農村金融扶貧效應分析

王丹

[提要] 新時期我國的貧困形勢依舊多元化，扶貧開發任務依舊艱巨。而我國的農村合作金融卻出現偏離合作制原則、非互助性傾向加強等異化問題。本文以此為背景，從扶貧視角出發，通過chow檢驗發現新型農村合作金融機構成立以后，金融機構農業貸款對于農業產值的影響發生了變化。在此基礎上引入虛擬變量對比，分析我國新型農村合作金融機構成立前后的扶貧效應。

關鍵詞：合作金融異化;扶貧效應;chow檢驗

中圖分類號：F83 文獻標識碼：A

收錄日期：2019年3月6日

近年來，隨著中央政策的引導鼓勵，以及解決農村金融市場供給不足問題的力度加大，農村地區金融機構準入門檻逐步放寬，因此誕生了新型的農村合作金融組織——農村資金互助社。但是，在其發展過程中同樣不可避免地面臨異化問題，如“山寨版”土銀行、非法吸儲及倒閉“跑路”等異化現象。合作金融異化已經嚴重阻礙農村金融的發展步伐，使其脫離本身“服務三農”、金融扶貧的使命。

一、文獻回顧與評述

農村合作金融異化是指農村合作金融組織在發展過程受到各方因素影響從而出現的背離其原有組織、結構、功能的現象。相關學者廣泛的研究表明，我國農村合作金融的異化主要特征在于以下六種：非互助性傾向的加強、服務對象的轉變、合作制原則的偏離、商業化色彩濃重、民主管理意識淡薄、產權不清。而導致農村合作金融出現異化現象的主要原因不外乎以下三種：政府的強制性變遷、順應經濟發展的必然要求、政策性設計出現的缺陷。

Burgess等（2003），陳銀娥等（2010），丁志國、譚伶俐和趙晶等（2011）認為金融發展直接作用于貧困減緩的路徑在于：金融發展可以直接影響貧困人口對于金融服務，如貸款和儲蓄服務等的可獲得性，進而對其農業生產能力和未來的預期收入產生影響。金融發展作用于貧困減緩的間接路徑在于：金融發展通過影響經濟增長，進而對貧困人口產生非線性影響。此外，金融發展促進貧困減緩效果是在一定條件下產生的，即呈現先惡化后改善的趨勢。

國內對于金融發展減貧效應的研究從借鑒和模仿國外已有研究發展而來，現階段關于金融發展與貧困減緩的研究還沒有達成一致的結論，因此目前我國金融發展是否有利于減緩貧困還存在爭議。因此，有必要基于我國國情對金融發展與貧困減緩的關系進行深入研究，從而為金融扶貧提供理論支持，以推進我國扶貧事業的順利進行。

二、農村合作金融扶貧效應實證分析

新型農村合作金融機構通過有效服務農村金融市場和提高農業貸款可得性來促進農村經濟的增長。因此，本文主要從農業產值的變化來探討新型農村合作金融機構的扶貧效應，選取指標分別為農業產值和金融機構農業貸款。而金融異化的衡量指標主要是金融相關率（FIR），最開始是由美國經濟學家雷蒙德·W·戈德史密斯（1969）所建立，是一定時期內社會金融活動總量與經濟活動總量的比值，考慮到數據收集難易程度和可得性，本文采用金融相關率簡化的計算公式：某國或者地區一定時期的全部金融資產與同期該地區GDP的比值。（研究數據中的中國農業產值數據主要來自《中國統計年鑒》，中國金融機構農業貸款、金融相關率計算數據主要來自《中國銀行業監督管理委員會年報》、《中國金融年鑒》、《中國農村金融服務報告》等。）

本文選取的樣本數據為時間序列數據，區間為1978～2015年。由于考慮的是同年兩個變量之間的關系，本文不考慮消除價格因素的影響。為了消除數據中可能存在的異方差，分別對兩個變量取自然對數。建立如下的線性回歸模型：

