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摘要：本文利用湖北省的非正规金融发展水平、政府经济行为、投资水平作为控制变量，运用了协整分析及格兰杰因果检验对湖北省非正规金融发展对农民收入增长进行了计量分析。从而得出非正规金融水平与农民收入之间存在长期稳定的正向关系。非正规金融的发展对于促进农村经济的发展起着不可忽视的作用。在此基础上，本文提出了规范农村非正规金融发展的政策与建议。
关键词：非正规金融；农民纯收入；规范发展
一、引言
近年来，随着湖北省国民生产总值的高速增长，农户的纯收入也在逐步提高，但农村信用社各项存贷款的差额也随之不断扩大，这就充分说明了农村金融的缓慢发展制约了农户纯收入的增长。由于正规金融在农村金融服务中长期处于政策性垄断地位，并奉行战略收缩和金融抑制，使得广大农村地区面临着金融服务缺失、资金供给不足的困境。在这种经济背景下，充分发挥非正规金融的作用，以促进农户收入的增长，进而推动湖北省整个农村经济的高速增长就显得尤为重要。
由于我们可以看到大部分学者在研究金融发展时，更多的把研究重心放在正规金融之上，而很少有人研究非正规金融对收入的影响，并且非正规金融主要存在于边远地区，对农村借贷发挥着巨大的作用。因此，更多的探讨非正规金融与农户收入关系显得十分必要，鉴于此，本文将一湖北省为例，采用协整分析、Granger因果检验等方法，对农村经济的非正规金融对农民收入增长进行了实证研究。
二、非正规金融的发展对农村收入影响的实证研究
1.指标的选定和数据的来源
本文研究涉及到的变量有非正规金融的发展水平（INF）、政府的经济行为（GOV）、农民的收入（Z）和省投资水平（INV）。这里我们预测非正规金融对农村收入起促进作用。政府的支出和投资水平，都可以带动农村的发展，预测与农民收入正相关。由于在统计年鉴中并没有公开的登记非正规金融的统计，因此我们参考了冉光和我国非正规金融发展与城乡居民收入差距中对非正规金融数据处理的办法。将非正规金融的发展用各省全社会固定资产投资按资金来源划分中的自筹资金和其他资金占全社会固定资产投资的比例表示。对于政府的经济行为，本文采取的是湖北省地方支出占GDP的比重来替代。对于省投资水平，则用的是全省固定资产投资总额占当年GDP的比重来表示。农民收入用的是农村居民家庭人均每年纯收入。
本文涉及的数据来源于《湖北省统计年鉴（1990-2012）》《中国统计年鉴（1990-2012）》和中统计局网。
2.模型的设定
考察变量间关系的一个常用计量方法是OLS法，就本文而言，考虑到时间的波动性，建立如下模型：
DSZt=C+αlnINFt+βlnINVt+γlnGOVt+μt
其中DSZ表示的是农民的收入Z的自然对数值。t=1，2……17，代表各考察的年度。μt表示随机干扰项。
（1）单位根检验
由于我们研究中涉及的是时间序列变量，如果数据是非平稳的，那么O L S回归就是伪回归，所以首先需要对各变量进行单位根（ADF） 检验， 以确定变量的平稳性。通过检验发现（ 见表1） ， 所有变量的原始数据都是非平稳的， 而它们的一阶差分均在5% 显著水平上都是平稳的， 这说明DSZ lnINF lnINV lnGOV都是一阶单整时间序列。
表1 对数值的单位根检验
（2）协整检验
对非平稳的时间序列数据直接进行回归分析有可能产生伪回归，但是当两个或多个非平稳变量之间存在协整关系时，即这些非平稳变量的特定线性组合是稳定时，伪回归问题不再存在。本文采用Johansen协整检验法对它们之间的协整关系进行检验，根据AIC准则，选择最大滞后期取到1到1阶。
表2 协整检验结果
结果表明，在5%的置信水平下，各变量之间至少存在一个协整关系，具有长期稳定的均衡关系。进一步得到协整方程为：
DSZ=10.981+0.589lnGOV+5.922lnINF-0.267lnINV
t （3.02） （9.09） （-0.888）
协整关系表明，政府经济行为和非正规金融发展水平对农民的收入都有正向促进作用，而政府投资行为在这里并不显著。从长期来看，在其他条件不变的情况下，农民的收入对非正规金融水平的弹性为5.922，即非正规金融水平提高1%，农民人均纯收入增加5.922%，对政府的经济行为弹性为0.598。在这里可以看出，在促进农民增收上，非正规金融发展水平起着不可忽视的作用。而省投资水平成负相关，但是并不显著。可这可能是由于房地产市场的过热化以及投资商的逐利性使得投资资金大量流向房地产、金融中心建设等，而流向农村基本设施建设等相对较少。
（3）Granger因果检验
