基于分位數回歸分析方法的農村金融對農業產業化的影響研究

汪橋 臺德進 董春麗

摘要 為了探討農村金融與農業產業化之間存在的內在規律，使用中國2000—2016年的數據對兩者進行了定量分析和實證分析，并對兩者良性互動給出了數理模型推導。結果顯示：農村金融與農業產業化通過技術進步和資本積累途徑相互促進；中國農業產業化水平得到提高，但發展速度緩慢，農村金融逐漸發展，但并不平穩；農村金融變量對農業產業化的分位數回歸系數呈波動狀態，其中，農業貸款和農業保費賠付對農業產業化具有明顯的促進作用，由此得出金融支農的重要意義。

關鍵詞 農村金融；農業產業化；分位數回歸

中圖分類號 S-9 文獻標識碼 A

文章編號 0517-6611（2019）09-0219-05

doi：10.3969/j.issn.0517-6611.2019.09.062

Abstract In order to explore the inherent laws existing between rural finance and agriculture industrialization， this paper uses the data of China in 2000-2016 to conduct quantitative analysis and empirical analysis， and deduces the mathematical model derived from the positive interaction between the two. The results show： Rural finance and agricultural industrialization promote each other through technological progress and ways of capital accumulation；the level of Chinas agricultural industrialization has been improved， but the pace of development has been slow. Rural finance has gradually developed but not stabilized；the quantile regression coefficient of rural financial variables on agricultural industrialization fluctuated， among them， agricultural loans and agricultural insurance premiums played a significant role in promoting agriculture industrialization， and the important meaning of financial support for agriculture was drawn.

Key words Rural finance；Agriculture industrialization；Quantile regression

農業是國民經濟的基礎，是其他產業得以發展的基石。21世紀以來，我國廢除農業稅、建立農業補貼制度，逐漸完善農村基礎設施，大力推行農業機械化運作，使得近些年我國農業得到快速發展。我國農業總產值從2000年的24 915.8億元增長至2016年的112 091.3億元，年均增長率9.85%。但短期的快速增長并不意味著可持續發展，我國的農業生產面臨著一些困境：一是農業生產風險大、經營分散、規模小、利潤率低，導致農業勞動力大量流失，農業科技創新水平低；二是財政支農力度仍然較小，21世紀以來，財政投向農業的比重平均維持在7.26%左右，外資流入農業的比重更少，不到3%；三是農業內部結構不合理，區域間發展不平衡。因此，想要推動農業可持續發展以及進一步增加農民收入就必須提高農業生產的現代化水平，而實現這一途徑的有效手段則是實行農業產業化，即以市場為導向，以經濟效益為中心，優化組合各種生產要素，實行區域化布局，專業化生產，實現農業現代化。而提高農業產業化水平離不開資金的支持，或者說農村金融在農業產業化進程中發揮著至關重要的角色。

國內外關于農業產業化和農村金融之間關系的研究起初是分開的。關于農業產業化的研究，總結起來就是主要關于農業產業化內涵的闡述、農業產業化進程中存在的問題[1-3]以及農業產業化發展水平的測度[4]。關于農村金融的研究主要集中于農村金融對農村經濟的促進方面[5]、農村金融可持續性方面以及農村金融對農民收入增長的作用方面[6]。后來學者們將農業產業化與農村金融結合起來研究，主要論證農村金融對農業產業化支持力度大小問題[7-9]。這為農村金融與農業產業化良性互動提供了理論依據與政策參考建議。但學者們很少從理論層面闡述兩者良性互動的機理，實證方面更是將兩者進行簡單的回歸，且大部分學者從局部地區出發探討兩者之間的關系，這并不能準確地反映中國的整體情況。鑒于此，筆者從我國整體角度出發，首先給出農業產業化與農村金融良性互動的數理模型推導，其次設立指標對農業產業化發展趨勢及農村金融現狀做出定量分析，然后給出農村金融對農業產業化影響的實證分析，最后得出研究的相關性啟示。

