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自20世紀90年代以來,我國經濟以年均8%以上的增速高速發展,并由此拉動世界經濟的發展。與此同時,我國金融業也得到了長足的發展,不論是從金融總量還是從金融結構上來看,都得到了改善。但是在發展的同時也出現了一些新的問題,比較突出的一點就是在城鄉金融結構的對比上出現了一些不平衡。在2007年中央全國金融工作會議中,也明確提出要加大對農村金融的扶持力度。因此,現階段研究中央為何要加大對農村金融的扶持力度,以及如何進行扶持就顯得十分必要。   一、文獻綜述   金融發展理論表明,一個發達的金融系統可以減少信息和交易成本、分擔和管理風險,這對于儲蓄、投資決策和經濟增長是至關重要的。而不同的金融體系結構、金融工具結構、金融市場結構和金融機構結構等,對于信息和交易成本和風險的影響是不同的。[1](P15-20)因此,研究金融對經濟增長的貢獻,必須從金融結構入手。   國外經濟學家對金融結構的研究始于20世紀50年代約翰•G•格利和愛德華•S•肖分別于1955年和1956年合作發表了《經濟發展中的金融方面》和《金融中介機構與儲蓄-投資過程》兩篇文章,闡述了金融與經濟的關系和各種金融中介機構在儲蓄-投資過程中的作用等問題;雷蒙德•W•戈德史密斯也于1955年發表了《發達國家的金融結構與經濟增長—關于金融形態的比較試驗》一文,這些文章為金融結構研究拉開了序幕。1960年出版的《金融理論中的貨幣》一書,是格利與肖對以前關于金融與經濟關系的觀點的匯總和發展,提出了廣義的貨幣金融理論與金融機構理論。盡管格利和肖沒有明確提出金融結構概念,但在他們的貨幣金融理論中,包含了金融工具、金融機構、融資方式和金融政策等金融結構問題。戈德史密斯在其1969年出版的《金融結構與金融發展》一書中明確提出了金融結構的概念,即一國現存的金融工具與金融機構之和構成該國的金融結構,這包括各種現存金融工具與金融機構的相對規模、經營特征和經營方式,金融中介機構中各種分支機構的集中程度等。   隨著西方金融結構理論在中國的逐漸引入和傳播,國內學者也開始研究金融與經濟的關系。許滌龍、陸峰對我國金融結構的特點進行分析后得出我國金融結構將來的發展趨勢,但是沒有涉及到城鄉金融結構的問題。李健等通過對金融城鄉結構的分析表明,城鄉金融結構存在明顯的不對稱性,[2](P30-52)但是沒有具體分析這種不對稱與我國經濟發展之間的相互關系。蔡則祥具體分析了中國金融結構的問題,包括金融結構高度化與金融結構合理化發展不同步、金融產業結構不協調、金融市場結構不均衡、金融資產結構不合理以及金融監管結構不適宜等,但沒有分析城鄉金融結構的對比。范學俊對中國金融體系與經濟發展的關系做了實證分析,但沒有分析城鄉金融結構對經濟發展的影響。由此可以看到,國內目前對金融結構與經濟發展關系的研究較多,但是對城鄉金融結構與經濟發展關系的實證研究不多,因此本文將通過協整檢驗(Cointegration)、向量自回歸(VectorAutoregression,VAR)、脈沖響應函數(ImpulseResponsesFunc-tion,IRF)以及方差分解(VarianceDecomposition)的方法對經濟發展和城鄉金融結構的關系做出實證分析。   二、相關變量和指標的選取   (一)指標和變量的選取   衡量城鄉金融結構差別可以從兩個方面來考慮:一是根據各金融機構網點的分布來衡量;另一種則是根據金融機構業務量的分布來衡量。