石 倩
(中國人民銀行來賓市中心支行,廣西來賓 546100)
2021年以來,習近平總書記多次提及“共同富?!?,扎實推進共同富裕已成為新發展階段的一項重大任務。由于當前我國農民人口數量多且農民收入還處于較低水平,鄉村振興是實現共同富裕的必由之路?!?0·60”雙碳目標下,綠色金融作用日益凸顯,成為鄉村振興的重要助推器?;诖耍疚膶G色金融支持鄉村振興促進共同富裕進行研究具有重要的現實意義,可為相關部門提供有價值的建議。
綠色金融可以助推鄉村振興促進共同富裕。李今果(2022)認為綠色金融發展能滿足鄉村產業相互融合的多元化融資需求。何奕霖等(2022)號召綠色金融企業用綠色理念推動農村振興。張靜文(2021)發現綠色金融與鄉村振興有機結合可以支持實體經濟發展。張瑞懷(2021)提出綠色普惠金融與鄉村振興融合能促進三農經濟提質增效。韓笑然(2021)指出綠色金融全面支持鄉村振興可以促進社會整體發展。丁雷雷(2021)認為綠色金融對農村居民各種收入來源的影響各異。范成博(2019)提出綠色金融可以為鄉村振興注入金融力量。楊林等(2019)發現綠色金融支持鄉村振興可以實現農民富。
通過對已有的文獻進行整理,發現目前研究綠色金融支持鄉村振興促進共同富裕的有關文獻還停留在理論探索層面,缺少強有力的數據支撐,導致說服力不強。針對目前相關研究的薄弱之處,本文利用1985-2021年的年度數據,實證研究綠色金融支持鄉村振興對促進共同富裕的影響,希望可以為更好發揮綠色金融帶動鄉村振興助力共同富裕提供參考。
隨著工業化城市化的飛速發展,環境污染問題日益嚴重,環境金融理論應運而生。該理論要求金融業要有保護環境的理念,設計多樣化的綠色金融產品,促進經濟和環境的協調發展。
該理論由納克斯提出,主要用于研究反貧困問題,從供需兩方面解釋低收入惡性循環的原理,認為提高收入是打破這種貧困惡性循環的重要手段,為研究農村金融對城鄉居民收入差距的影響提供了理論支撐。
該理論由劉易斯提出,目前我國農村剩余勞動力長期得不到有效轉移,二元經濟特征明顯,鄉村振興是破解二元經濟結構的重要途徑。鄉村振興能有效推進農村一二三產業融合發展,拓寬農民增收渠道,進一步促進共同富裕。
1.農業平穩增長糧食再創新高。國家統計局數據顯示,2021年,全國第一產業增加值達83086億元,較2015年增長36.51%;糧食種植面積17.64億畝,較2015年增長3.79%;糧食總產量13657億斤,位列全球首位,創歷史新高,較2015年增長9.88%。
2.產業不斷壯大助民增收。農業農村部數據顯示,2021年,全國規模以上農產品加工企業全年營業收入18.1萬億元,較2018年增長25.5%;鄉村休閑旅游業營業收入超7000億元,較2015年增長59.09%。
3.農村改革取得新突破。農業農村部數據顯示,截至2021年底,全國家庭農場、農民合作社分別達到390萬家和220萬個,農村衛生廁所普及率超過七成。農產品貿易實現較快增長,2021年全國農產品進出口總額達3041.7億美元,較2015年增長63.43%。
1.綠色信貸為鄉村振興提供資金支持。中國農業銀行數據顯示,截至2021年底,“三農”綠色信貸余額6962億元,同比增長27.97%,同時加大綠色金融產品和政策創新力度,推出湖北“碳匯林業貸”、福建“林業碳票”質押擔保貸款等,充分滿足各地綠色發展融資需求。
2.綠色債券為鄉村振興注入新動力。深圳證券交易所相關公告顯示,海南省農墾投資控股集團有限公司于2021年8月成功發行全國首單綠色鄉村振興公司債券“21海墾V1”,發行規模8億元,票面利率3.49%,低于同期5年期以上LPR報價1.16個百分點,降低發行企業融資成本。
3.綠色保險為鄉村振興保駕護航。銀保監數據顯示,2021年我國農業保險實現保費收入976.02億____元,是2015年的2.6倍,為1.78億戶次農戶提供風險保障4.72萬億元。
1.城鄉居民收入差距逐步縮小。國家統計局數據顯示,2021年農村居民人均可支配收入達到18931元,較2015年增長65.74%。城鄉居民人均可支配收入比為2.5,較2015年縮小0.23。
2.各地居民人均可支配收入差距較大。國家統計局數據顯示,2021年居民人均可支配收入最高的是上海,為78027元。排第8位的山東居民人均可支配收入為35705元,低于上海居民人均可支配收入的1/2。而青海、云南、西藏、貴州、甘肅的居民人均可支配收入不足上海居民人均可支配收入的1/3,如甘肅的居民人均可支配收入只占上海的28.28%。經濟發展不平衡是各地居民收入差距較大的主要原因。
與其將數碼攝影當做一種本質上的復制,不如將它看成一種觀念的體現,這種觀念更綜合,更印象主義,能融合其他影像,能創造多樣化的副本并衍生出派生物,最終這些圖像不會侵犯它們原本表現的東西的獨特性,就像獨一無二的繪畫能夠強調存在的奇特之處,而不是削弱它。[1]54
本文運用1985-2021年的年度數據,通過Eviews統計軟件,對綠色金融支持鄉村振興促進共同富裕進行實證分析。縮小城鄉收入差距是實現共同富裕的關鍵,本文選取城鄉居民收入差距(Y)作為共同富裕的衡量指標,是本文的因變量。借鑒楊軼華(2013)和李勇(2021)的研究方法,本文選取農業貸款(X)作為綠色金融支持鄉村振興的衡量指標,是本文的自變量。城鄉居民收入差距的數據主要來源于國家統計局,農業貸款的數據主要來源于《中國農村統計年鑒》。
為提高實證結果的準確性,本文對原始數據取對數,通過取對數的方式,可在一定程度上減少時間跨度等因素對研究結果造成的影響。因此,在本文的實證分析過程中以LnY表示城鄉居民收入差距,以LnX表示農業貸款。
對樣本變量進行ADF單位根檢驗,檢驗結果表明,在5%的顯著性水平下,所有的樣本數據一階差分后平穩,即樣本變量都是1階單整序列,因此可能存在協整關系(表1)。

