白銀市農村金融發展對農民收入影響實證分析

黨婕 鮑國安

摘要：農村金融發展有利于利用金融手段調配農村資源，促進農村經濟的可持續發展和農民收入增長。運用單位根、協整、Granger 因果檢驗，對甘肅省白銀市農村金融發展對農民收入影響進行實證分析。并對此提出了加大農村信貸資金供給；規范農村非正規金融機構；降低農村金融市場交易成本等對策建議。

關鍵詞：農村金融發展；農民收入；協整檢驗；Granger 因果檢驗

中圖分類號：F124.7 文獻標識碼：A

文章編號：1005-913X（2019）02-0059-04

一、引言

我國是發展中的農業大國，農業是我國經濟發展的基礎，因此“農業、農村、農民”的問題便顯得尤為重要。2004年以來，國家連續十三年將“三農”問題作為中央一號文件的主題，這彰顯了“三農”問題的重要性和急迫性。2018年“中央一號”文件指出，實施鄉村振興戰略，是解決人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發展之間矛盾的必然要求，是實現“兩個一百年”奮斗目標的必然要求，是實現全體人民共同富裕的必然要求。文件從提升農業發展質量、推進鄉村綠色發展、繁榮興盛農村文化、構建鄉村治理新體系、提高農村民生保障水平、打好精準脫貧攻堅戰、強化鄉村振興制度性供給、強化鄉村振興人才支撐、強化鄉村振興投入保障、堅持和完善黨對“三農”工作的領導等方面進行安排部署。

隨著我國經濟的轉型和“四個全面”的貫徹落實，農村的經濟發展遇到瓶頸，需要迎接新的挑戰和困難，而如何增加農民手中的收入則是其重中之重。農村金融發展和農村經濟增長存在一定的相關性。[1]隨著對農村金融研究的日益深入，更多學者開始將其與農民收入問題聯系在一起。現應用實證與模型相結合的方法分析白銀市農民收入被農村金融發展影響的程度。根據生產函數構造模型關系，在此基礎上構建農村金融發展的指標變量和影響農民收入增長的其他變量，然后采用單位根檢驗、協整關系檢驗、因果關系檢驗方法深入分析白銀市農村金融發展對農民收入的影響。

二、實證模型建立

（一）模型及方法

根據生產函數模型，在既定的生產技術條件下，資本投入增加，經過各種要素的融合會導致產出增加。而農村信貸資金在農村的投入，會導致農村產出增加，進而人均產出和人均收入增加。在這里，認為農村金融發展是農民增收的主要影響因素，并且將農村金融發展的水平和可控因素作為投入變量來建立一個關于農村經濟的生產函數。[2]以往的生產函數如下。

Y=f（K，L）=AKαLβ

其中Y代表總產出，A、α、β為參數，代表資本投入，代表勞動力投入。農村勞動力資源豐富，其就業很容易達到飽和，此時勞動力的再投入對于農村經濟及產出影響小。相對于城區而言農村資本投入少，各方面發展都需要資金的推動，一時難以飽和，因此農村經濟的產出效果很大程度上看總資本的投入情況。于是將生產模型轉換為線性生產模型。

lnY=A+αlnK+βlnL

（二）農村金融發展變量選取

使用農村金融規模、結構、效率和農村投資水平四個指標代表農村金融發展水平。見表1。

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把農村金融發展規模、效率、結構作為農民收入的解釋變量并將其放入轉換的線性模型中。

lnSR=a0+a1lnGM+a2lnJG+a3lnXL+a4lnTZ

其中GM、JG、XL、TZ分別為農村金融發展的規模、結構、效率以及農村固定投資率，為常數項，a1、a2、a3、a4是關于農村金融發展規模、結構、效率以及農村固定投資率的彈性系數值，表示該要素變動 1%，農民收入變動多少，該彈性越大，對農民收入的影響也就越大，各指標均取對數值。

三、實證分析

（一）單位根檢驗

ADF單位根檢驗序列的平穩性，同時單位根檢驗也是協整檢驗的前提。序列平穩性檢驗完成，如果變量存在單位根，可能會出現偽回歸現象，通常做法是進行差分，以此來消除單位根，進而消除偽回歸。先將變量設為取對數后的值以此來減少波動和異方差，接著用Eviews軟件對原時間序列進行平穩性檢驗。軟件分析如下表2，檢驗值大于臨界值，序列都存在不穩定性。再對他們的一階差分序列進行檢驗，則表現出了平穩性。[3]

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（二）協整檢驗

1.協整檢驗的定義

時間序列要是不平穩，就會出現偽回歸的現象。進行協整檢驗的目的就是通過檢驗設定方程的因果關系是否會出現偽回歸現象，出現偽回歸就是序列不平穩，反之則平穩，所以一定程度上來說協整檢驗就是對非平穩的時間序列的一種檢驗。[4]