1 理論分析

農村金融與農業產業化是一個良性互動的過程，農業產業化能夠帶動農村金融的發展，反過來，農村金融的發展又會促進農業產業化水平的提高，兩者主要通過技術進步和資本積累促進彼此發展。技術進步途徑：一方面農民借貸資金，可以擴大農業生產規模，增加機械化使用程度，提高勞動生產率；另一方面農民是農業科技創新的重要組成部分，創新對資金產生需求，農村金融對農業的借貸將推動農業創新，進而提升生產與銷售效率，促進農業產業化水平提高。農業產業化水平提高的同時也就是農民收入增長以及農業經濟發展之時，從而對金融產品需求增加，推動金融工具與產品的技術革新。資本積累途徑：農業保險及賠付制度的建成與應用解決了農民后顧之憂，使得農民敢于擴大生產，甚至進行新產品的研發與創新，同時農業貸款與農業存款的增加將會促進農業經濟發展和農民收入增長，資本不斷得以積累，農業產業化水平得以提高。農業經濟發展將會形成更多的儲蓄，金融機構資本積累增加。筆者將第一種途徑稱之為技術效應，第二種途徑稱之為資本積累效應。建立在此基礎上，通過構建數理模型，具體考察農村金融促進農業產業化水平的傳導機制。

2 農業產業化趨勢測度及農村金融現狀分析

2.1 農業產業化趨勢測度

關于農業產業化測度方面沒有一個統一的指標，大多數學者使用一系列綜合指標用來衡量農業產業化發展程度。有的學者使用產業化效益指標、社會服務化指標以及市場化指標等做為農業產業化發展趨勢的衡量指標；陽立高等[4]使用人均機械總動力、機耕面積比例、谷物單位面積產量以及農村人均固定資產投資等九大指標綜合測度我國農業產業化發展水平與趨勢。鑒于數據的可得性，筆者采用與陽立高等中相類似的做法，使用以下5大指標綜合測度農業產業化發展趨勢：人均機械總動力（農業機械總動力除以農林牧副漁從業人員數）、谷物單位面積產量、農產品出口比例（農產品出口額除以農業總產值）、農業勞動生產率（農業總產值除以農林牧副漁從業人員數）、農村人均固定資產投資。由于年份較多，為了更清晰地對農業產業化趨勢做出觀察與年份比較，表1采取平均數的統計方法。

人均機械總動力不斷上升，年均增長率高達7.33%，反映出我國機械化使用水平提高，機械化不斷普及。谷物單位面積產量也是不斷增加的，從2000年的4 752.56 kg/hm2增加到2016年的5 990 kg/hm2，表明我國農業生產逐漸現代化，同時農民的收入也趨于增長。農產品出口比值波動較大，近些年有減少勢頭，這可能與我國農產品的低技術含量以及歐美等國家實行的技術、環境貿易壁壘等有著重要關系。農業勞動生產率得到了快速發展，農業人均產值上升迅猛，主要原因可能有三點：一是近些年農村金融發展迅速，為農業發展提供了保障和資金支持；二是大量農村勞動力得到了釋放和流出，減少了農村的隱蔽性失業率；三是政府對農業扶持力度加大。農村人均固定資產投資波動也是較大的，2006—2010年屬于投資的過熱階段，平均增長率為24.43%。

農業產業化趨勢指數從2000年的0.036 1增加到2010年的0.079 9，2011年有所下降，之后年份又呈上升態勢。我國農業產業化程度不斷加深，主要得益于農民手里集聚的資金，因為充足的資金是農業規模化生產、農業機械化使用、農業科技創新以及農村電子商務和其他信息平臺建立的基礎。不可否認這些資金的一部分來源于政府的轉移性補貼，而更多的來資金源于金融機構的貸款和農民擴大再生產的積蓄。

2.2 農村金融現狀描述

我國農村經濟快速發展推動了農村金融的發展。圖2反映了2000—2016年我國農業存款和貸款發展趨勢，圖3反應了2000—2016年我國農業保費收入及賠付情況。農村存款（deposit）從2000年的2 642.90億元增加到2016年的53 133.98億元，農業貸款（loan）從2000年的4 889.00億元增長至2016年的61 219.11億元，年均增長率分別為20.63%和17.11%，且兩者基本保持平行增長。2000—2005年我國農業保費收入（prem）及賠付（compens）額較少，基本維持在7億元以下的水平。2006年及以后，這兩大變量增長迅猛，2016年農業保費收入達到417.7億元，農業保險賠付為299.2億元。農村金融快速發展勢必帶動農業快速發展，推動整個農村經濟增長。