协整结果表明，变量之间存在长期的均衡关系，但是是否就存在因果关系，需要进行因果检验。这种因果关系可以通过Granger因果检验方法来检验，结果见表3，在5%的置信水平下，政府的经济行为和省投资水平与农民收入之间并不存在因果关系。也许是因为湖北省政府支出上偏向于城市，将大部分资金都投入到工业和国企了，对于农业的扶持很少。对于农民收入的提高是间接的。而非正规金融发展水平提高是农民收入增长的Granger原因。金融发展与经济增长呈现“门坎效应”（Greenwood & Jov anov ic，1990； Levine， 1992；Greenwood& Smith ，1997），只有在经济规模达到一定水平之后，金融发展才会体现出对经济增长的促进作用。而低水平的经济发展导致金融发展受限，阻碍了金融资源的优化配置，从而限制了经济增长。这里可以得出，湖北省的经济水平较高，金融对其经济的正向作用已经显现。
表3 格兰杰因果检验结果
三、结论与建议
从上述实证结果来看，在1995-2011年之间，非正规金融水平和政府经济行为对于农民收入有正向的影响。而投资水平对农民收入的提高的影响程度并不高。从促进农民收入增高的效率来看，非正规金融水平较高。由此表明加快农村金融体制改革，提高农村金融发展水平是促进农村经济发展和农民增收的长期发展战略。在规范的基础上大力发展非正规金融，补充农村金融资源的同时，改善农村金融市场，平衡资源分布，使得农民收入增长。本文提出以下几点建议：
1.承认非正规金融的合法地位。首先政府出台相关的法规，给予非正规金融生存的空间。其次限制或者取缔不合法的非正规金融的发展，引入市场竞争制度，健全市场机制。
2.加快农村正规金融的建设，扩大农村金融服务范围。一方面要加强农村信用文化体系的建设，为农村金融交易提供一个良好的环境。充分尊重非正规金融的发展的自身优势，逐渐促使利率自由化，使得农村正规金融的逐利性导向也指向农村金融市场，即农村正规金融自身愿意将资金投入农村建立条件，使得农村正规金融与非正规金融之间的优势互补。另一方面，加大金融创新，为农村提供相应的金融产品，扩大农村金融的服务范围。
参考文献：
[1] Greenwood，J.，Jovanovic，B. Financial Development，Growth and the Distribution of Income[J]. Journal of Political Economy， 1990，98（ 5） ： 1067 - 1107.
[2]张敬石 郭 沛：中国农村金融发展对农村内部收入差距的影响———基于VAR模型的分析[J].农业技术经济，2011，（1）.
[3]高 燕：农村非正规金融对农民收入增长支持的实证分析[J].南京财经大学学报，2008，（2）.
[4]冉光和 汤芳桦：我国非正规金融发展与城乡居民收入差距———基于省级动态面板数据的实证研究[J].经济问题探索，2012，（1）.
关键词：非正规金融；农民纯收入；规范发展
一、引言
近年来，随着湖北省国民生产总值的高速增长，农户的纯收入也在逐步提高，但农村信用社各项存贷款的差额也随之不断扩大，这就充分说明了农村金融的缓慢发展制约了农户纯收入的增长。由于正规金融在农村金融服务中长期处于政策性垄断地位，并奉行战略收缩和金融抑制，使得广大农村地区面临着金融服务缺失、资金供给不足的困境。在这种经济背景下，充分发挥非正规金融的作用，以促进农户收入的增长，进而推动湖北省整个农村经济的高速增长就显得尤为重要。
由于我们可以看到大部分学者在研究金融发展时，更多的把研究重心放在正规金融之上，而很少有人研究非正规金融对收入的影响，并且非正规金融主要存在于边远地区，对农村借贷发挥着巨大的作用。因此，更多的探讨非正规金融与农户收入关系显得十分必要，鉴于此，本文将一湖北省为例，采用协整分析、Granger因果检验等方法，对农村经济的非正规金融对农民收入增长进行了实证研究。
二、非正规金融的发展对农村收入影响的实证研究
1.指标的选定和数据的来源
本文研究涉及到的变量有非正规金融的发展水平（INF）、政府的经济行为（GOV）、农民的收入（Z）和省投资水平（INV）。这里我们预测非正规金融对农村收入起促进作用。政府的支出和投资水平，都可以带动农村的发展，预测与农民收入正相关。由于在统计年鉴中并没有公开的登记非正规金融的统计，因此我们参考了冉光和我国非正规金融发展与城乡居民收入差距中对非正规金融数据处理的办法。将非正规金融的发展用各省全社会固定资产投资按资金来源划分中的自筹资金和其他资金占全社会固定资产投资的比例表示。对于政府的经济行为，本文采取的是湖北省地方支出占GDP的比重来替代。对于省投资水平，则用的是全省固定资产投资总额占当年GDP的比重来表示。农民收入用的是农村居民家庭人均每年纯收入。
本文涉及的数据来源于《湖北省统计年鉴（1990-2012）》《中国统计年鉴（1990-2012）》和中统计局网。
2.模型的设定
考察变量间关系的一个常用计量方法是OLS法，就本文而言，考虑到时间的波动性，建立如下模型：
DSZt=C+αlnINFt+βlnINVt+γlnGOVt+μt