表1 ADF單位根檢驗結果
對樣本變量進行E-G兩步法檢驗,檢驗結果表明,在5%的顯著性水平下,殘差序列是平穩的,說明LnX、LnY之間存在協整關系(表2)。

表2 E-G兩步法檢驗結果
對樣本變量進行格蘭杰因果檢驗,結果表明,在95%的置信區間,LnX不是LnY的格蘭杰原因的概率是0.0002,說明農業貸款對城鄉居民收入差距的推動作用十分明顯(表3)。

表3 在5%置信水平下格蘭杰因果檢驗結果
脈沖響應輸出結果表明,在2個標準差的置信區間內,LnX對LnY實施沖擊,在滯后前4期內LnY的響應路徑一直為負,且在滯后第2期到達最低點-0.0752;在滯后第4期以后LnY的響應路徑由負轉正,且呈現先上升后下降的趨勢,在滯后第7期到達最高0.0335,在滯后7期以后逐漸下降趨于零值(圖1)。由此可知,農業貸款對城鄉居民收入差距的影響逐漸擴大;但是長期來看,農業貸款對城鄉居民收入差距的影響比較穩定,相應變化不大。

圖1 脈沖響應函數的圖形輸出結果
方差分解輸出結果表明,LnX對LnY的方差分解時間路徑一直為正且不斷增加,說明農業貸款對城鄉居民收入差距的貢獻作用不斷增加,在滯后10期貢獻度達到60%左右,中間有個減速過程(圖2)。

圖2 方差分解的圖形輸出結果
通過上文的實證分析,總結得出如下結論:
一是通過格蘭杰因果檢驗結果可知,綠色金融支持鄉村振興對促進共同富裕的推動作用非常明顯。
二是通過脈沖響應分析結果可知,綠色金融支持鄉村振興對促進共同富裕的影響逐漸擴大;但是長期來看,綠色金融支持鄉村振興對促進共同富裕的影響比較穩定。
三是通過方差分解分析結果可知,綠色金融支持鄉村振興對促進共同富裕的貢獻度不斷增加,維持在5%~65%區間。
一是各地應以國家相關部門印發的《綠色產業指導目錄》為依據,制定與本地實際發展情況相符合的綠色金融準入標準,撬動更多資金支持新興綠色鄉村產業發展。二是利用區塊鏈、物聯網、大數據等現代科技手段,打造綠色金融服務“三農”的數字平臺,創建立足各地特色的“生態農業企業+農產品+訂單”數據庫,為各地鄉村發展特色優勢產業提供更加精細化的金融服務。三是探索供應鏈融資新模式,對與農業產業基地簽訂長期供銷協議的農戶開展“無感授信”,針對產業鏈的各環節,設計差異化的綠色金融服務產品。
一是推進綠色金融與鄉村振興戰略融合,發布綠色金融服務鄉村振興的指導意見,引導各類金融機構充分發揮自身優勢,合理定位、找準綠色金融服務鄉村振興的著力點,滿足市場主體合理融資需求。二是引導金融機構因地制宜,探索建立適合各地鄉村項目的綠色金融綜合評價體系,推進綠色金融產品創新,鼓勵符合條件的金融機構發行綠色金融鄉村振興債券。三是鼓勵金融機構成立專門的綠色金融團隊,推動綠色金融與普惠金融融合發展,深挖綠色金融潛能,進一步激發綠色金融支持鄉村振興活力。
一是優化財政支出結構,通過財政貼息、稅收優惠等來激勵銀行發放綠色信貸給農村經濟主體,在風險可控情況下將貼息管理權移交給銀行以適當擴大綠色貼息的范圍。二是完善綠色項目設計,建立綠色項目庫,為資金對接合格的綠色項目,同時設立綠色擔?;穑晟骑L險補償機制,吸引更多投資者支持農村綠色發展。三是對綠色金融服務鄉村振興方面成效明顯的金融機構在宏觀審慎評估、不良貸款容忍度等方面給予政策傾斜,同時將綠色金融支持鄉村振興情況作為金融機構設立網點、開辦新業務等方面的參考指標,調動金融機構用綠色金融支持鄉村振興的積極性。