3 實證分析

3.1 變量選取和特征描述

筆者考察的是農村金融對農業產業化的影響作用，故將農村金融各變量作為解釋變量，農業產業化指數作為被解釋變量。另外，為了進一步考察解釋變量與被解釋變量之間因果關系以及模型回歸的精確性，筆者加入適量的控制變量。被解釋變量：農業產業化趨勢指數（TR），即圖1所描述的指標，用來測度農業產業化發展速度和趨勢。解釋變量：農業存款（deposit）、農業貸款（loan）、農業保費收入（prem）和農業保險賠付額（compens），這些變量是農業資本積累和勞動生產率提高的關鍵性因素。控制變量：城鎮化率（urban）和財政投向農業比重（sup port），財政為農業提供資金支持，城鎮化為農產品提供廣闊的市場，直接或間接促進農業產業化水平提升。數據來自于歷年《中國金融年鑒》和《中國農村統計年鑒》。變量特征描述如表2。

表2再次反映出農村金融與農業產業化都得到不同程度的發展，尤其是農業存款和農業貸款，總量巨大，增速也迅猛。

表2中的數據波動均比較大，在計量回歸之前需要對這些變量做單位根檢驗和協整檢驗，發現變量均是一階平穩的，且被解釋變量與解釋變量之間存在長期的關系，因此，可以對模型進行回歸分析。通常的回歸分析著重考察解釋變量對被解釋變量的條件期望E（y|x）的影響，實際上是均值回歸，很難反映整個條件分布的全貌，而且回歸結果易受極端值的影響。因此，筆者采取分位數回歸方法對模型進行回歸，刻畫條件分布y|x的若干重要的條件分位數，便于比較，也給出OLS估計結果。

結果分析：

（1）OLS回歸結果顯示，農業貸款、保費賠付對農業產業化具有顯著的促進作用，而農業存款及農業保費收入對農業產業化產生了一定的限制作用。這可能與資金的流進、流出有關系，流進的資金增進了生產能力，促進了農業現代化生產，流出的資金限制了農業生產及生產規模。但這并不能表明沒有必要進行農業存款與農業保險，反而存款與保險是貸款與賠付的前提條件，要從全局把握。政府有利的財政支持也是農業產業化程度提高的關鍵性因素，城鎮化水平對農業產業化的促進效果并不明顯。

（2）10%、50%以及90%的分位數回歸結果與OLS回歸結果在系數正負號方面沒有任何差別，再次證明了農業貸款與保費賠付對農業產業化的促進作用以及農業存款與保險對農業產業化的限制作用。

（3）分位數回歸與OLS回歸結果在系數大小方面有所差別，農業貸款的分位數回歸系數呈現先下降后上升的趨勢（圖4中亦可見），表明農業貸款對農業產業化的條件分布的兩端影響大于對中間部分的影響。也就是說，增加農業貸款對于低農業產業化水平階段和高農業產業化水平階段的影響都較大。我國現在處于農業產業化發展低水平階段，因此增加農業貸款的必要性。農業保費賠付與農業貸款系數變化趨于一致，農業存款和農業保費收入的系數與農業貸款相反，呈先上升后下降的趨勢。

4 結論與啟示

新世紀以來，我國農業產業化程度不斷加深，但發展速度比較緩慢，農村金融也得到一定程度的發展，但部分變量波動較大，并不平穩。數理模型推導顯示農業產業化和農村金融存在良性互動的內在規律。實證結果表明農業貸款和農業保險賠付等變量對農業產業化有顯著的促進作用，農業存款和農業保費收入對農業產業化具有一定的限制作用。由此可見，資金流入農業的重要性，因為資金是機械化廣泛使用、農業科技創新以及農村固定資產投資的基礎條件。但也要保持資金適當的流出，因為有流出才有更多的流入。同時提高城鎮化水平，為農產品提供廣闊的需求市場，繼續加大政府對農業的投入比重，調整資金流入農業內部結構的合理性。金融支持農業，提高農業產業化水平，而農業產業化水平提高又反過來促進金融發展，保持兩者良好互動，共同推動我國經濟發展。

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