其中DSZ表示的是农民的收入Z的自然对数值。t=1，2……17，代表各考察的年度。μt表示随机干扰项。
（1）单位根检验
由于我们研究中涉及的是时间序列变量，如果数据是非平稳的，那么O L S回归就是伪回归，所以首先需要对各变量进行单位根（ADF） 检验， 以确定变量的平稳性。通过检验发现（ 见表1） ， 所有变量的原始数据都是非平稳的， 而它们的一阶差分均在5% 显著水平上都是平稳的， 这说明DSZ lnINF lnINV lnGOV都是一阶单整时间序列。
表1 对数值的单位根检验
（2）协整检验
对非平稳的时间序列数据直接进行回归分析有可能产生伪回归，但是当两个或多个非平稳变量之间存在协整关系时，即这些非平稳变量的特定线性组合是稳定时，伪回归问题不再存在。本文采用Johansen协整检验法对它们之间的协整关系进行检验，根据AIC准则，选择最大滞后期取到1到1阶。
表2 协整检验结果
结果表明，在5%的置信水平下，各变量之间至少存在一个协整关系，具有长期稳定的均衡关系。进一步得到协整方程为：
DSZ=10.981+0.589lnGOV+5.922lnINF-0.267lnINV
t （3.02） （9.09） （-0.888）
协整关系表明，政府经济行为和非正规金融发展水平对农民的收入都有正向促进作用，而政府投资行为在这里并不显著。从长期来看，在其他条件不变的情况下，农民的收入对非正规金融水平的弹性为5.922，即非正规金融水平提高1%，农民人均纯收入增加5.922%，对政府的经济行为弹性为0.598。在这里可以看出，在促进农民增收上，非正规金融发展水平起着不可忽视的作用。而省投资水平成负相关，但是并不显著。可这可能是由于房地产市场的过热化以及投资商的逐利性使得投资资金大量流向房地产、金融中心建设等，而流向农村基本设施建设等相对较少。
（3）Granger因果检验
协整结果表明，变量之间存在长期的均衡关系，但是是否就存在因果关系，需要进行因果检验。这种因果关系可以通过Granger因果检验方法来检验，结果见表3，在5%的置信水平下，政府的经济行为和省投资水平与农民收入之间并不存在因果关系。也许是因为湖北省政府支出上偏向于城市，将大部分资金都投入到工业和国企了，对于农业的扶持很少。对于农民收入的提高是间接的。而非正规金融发展水平提高是农民收入增长的Granger原因。金融发展与经济增长呈现“门坎效应”（Greenwood & Jov anov ic，1990； Levine， 1992；Greenwood& Smith ，1997），只有在经济规模达到一定水平之后，金融发展才会体现出对经济增长的促进作用。而低水平的经济发展导致金融发展受限，阻碍了金融资源的优化配置，从而限制了经济增长。这里可以得出，湖北省的经济水平较高，金融对其经济的正向作用已经显现。
表3 格兰杰因果检验结果
三、结论与建议
从上述实证结果来看，在1995-2011年之间，非正规金融水平和政府经济行为对于农民收入有正向的影响。而投资水平对农民收入的提高的影响程度并不高。从促进农民收入增高的效率来看，非正规金融水平较高。由此表明加快农村金融体制改革，提高农村金融发展水平是促进农村经济发展和农民增收的长期发展战略。在规范的基础上大力发展非正规金融，补充农村金融资源的同时，改善农村金融市场，平衡资源分布，使得农民收入增长。本文提出以下几点建议：
1.承认非正规金融的合法地位。首先政府出台相关的法规，给予非正规金融生存的空间。其次限制或者取缔不合法的非正规金融的发展，引入市场竞争制度，健全市场机制。
2.加快农村正规金融的建设，扩大农村金融服务范围。一方面要加强农村信用文化体系的建设，为农村金融交易提供一个良好的环境。充分尊重非正规金融的发展的自身优势，逐渐促使利率自由化，使得农村正规金融的逐利性导向也指向农村金融市场，即农村正规金融自身愿意将资金投入农村建立条件，使得农村正规金融与非正规金融之间的优势互补。另一方面，加大金融创新，为农村提供相应的金融产品，扩大农村金融的服务范围。
参考文献：
[1] Greenwood，J.，Jovanovic，B. Financial Development，Growth and the Distribution of Income[J]. Journal of Political Economy， 1990，98（ 5） ： 1067 - 1107.
[2]张敬石 郭 沛：中国农村金融发展对农村内部收入差距的影响———基于VAR模型的分析[J].农业技术经济，2011，（1）.
[3]高 燕：农村非正规金融对农民收入增长支持的实证分析[J].南京财经大学学报，2008，（2）.
[4]冉光和 汤芳桦：我国非正规金融发展与城乡居民收入差距———基于省级动态面板数据的实证研究[J].经济问题探索，2012，（1）.