筆者認為,根據金融機構的業務量來衡量城鄉金融結構更具有科學性。這是因為,盡管金融機構網點的分布可以從一個側面反映城鄉金融結構問題,但是僅有機構的設置卻并不一定會提供應有的金融服務。目前在農村普遍存在的問題就是“系統性負投資”得不到有效的解決。   所謂“系統性負投資”是指銀行或其他金融機構從一個地區居民中獲得的儲蓄,沒有以相應比例向該地區發放貸款。黃季對中國農業和農村資金的研究認為,在1978—1996年,農業資金通過金融渠道流出農村達7815億元,同時,根據國務院發展研究中心課題組的測算,1979—2000年,通過農村信用社、郵政儲蓄機構的資金凈流出量達到10334億元。[3]因此,單純地通過機構設置的分布不能科學地說明金融產業的城鄉結構差異,從金融業務量的角度來衡量更有說服力。基于此,本文選擇如下幾個指標來作為實證分析的基礎:1.國內生產總值GDP,用來衡量經濟發展水平;   2.城鄉貸款結構1(loanstructure1,ls1)=農村信用合作社貸款額/金融機構貸款總額;   3.城鄉貸款結構2(loanstructure2,ls2)=農村貸款額/金融機構貸款總額=(農業貸款額+鄉鎮企業貸款額)/金融機構貸款總額;4.城鄉儲蓄結構(savingstructure,ss)=農村居民儲蓄存款額/城鄉居民儲蓄存款總額。   (二)樣本的選取   由于數據的可獲得性,本文樣本選取1978年—2004年名義GDP、農村信用社貸款、農業貸款額、鄉鎮企業貸款額、金融機構貸款總額、農戶儲蓄存款額、城鄉居民儲蓄存款額的年度數據,數據均來自于各年度《中國金融年鑒》、中經網和Wind資訊,由于計量分析的需要,名義GDP、貸款結構1、貸款結構2和儲蓄結構均已作對數化處理并剔除物價因素,分別記作LNGDP、LNLS1、LNLS2和LNSS。   三、計量模型和實證分析   (一)平穩性檢驗   對任何時間序列數據進行計量分析時,需要首先對時間序列數據進行平穩性檢驗,否則可能會造成一個隨機游走變量對另一個隨機游走變量的謬誤回歸(SpuriousRegression)。由于應用協整檢驗的時間序列數據必須為同階差分平穩過程,因此我們需要對獲得的時間序列數據進行單位根檢驗。本文采用增廣迪基—富勒(AugmentedDickey-Fuller,ADF)檢驗,ADF檢驗模型為:   ΔYt=β1+β2t+δYt-1+αp∑np=1ΔYt-p+εt其中Y是時間序列,Δ表示差分,p是滯后期,β1是常數,t是時間趨勢項,β2和α是參數,εt是白噪音。#p#分頁標題#e#   檢驗的零假設是δ=0,即包含單位根;備擇假設是δ<0,即Y為趨勢平穩序列。若回歸系數δ的t統計量t(^δ)小于ADF分布臨界值,拒絕零假設,Y為趨勢平穩序列,否則,接受非平穩的零假設。對LNGDP、LNLS1、LNLS2和LNSS做ADF單位根檢驗。   通過表1我們可以看出,對LNGDP、LNLS1、LNLS2和LNSS平穩性檢驗,在5%和1%的顯著性水平下均不顯著,因此我們認為LNGDP、LNLS1、LNLS2和LNSS是非平穩的時間序列。但是,通過對這四個時間序列作一階差分后發現,這四個時間序列的一階差分形式在5%的顯著性水平下均是顯著的,特別是LNLS2和LNSS時間序列的一階差分形式在1%的顯著性水平下都是顯著的,因此,LNGDP、LNLS1、LNLS2和LNSS均是一階單整時間序列I~(1),因此可以對這四個時間序列數據做協整檢驗[4]。   (二)協整檢驗(CointegrationTests)   協整檢驗的基本思想是,如果兩個(或者兩個以上)的時間序列變量是非平穩的,但它們的某種線性組合卻表現出平穩性,則這些變量之間存在長期穩定關系,即協整關系。本文使用Johansen極大似然估計法,對LNGDP和LNLS1、LNLS2、LNSS之間的協整關系進行檢驗,檢驗結果如表2所示表2中第一組變量的協整檢驗結果表明,LNGDP、LNLS1、LNLS2、LNSS之間在5%的顯著性水平下存在三個協整方程,即時間序列LNGDP與LNLS1、LNLS2、LNSS之間存在長期的穩定關系,也即具有共同的隨機趨勢。但是,第二組變量的協整結果表明,LNGDP與LNLS1之間不存在協整關系。第三組及第四組變量的協整結果表明LNGDP與LNLS2以及LNGDP與LNSS之間分別存在著協整關系,揭示貸款結構2和城鄉儲蓄結構與經濟發展之間有長期的穩定關系。為了繼續探究這種關系,我們將對LNGDP、LNLS2和LNSS做VAR模型的格蘭杰因果關系檢驗。   (三)格蘭杰因果檢驗(GrangerCausalityTests)   為了深入探討城鄉貸款結構2與經濟發展之間以及經濟發展與城鄉儲蓄結構之間的關系,我們繼續對LNLS2、LNSS和LNGDP做VAR模型的格蘭杰因果檢驗。本文VAR模型的滯后期數為2期,Granger因果關系檢驗結果如表3所示。   顯著性水平表示接受零假設的概率,數字越小,說明自變量預測因變量的能力越強,這里選取5%的顯著性水平。第一組的檢驗表明城鄉貸款結構2的變化是導致經濟發展的格蘭杰原因,但經濟發展不是導致城鄉貸款結構2變化的格蘭杰原因。第二組檢驗說明經濟發展是導致我國城鄉儲蓄結構發生變化的格蘭杰原因,但是城鄉儲蓄結構的變化不是導致經濟發展的格蘭杰原因。第三組檢驗說明城鄉儲蓄結構的變化不是導致城鄉貸款結構2變化的格蘭杰原因,同時城鄉貸款結構2的變化也不是導致城鄉儲蓄結構變化的格蘭杰原因。通過以上的檢驗,我們可以得到如下結論:   1.城鄉貸款結構2的變化對我國的經濟發展有重要的作用。因為我國是一個農業大國,農業生產總值在GDP中占有很大的比重,因此,加大對農村和農業的信貸支持對加快我國經濟的發展具有重要的積極作用。   2.我國經濟的不斷發展會引起我國的城鄉儲蓄結構發生變化。這是因為隨著經濟的不斷發展,城鄉居民的收入都會增加,但是由于邊際消費傾向不同,城鎮居民和農村居民對這部分增加的收入的處置也不一樣。由于城鎮居民的邊際消費傾向較之農村居民低,因此城鎮居民更傾向于儲蓄,這就使得儲蓄結構呈現下降的局面。   為了更好地檢驗這兩個作用的效果,我們需要繼續進行下面的脈沖響應分析和方差分解檢驗。   (四)脈沖響應分析(ImpulseResponsesFunction,IRF)   VAR模型是基于數據的統計性質建立模型,它把系統中每一個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后值的函數來構造模型,從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的向量自回歸模型。   VAR(p)模型的數學表達式是:   yt=A1yt-1+…+Apyt-p+Bxt+εtt=1,2,3,…T其中:yt是k維內生變量,xt是d維外生變量,p是滯后階數,T是樣本個數。k×k維矩陣A1,…Ap和k×d維矩陣B是要被估計的系數矩陣。εt是k維擾動向量,它們相互之間可以同期相關,但不與自己的滯后值相關及不與等式右邊的變量相關。   