2.檢驗過程和檢驗結果

一些時間序列自身表現出一種不平穩性，但經過轉換的線性組合卻是平穩的。對于非平穩時間序列，EG兩步法和johansen法都可進行協整檢驗，EG兩步法只能判斷是否存在協整關系，而johansen法可以通過計算跡統計量、最大特征值的統計量判定。一旦存在協整關系，說明這幾個變量存在長期穩定的關系，綜上所述，采用johansen協整法更為科學和實用。

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當置信度為5%時，通過對檢驗結果的分析，拒絕了沒有或至多一個協整關系的假設，通過對特征值和跡統計量的觀察，得知幾個變量中是有兩個協整關系的。協整系數的估計值也通過檢驗計算出來，我們的模型是關于金融發展水平與農民收入的函數，自然農民收入的協整系數為1，其他系數可見下表5。

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根據檢驗結果和協整系數可以列出下列函數關系式。

lnSR=0.865580lnGM+0.116126lnJG+

2.365653lnXL+0.023016lnTZ

由此可知，農村金融發展規模的彈性系數為0.87，這意味著農村金融發展規模擴大1%，則農村收入增長0.87%的比例，雖然金融發展規模會對農民增收產生積極影響，但農民收入增收的速度卻不如其自身增長的速度，這需要政府合理正確的控制各地金融發展規模，做到因地制宜，充分發揮貸款資金對農業經濟的作用、對農民增收的作用。農村金融發展結構的彈性系數為0.12，這表明金融結構改善1個單位，而農民只增收0.12個單位，因此農村金融結構對農村經濟促進作用極為有限，金融結構鄉鎮金融機構貸款和農村貸款余額的比值，也可以看出鄉鎮金融機構貸款資金的使用效率有待提高，中小企業發展程度不高。農村固定資產投資率的彈性系數為0.023，這是四個變量中對收入增長影響最小的變量，固定投資率上升1%，收入增長只上升0.023%。就目前的變量來看農村金融發展效率對農民增收起主要作用，其彈性系數為2.36，意味著發展效率提升1單位，農民增收2.36個單位。農村金融發展效率是農村貸款余額占農村存款余額的比重，從組成可以看出，白銀市農村存款相對其他變量能被有效的轉換為農村經濟發展的資本。

（三）Granger 因果關系檢驗

在協整檢驗中發現，白銀市農村金融發展水平的確與農民增收存在長期穩定性，為了確切了解他們之間的關系，接下來需要進行Granger 因果關系檢驗。因果關系檢驗假設，所有被檢驗變量都不是被解釋變量的格蘭杰原因，即因果關系。當檢驗結果中的P值大于置信度時，被檢驗的變量就不是因變量的格蘭杰原因，相反P值小于置信度則說明變量之間存在因果關系，就不接受原假設。[5]

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由表6可知， 當把農民收入作為被解釋變量，有三個解釋變量與其檢驗的p值是小于0.05的，說明三者是其格蘭杰原因，分別是農村金融發展規模、農村金融發展效率和農村固定資產的投資率。這三者的發展可以直接刺激經濟農村經濟的發展，促進農民收入的增加。而農村金融發展結構的p值是0.4130，遠遠大于顯著性水平，可見不屬于農民增收的格蘭杰原因，結合之前的協整檢驗可以知道其與農民收入增加有正向關系，但是主要起間接作用。所有變量反向檢驗的P值都大于置信度，不存在因果關系，說明了農村金融發展與農村經濟增長間關系是正向促進關系，即農村金融的發展能夠促進農村經濟的增長，而農村經濟的增長并不能顯著的促進農村金融的發展。

四、結論及對策建議

（一）結論

1.農村金融規模對農民收入的影響

白銀市農村金融發展規模屬于白銀市農村農民收入增長的格蘭杰原因，規模的擴大能夠給農民增收帶來積極影響。但從協整函數式來看，對農村產出的刺激作用還不如自身發展的速度，這個可能存在兩方面原因。一是其本身規模較小，導致其投入資本的經濟規模效應比較小，相對城市企業增加了各方面的成本，因此產出的影響不明顯。二是由于農村農業投資回收周期長，期間風險相對于非農業產業來說較大，由于商業本身的盈利性，農村銀行傾向于貸款給風險小的項目，而貸款人也傾向于對風險較小的非農業部門投資。這樣一來，投資于農業的資金就變少了。

2.農村金融結構對農民收入的影響

農村金融發展結構不是農民收入增長的格蘭杰原因。通過協整檢驗得知有正向關系，但是通過Granger 法檢驗卻表明沒有因果關系，需要經過一些途徑的傳導才能刺激農民收入增加。就目前白銀市的情況來看，鄉鎮企業貸款占農村貸款余額的比重并不大，規模較小。農村金融發展結構的改善任重而道遠，對農民的增收效果也要在相當長的一段時間后才能見到明顯效果。