其中，Y表示農業產值的對數，X1表示金融機構農業貸款的對數，X2表示金融相關率（FIR），μ表示隨機誤差項。

chow檢驗的基本思想為：第一步，利用chow檢驗來判定模型存不存在結構上的變化。chow檢驗的原假設是模型不存在結構變化。在上述模型的基礎上引入虛擬變量，并且根據虛擬變量的取值將樣本劃分為兩個獨立的子樣本。整個樣本一起回歸為“有約束OLS”，兩個子樣本的回歸為“無約束OLS”，將兩種情況下回歸得到的殘差平方和進行比較，構造F統計量，即：

當F值大于臨界值時，拒絕原假設，即“模型不存在結構變化”的假設不成立，因此可以判定模型存在結構變化。新型農村合作金融機構由銀監會在2007年成立，因此引入時間虛擬變量D，并將全部樣本分割成1978～2006年和2007～2015年兩個子樣本。虛擬變量D形式如下：

D=0，樣本區間為1978～20061，樣本區間為2007～2015

第二步，若通過chow檢驗得出模型發生結構變化的結論時，但是chow檢驗無法提供究竟是截距項還是斜率變動的信息。因此，為了說明這一問題，本文在原模型基礎上，進一步引入虛擬變量與解釋變量的“互動項”XD，引入虛擬變量及其互動項相當于在兩個不同的時期使用不同的截距項與斜率。因此，建立包含乘法形式交互項的虛擬變量的線性回歸模型為：

通過比較兩個子樣本模型的彈性系數，即β1和β1的大小，就可以得出金融機構農業貸款在2007年新型農村合作金融機構成立前后對農業產值的貢獻程度。

根據上述模型，代入選取的樣本數據，利用最小二乘法進行參數估計，得到如下回歸結果：

上式估計了金融異化背景下，金融機構農業貸款對農業產值的貢獻度，實證結果表明，在其他條件不變的情況下，金融機構農業貸款每增加1%，其對農業產值的貢獻率增加0.42%。進一步地，雖然金融機構農業貸款對農業產值有直接的正向影響，但彈性系數即貢獻率還不夠大。上述模型回歸結果符合農村經濟實際發展情況，因此可以進行進一步檢驗。（表1）

根據chow檢驗的結果所示，時間虛擬變量D進入模型進行回歸，對回歸模型顯著性檢驗的F統計量對應的P值為0.0001，遠遠小于5%的顯著水平，所以拒絕不存在結構變化的原假設，即模型存在結構變化。從虛擬變量D的值來看，在2007年新型農村合作金融機構成立前后，金融機構農業貸款對農業產值的影響發生了結構變化。

通過以上chow檢驗結果得出模型結構發生變化，因此在原模型的基礎上，進一步引入虛擬變量與解釋變量的“互動項”XD，建立線性回歸模型，利用最小二乘回歸進行參數估計，推導出2007年前后金融機構農業貸款與農業產值回歸模型如下：

可以看出，2007年以前，金融異化對農業產值增加有促進作用，金融機構農業貸款每增加1%，農業產值增加0.39%;2007年以后，金融異化現象較為顯著地抑制農業產值的增加，并且金融機構農業貸款每增加1%，農業產值增加1.45%。說明新型農村合作金融機構成立以后，對于農業產值增加起到了更大的促進作用，即新型農村合作金融機構對于扶貧的貢獻程度更大。

三、實證分析結論

實證結果表明，新型農村合作金融機構在促進農村扶貧方面發揮了一定的作用。與2007年前相比，金融機構農業貸款對農業產出的貢獻有所增加。即新型農村金融機構的建立和不斷發展，對農業產出增長的影響是正向的，是積極的。雖然2007年前后金融機構農業貸款增長帶來的農業產值增幅超過1%，但是，新型農村合作金融機構在農業產值增長中的作用還有待進一步提高，扶貧效應還有待提升。

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