脈沖響應函數是指在VAR模型中,在擾動項上加一個標準差大小的沖擊通過變量之間的動態聯系對變量的當前值和未來值所帶來的影響,即脈沖響應函數將描述系統對某一變量擾動的一個沖擊(或新生)所做出的動態反應,并從動態反應中判斷變量間的時滯關系。需要注意的是,脈沖響應函數是追蹤系統對一個內生變量的沖擊效果,即假定系統只受一個變量的沖擊,不受其他變量的沖擊。   在由LNGDP、LNLS2、LNSS構成的VAR系統中,本文選擇時間滯后為10期,分別給LNLS2和LNGDP一個標準差大小的沖擊,得到關于LNGDP和LNSS的脈沖響應函數圖。在圖1中橫軸表示沖擊作用的滯后期數(單位:年),縱軸表示KNGDP,實線為LNGDP對LNLS2的脈沖響應曲線。同理,在圖2中橫軸表示沖擊作用的滯后期數(單位:年),縱軸表示LNSS,實線為LNSS對LNGDP的脈沖響應曲線。   在圖1中,城鄉貸款結構2對GDP的沖擊產生了正向的持久響應:從第一年開始,逐漸呈上升趨勢,在第五年到第六年之間達到峰值。通過圖1,我們可以得到以下結論:   1.農村貸款占金融機構貸款總額的比率對產出的沖擊具有一個長期持續的正向推動過程,因此在經濟萎縮時,對于農村的信用支持將有助于刺激經濟的回升。   2.我們還應該看到,農村的信用擴張對經濟的沖擊會持續一個較長的時間,因此在加大對農村信用支持的同時,還應該注意到信用擴張的累積效應,避免經濟過熱。這主要是因為經濟的發展是一個持續的過程,當一項經濟政策實施以后,它對經濟的影響力度會隨著時間的變化呈現先逐漸上升,然后逐漸下降的趨勢,因此,我們要特別注意信用擴張的累積效應。在圖2中,GDP對城鄉儲蓄結構的沖擊產生了持久的負向效應,說明隨著經濟的發展,農村居民儲蓄占城鄉居民儲蓄總額的比重會下降,這是因為農村居民的邊際消費傾向比城鎮居民的邊際消費傾向大的緣故。[5]#p#分頁標題#e#   (五)方差分解(VarianceDecomposition)   方差分解提供了另一種描述系統動態變化的方法。該方法是將系統的預測均方誤差分解成系統中各變量沖擊所作的貢獻,以此可考察VAR系統中任意一個變量沖擊的相對重要性。在本文中,就是將ΔLNGDP的h步預測分解為由它自身的新生和貸款結構變量ΔLNLS2的新生二者構成的貢獻率,以及ΔLNSS的h步預測分解為由它自身的新生和經濟發展變量ΔLNGDP的新生二者構成的貢獻率,以此估計系統中各變量的隨機新生所作貢獻占總計貢獻的比例隨時間變化而變化的特征。   在從1到10的預測期內,LNGDP的增長量ΔLNGDP的增長大部分可由其自身的新生解釋,其比例從100.00%到52.2%,而貸款結構變量ΔLNLS2可分別解釋從0.00%到45.07%的新生;同理,圖4和表5表明LNSS的增長量ΔLNSS的增長也大部分可由其自身的新生解釋,其比例從98.02%到35.15%,經濟發展變量ΔLNGDP可分別解釋從0.20%到21.70%的新生,同時貸款結構2還可分別解釋從1.78%到43.15%的新生。由此,我們可以得出這樣兩個結論:   1.我國自1978年以來,提高支農貸款的比例對我國經濟發展的貢獻在不斷加大,成為了支撐我國經濟發展的重要力量,并且這種支撐作用具有滯后性。支農貸款對經濟發展的貢獻前文已有介紹。關鍵我們要看到這種支撐作用具有滯后性。任何經濟政策的實施都會具有滯后效應,這是由于政策的時滯所造成的。[6]正是由于政策時滯的存在,才要求我們在制定政策時,要注意該政策對經濟所造成的持續影響。   