解释度高达44%，这表明农业产值是影响居民收入的主要因素。FR受到GM冲击时，反应较小，但仍为正向响应；FR受到XL冲击时，响应为负。方差分解显示，GM和XL对FR的影响效应都不大。这说明，农村金融发展并未对农村居民收入的提高起到有效作用。
四、结论及政策建议
实证结果显示，长期看来，东北地区农村金融规模、金融效率、农业产值与农村居民收入之间存在均衡关系。其中，农村金融规模和效率都对农村居民收入具有显著负效应。农业产值对农村居民收入具有显著正效应。脉冲响应和方差分解表明农村金融发展对农村居民收入的提高并未起到有效作用。总体来看，农业产值仍是促进东北地区农村居民收入增长的重要力量，而东北地区农村金融未能有效发挥其促进经济发展的作用。东北地区农村金融发展存在滞后性，金融资源配置不合理，金融市场不完善等使得农村金融发展和经济发展未能形成理论上的协调关系。
为此，对于东北地区及其他与之发展水平相近的地区，政府应加大农村金融制度创新和政策调控，避免农村资金大量外流。此外，政府应完善农村金融体系，提高金融发展效率，将金融资源更多地引向农业等相关产业。
参考文献
[1]Khan A.（2000）， “The finance and growth nexus”， Federal Reserve Bank of Philadelphia Business Review，（Jan/Feb）：3-14.
[2]姚耀军. 中国农村金融发展与经济增长关系的实证分析[J]. 经济科学，2004，05：24-31
[3]温涛，冉光和，熊德平. 中国金融发展与农民收入增长[J]. 经济研究，2005，09：30-43.
[4]贾立，王红明. 西部地区农村金融发展与农民收入增长关系的实证分析[J]. 农业技术经济，2010，10：40-49.
[5]赵洪丹，朱显平. 农村金融规模、农村金融效率与农村经济增长——来自吉林省的证据[J]. 经济经纬，2015，03：28-34.