3.農村金融發展效率對農民收入的影響

白銀市農村金融發展效率對農民收入增長的發展見效快，作用積極。金融的貸款與存款的比例增加，意味著更多的資金流入市場，極大地促進了農民收入增長的發展。農村金融需要開展農村金融服務的多元化，從而加大信貸投入的力度，實現優惠利率，在一定時期適當降低農民的借款利率。由于農業投資回收周期長，中長期貸款也應該給予一定的政策優惠，以此通過信貸的結構調整促進農民收入增長的產業結構優化和升級。

4.其他因素對農民收入的影響

檢驗發現，白銀市的農村固定資產投資也可以對農民增收產生積極影響，并且呈現出一種正向因果關系，相對于其他的因素彈性系數很小，對農民增收效果可能沒有那么明顯，但是需要知道，固定投資一旦成型便會為農村形成很多就業崗位，以此反哺農村經濟。

（二）對策建議

1.加大農村信貸資金供給

農村信貸資金不充足，對整個農村金融發展水平與很大影響，信貸資金不足則農村金融發展規模就上不去，農村的金融發展結構也難以完善。而解決這一問題的方法需要各個方面力量共同努力。政府方面應該給予針對農村金融發展的優惠政策，要為農村資金的融通提供政策上的幫助，需要鼓勵農村銀行實行支農方面的措施，給予這類銀行一定的肯定。國有商業銀行和地方銀行也要著眼于“三農問題”，可以與地方政府進行相關支農方面合作，做到強強聯合。另外，要引進和研發先進的電子金融技術，學習先進的管理經驗，引進高金融素質人才，積極為農民和農業企業提供存取款、貸款服務，加強對當地農業部門企業的了解，提供合法必要的經濟援助。企業要加強與銀行和政府的溝通，如實匯報企業自身經濟的狀況，努力提高自身的信用水平。農民要提高農村金融方面的意識，充分利用政府的貸款優惠政策，發展實業，促進農村經濟的發展，促進自身收入水平的提高。[6]

2.規范農村非正規金融機構

如今農村的正規金融機構投放在農村的信貸規模不夠，農業部門和農民沒有正規的貸款渠道，不得不向非正規金融機構貸款，甚至借取高利貸。不可否認，通過非正規金融機構可以得到一定的農業發展資金，但這樣帶來的負面影響也不可忽視，非正規的金融機構可能存在經營不合理，風險管理不恰當，很容易破產，進而造成農村金融機構的擠兌現象，導致農村金融市場極度不穩定。因此，在發展非正規金融的同時，政府需要對其加以規范和引導，使其規范化和合法化的發展，適當的放低民間資本進入農業部門的門檻。銀行方面要加強與農戶、企業的聯系，減少信息不對稱產生的逆向選擇問題和道德問題。

3.降低農村金融市場交易成本

農村貸款不像城市大企業一樣，城市大企業貸款數量較少，額度大，管理難度小。農村貸款帶有季節性，數量可能較多，受制于農村中小企業的規模，其額度一般較小，而且這些企業分布都比較分散。銀行的監管成本、調查成本等都比較大，農戶的違約風險也高，這樣造成銀行在農村的信貸費時又費力，利潤卻上不去。因此，政府需要進行一定的財政補貼，減少銀行在農村信貸的成本，給予一定利息補償，也可以通過財政政策，降低農戶發生天災人禍時的損失。另外，也要加強司法執行度，提高農戶的信用意識，從而提高整個農村的信用水平，降低信息不對稱導致的道德問題。政府還要和民間資本加強合作，建立農村的擔保機制，如成立擔保公司，建立涉農貸款風險擔保基金之類。以多方面力量共同作用來建設更好的農村金融發展水平，促進農村經濟發展，提高農民收入。

參考文獻：

[1] 王慧玲.陜西省農村金融發展對農民收入影響研究[D].咸陽：西北農林科技大學，2017.

[2] 顧秀林. 經濟學數量模型的選擇與科布-道格拉斯生產函數[J].中國農村觀察，2007（1）：2-10+23+80.

[3] 陳 昭.時序非平穩性ADF檢驗法的理論與應用[J].廣州大學學報：自然科學版，2008（5）：5-10.

[4] 王立萍，賈利軍.關于外匯市場有效性的Johansen協整檢驗[J].金融教學與研究，2007（5）：44-46.

[5] 龐 皓，陳述云.格蘭杰因果檢驗的有效性及其應用[J].統計研究，1999（11）：42-46.

[6] 趙洪丹，朱顯平.農村金融、財政支農與農村經濟發展[J]. 當代經濟科學，2015，37（5）：96-108+127-128.

[責任編輯：王功巧]