2.經濟發展會引起城鄉居民儲蓄結構發生變化,而且貸款結構的變化會通過影響經濟增長間接地影響到城鄉儲蓄結構的改變。經濟發展影響儲蓄結構的原因前文已有分析,而貸款結構2對儲蓄結構的作用則是先通過影響經濟發展,再由經濟發展來影響儲蓄結構的。   四、結論及相關政策建議   本文運用協整理論和基于VAR模型的一系列非平穩時間序列變量的分析方法,對我國1978年以來的經濟發展和城鄉金融結構關系進行了實證分析,可得到以下結論:   (一)結論   1.支農貸款對我國經濟發展具有重要作用。   由實證分析的結果顯示,在過去幾十年的發展中,支農貸款的比例的上升從一個方面支持著我們整個國家的經濟發展。因此對農村加大信貸扶持力度,從長遠來看對我國保持持續、穩定的經濟發展是有益的。但是我們也應該注意到,農村的信用擴張對經濟的沖擊會持續一個較長的時間,因此要特別注意信用擴張的持續影響。   2.城鄉儲蓄結構的變化不能對我國經濟發展產生影響。   從上述實證分析的結果來看,城鄉儲蓄結構的變化并不能對我國的經濟發展造成影響,因此,試圖通過調整城鄉儲蓄結構進而來拉動經濟增長的措施是徒勞的。這也許是因為對經濟發展造成影響的是社會的總儲蓄量,在儲蓄量一定的情況下,儲蓄內部的結構變化無法影響到經濟的發展。   3.我國經濟發展對農村居民的儲蓄行為產生了重要影響。   從分析結果可以看到:經濟發展會影響到城鄉儲蓄結構的變化,農村居民儲蓄額占城鄉居民儲蓄總額的比重與經濟的發展具有負相關關系,也即這一比重是隨著經濟的發展而下降的。這也許是因為農村居民的邊際傾向相對于城鎮居民更高,隨著收入的增加,農村居民更傾向于消費而城鎮居民更傾向于儲蓄,也可以從另一個側面反映我國農村居民的收入還處在一個相對較低的水平,因為根據微觀經濟理論,低收入者的邊際消費傾向較大。   (二)相關政策建議   針對上述結論,筆者提出以下建議:   1.推進中國農業銀行股份制改革,強化為“三農”服務的市場定位和責任,更好地為“三農”和縣域經濟服務。   中國農業銀行是中國農村金融的中堅力量和主力,中國農業銀行應該利用股份制改革的有利時機,充分利用其在農村金融網點多、信譽度高和資金實力雄厚的優勢,強化為“三農”經濟服務的定位,為農村的經濟發展和建設投入更多的資金,加快農村的發展。   2.適度放松對農村金融市場的準入,發展農村的中小型金融機構,積極培育多種形式的小額信貸組織。   2006年末,銀監會正式批準中國郵政儲蓄銀行開業。郵政儲蓄銀行成立后,設立專門的農村金融服務部門,面向“三農”開展業務,憑借自己在農村地區的網絡優勢,有望在農村金融市場占據有利地位。下一步,我們應該發展更多的中小型農村金融機構和多種形式的小額信貸組織,通過它們的進入來加大農村金融服務領域的競爭性,這樣做有利于改善原來農村信用合作社“一社獨大”的局面,提高農村金融服務的效率。[7]   3.從產權制度改革著手,進一步深化農村信用社改革。   要進一步理順農村合作信用社的產權關系,明確農信社的改革方向,理順監管部門、地方政府和農信社的關系,規范農信社的監管主體,這些措施的施行將直接關系到農信社改革的效果和對農村金融支持的力度。   4.加大對收入分配的調節力度,增加農民純收入。   增加農民收入可以說是我國一項長期的基本國策,因為我國的農民收入還普遍偏低,這是造成農民邊際消費傾向較高的主要原因。我們可以加快城市化進程,積極推進小城鎮建設。另外,還要加大收入分配的調節力度,杜絕收入分配不公的現象,將收入分配更多地向農村傾斜。