农民收入增长金融论文

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1、农民收入增长金融论文农民收入增长金融论文预读：摘要:一、农村卄•正规金融规模估算与数据选取1.1农村非正规金融规模估算农村非正规金融规模没有正式的官方统计口径，大部分的学者对此方面的研究都是通过调查估算求得，其中引用最髙的估算方法是郭沛提出的农村非正规金融窄口径和宽口径统计方法，英后也冇学者在此基础上进行改进，英中借鉴最多的是林汉川对中小金业融资渠道的调查结果,2005年中央财经大学课题组对农户非正规金融借贷规模的调杳结果以及2009年清华大学课题组对•农八非正规金融借贷比例的调查结果.本文対农村非正规金融的估算

2、主要参照郭沛的方法,在此基础上结合其他的研究稍作修改,.1.2数据选取为了研究农村正规金融和非正规金融与农民收入Z间的关系，本文选取年度数据，样木区间为1995-2012年,原始数据主要来源于《屮国统计年鉴》、《屮国农业发展报告》、《中国金融统计年鉴》以及《中国固定资产投资统计年鉴》，其中非正规金融UF主要按照郭沛的方法估算而得，正规金融F以年度农村贷款余额表示，农村贷款余额用农业贷款余额和乡镇企业贷款余额之和表示，农民收入使用传统上的农村农民人均纯收入.2实证分析2.1单位根检验本文研究的是1995—2012年

3、我国农村居民人均纯收入与农村非正规金融和农村正规金融的关系，属于时间序列范畴.如果时间序列不平稳，模型易出现虚假回归,降低对经济现彖解釋的可信度.单位根检验可以对变量进行检验，以确定各个变量是否平稳，因此在冋归之前需要对变量进行单位根检验.本文使用目前运用最广泛的ADF(AugmentedDickey—Fullertest)单位根检验方法.表2汇总了各个变量的相关检验结果.原始数列和一阶差分序列即使在10%的临界值水平上也不显著.而在二阶差分序列下，在1%的临界值水平下即显著，因此原始数列是标准的二阶差分序列即1

4、(2),通过两次差分数列平稳，符合协整检验的条件.2.2协報检验协整检验即检验变量Z间是否存在长期稳定的协整关系，协整检验主要冇两种方法，一种是基于单方程模型的E—G(Engle—Granger)两步法和基于VAR模型的Johansen协整检验法.本文采用Johansen协整检验方法分析变量之间的长期协整关系.在协整之前需要对VAR模型确定最优滞后期数,文章以LR、AIC和SC信息准则为标准来确定最优滞后期数的选择.通过Johansen协整关系检验结果可知,Al系统和A2系统的迹统计量和最人特征值在5%的显著水平

5、下拒绝不存在协整关系的假设，接受最多存在一个协整关系的假设.综上，系统A1和系统A2存在一个协整关系.即农村农民人均纯收入为农村正规金融和非正规金融存在着长期稳定的协整关系.标准化的协整系数估计值为：A1:Y二0.023071F+C(常数项),A2:Y=0.109108UF+C(常数项).从长期来看，农村正规金融与非正规金融同农村农民人均纯收入存在长期稳定的正向关系，即农村正规金融F和非正规金融UF每增加一单位分别引起农村农民分均纯收入增加0.023071和0.10910&并农村非正规金融UF的收入效应大于农村正

6、规金融F的收入效应.2.3格兰杰因果关系检验协整检验仅仅能够验证变量间是否存在长期的稳定关系，至于变量间的因果关系不能明确的表明，因此有必要在此基础上对农民人均纯收入同农村正规金融和非正规金融的关系进行因果关系检验.如果变虽X能够预测到Y的未来值,那么对Y以及Y的过去值进行回归时再加入X的过去值，能够显著的增强模型的解释能力，如此X是Y的Granger原因，反之不是Granger原因.通过分别対A1和A2系统最优滞后阶数进行的协整检验关系得知，在10%的显著水平卜;农民人均纯收入都是农村正规金融和非止规金融的格兰

7、杰原因，相反农村正规金融和非正规金融不是农民人均纯收入的格兰杰原因.农民纯收入与农村止规金融和非止规金融不存在长期稳定的因果关系，这与唐礼智［2］分析福建泉州市农民收入和金融与非正规金触关系所得的结论一致.即就全国范围而言，尽管协整分析的结果是农村正规金融和非正规金融都促进了农村农民的收入，但是二者之间不存在直接的因果关系.对于产生此种结果的原因來说,唐礼儈［2］、高燕［6］形成了一致的结论，即金融发展与经济增长ZI'可存在“门槛效应”，金融同经济发展水平成正向关系，经济规模越发达金融对经济发展的支持效应越明显,

8、当经济规模不足以充分发挥金融的作川时，这种效应就不明显，甚金为负.就中国冃前农村经济的整休发展水平來说还比较落后，落后的经济不能支持金融业务的开展，阻碍了金融资源的优化配置，从而制约了农村经济发展水平的提高，间接影响了农民收入的增加.2.4向量误差修正模型(VEC)向虽误差修止模型(VEC)可以在协整关系的基础上进一步分析农民人均纯收入同农村正规金融和非正规金融的短期波动