農村非正規金融與正規金融對農民收入增長影響的實證分析

王君宇

摘 要：運用多元線性回歸模型，收集了我國30個省2003—2010年的面板數據，以政府的財政支農、農村的固定資產投資水平為控制變量，以農村非正規金融發展水平和農村正規金融發展水平作為解釋變量，對農民人均純收入的影響進行了實證分析。結果顯示，農村非正規金融發展水平對各地區農民人均純收入有顯著的促進作用，農村正規金融發展水平與各地區農民人均純收入有顯著的正相關性，但顯著性不如農村非正規金融發展水平；國家財政支農與各地區農民人均純收入存在正相關性，固定資產投資水平與各地區農民人均純收入顯著負相關。在此基礎上，就如何規范非正規金融發展水平來提高各地區農村居民家庭人均純收入提出些有益見解。

關鍵詞：農村非正規金融；農村正規金融；收入效應

中圖分類號： F832.7 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2016）14-0037-02

一、文獻綜述與研究現狀

國外對農村非正規金融的研究較早。McKinnon（1973）提出，把發展中國家金融系統分割成兩部分，即現代金融機構和傳統金融機構。國內探討農村非正規金融深化問題始于，李建勇（1988）他指出，只有通過正規金融與非正規金融的相互補充，才能更好促進農村經濟的發展。林毅夫、孫希芳（2005）從信息不對稱的角度闡述非正規金融得以存在和發展的原因。同時也提出農村正規金融在此方面的局限性。蘇靜、胡宗義等（2013）通過實證分析，指出農村非正規金融發展與農村收入是同方向發展，即二者具有相互促進作用。

二、樣本選區和描述性統計

（一）樣本選區

本文基于中國30個省面板數據進行實證分析，其中農村正規金融發展水平與農村非正規金融發展水平的數據來自于《中國固定資產投資統計年鑒》，包括農村非農戶的投資來源：國家預算內資金、國內貸款、利用外資、自籌資金、其他資金；農村農戶的投資資金來源：國內貸款、自籌資金、其他資金。政府支農的財政補貼數據來自于《中國統計年鑒》，農民人均純收入和其他的相關數據來自于國泰安信息技術有限公司CSMAR數據庫，有些缺失的數據是在《中國農村統計年鑒》里查找獲取的。

（二）變量構成

1.被解釋變量。農民收入水平（y）的指標，選取各地區農村居民家庭人均純收入來表示。

2.解釋變量。把農村非正規金融發展水平（inf）用農村農戶和非農戶投資資金來源中的自籌資金來衡量；同樣，對于正規金融發展水平（fin），用各省農村農戶投資資金中的國內貸款部分與農村非農戶投資資金中的國家預算內資金、國內貸款和利用外資部分之和來衡量。

3.控制變量。政府財政支農水平（fce）用各省政府預算內財政支農支出除以農業總產值來表示。由于統計年鑒中指標體系的變化，本文的財政支農數據中2003—2006年為農村支農、林業支出和農林水利氣象等部門的事業費支出三者之和——2007—2010年為農林水利氣象等部門事務支出。

（三）主要變量的描述性統計及相關性分析

從表1的主要變量描述統計可以看出，被解釋變量：各地區農村居民家庭人均純收入的平均值為8.279，解釋變量：農村農戶和非農戶投資資金來源中自籌資金加上其他資金的均值為5.704，農村農戶投資資金中的國內貸款加上農村非農戶投資資金中的國家預算內資金、國內貸款和利用外資部分之和的平均值為3.683，控制變量：用農村固定資產投資總額除以農業總產值的均值為-1.161；各省政府預算內財政支農支出除以農業總產值的均值為-2.268；各地區農村居民家庭人均純收入最小值為7.355，最大值為9.545；農村農戶和非農戶投資資金來源中自籌資金加上其他資金取對數后的最小值為2.494，最大值為8.567；農村農戶投資資金中的國內貸款加上農村非農戶投資資金中的國家預算內資金、國內貸款和利用外資部分之和最小值為0.223，最大值為8.567。

二、樣本選區和描述性統計

為了系統考察農村非正規金融對農村人均純收入的影響，本文構建了模型（A）。模型（A）是在以農村非正規金融發展水平和農村正規金融發展水平為主解釋變量基礎上，加入控制變量，政府財政支農水平（fce），對模型（A），運用STATA12.0軟件，經過豪斯曼檢驗（Hauseman test）得p值為0.000 0，結果顯示樣本的面板數據支持使用固定效應（fixed effect）模型，進行回歸分析。對模型（A）構建的計量模型如（1）式所示。

lny = β0 +β1ln inf + β2lnfin + β3∑lncont + ε （1）

其中，Y為衡量農民收入水平的指標，inf為衡量農村非正規金融發展水平的變量，fin為衡量農村正規金融發展水平的變量，cont為影響農民收入的其他控制變量，政府財政支農水平（fce），ε為隨機誤差。

從表2，模型（A）可以看出，農村非正規金融發展水平的估計系數為0.415，即農村非正規金融同發展提高1%，農民人均純收入提高0.415%。同時，農村非正規金融發展水平與農民收入在1%水平上顯著正相關，農村正規金融發展水平的估計系數為0.041，即農村正規金融發展水平提高1%，農村人均純收入提高0.041%，農村正規金融發展水平與農民收入也是在1%水平上顯著的正相關。但從系數上可以看出，農村非正規金融發展水平對農民收入的影響為農村正規金融發展水平的10倍。

四、結論

本文基于我國30各省份2003—2010年的面板數據，實證考察了我國各省份農村非正規金融發展水平和正規金融發展水平對我國農村農民收入水平的影響。本文得到的結論是，農村非正規金融發展水平的增長會增加農民人均純收入，農村正規金融發展水平的增長會增加農民人均純收入，同時農村非正規金融發展水平對農民人均收入的影響效果大于農村正規金融發展水平對農民人均收入的影響。政府財政支農水平的增加會提高農民人均純收入。

參考文獻：

[1] Adams D，Fichett D.Informal Finance in Low Income Countries [J].Boulder，Co.：WestView press，1992，（25）：89-91.

[2] 李建勇.農村民間信用與金融深化[J].財經科學，1988，（5）：13-17.

[3] 林毅夫，孫希芳.信息、非正規金融與中小企業融資[J].經濟研究，2005，（7）：26-28.