山西省農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民增收的影響研究

□米瑞通

（山西大學(xué)，山西 太原 030006）

1 山西省農(nóng)村居民收入現(xiàn)狀

2022 年2 月22 日中央一號(hào)是自2004 年以來(lái)連續(xù)第十九年發(fā)布以“三農(nóng)”為主題的中央一號(hào)文件，也是自改革開(kāi)放以來(lái)第二十四個(gè)以農(nóng)業(yè)、農(nóng)村和農(nóng)民為主題的中央一號(hào)文件，由此可見(jiàn)黨中央對(duì)“三農(nóng)”問(wèn)題的高度關(guān)注。

改革開(kāi)放至2020 年，山西省居民人均可支配收入從140 元增長(zhǎng)至25 214 元，提升了約180 倍，其中農(nóng)村居民人均可支配收入從102 元增長(zhǎng)至13 878 元。山西省城鄉(xiāng)居民人均可支配收入比雖已從2.95 降至2.51，從全國(guó)范圍看，山西省農(nóng)村地區(qū)居民人均可支配收入水平仍較低，亟須進(jìn)一步提高。

由《山西統(tǒng)計(jì)年鑒》可知，山西省農(nóng)村居民收入來(lái)源呈現(xiàn)出多元化的趨勢(shì)。2009 年，山西省農(nóng)村居民工資性收入與經(jīng)營(yíng)性收入占比基本持平。2010 年后，工資性收入超過(guò)經(jīng)營(yíng)性收入，成為山西省農(nóng)村地區(qū)居民人均可支配收來(lái)源的最大組成部分，轉(zhuǎn)移凈收入在農(nóng)村居民人均可支配收入中的占比呈逐年大幅上升的趨勢(shì)，經(jīng)營(yíng)性收入在農(nóng)村地區(qū)居民人均可支配收入中的占比則基本呈逐年下降的態(tài)勢(shì)。2020 年，在山西省農(nóng)村地區(qū)居民人均可支配收入的結(jié)構(gòu)組成中，工資性收入、經(jīng)營(yíng)性收入、財(cái)產(chǎn)凈收入和轉(zhuǎn)移凈收入分別占比45.7%、26.0%、1.5%和26.7%，工資性收入和轉(zhuǎn)移凈收入占比較2009 年分別上升5.1%和14.2%，經(jīng)營(yíng)性收入和財(cái)產(chǎn)凈收入占比較2009 年分別下降15.4%和3.8%。長(zhǎng)期以來(lái)，山西省農(nóng)村居民的經(jīng)營(yíng)凈收入僅次于工資性收入，是農(nóng)村居民人均可支配收入的第二大來(lái)源，但轉(zhuǎn)移凈收入的占比不斷提升，且2020 年轉(zhuǎn)移凈收入已經(jīng)超過(guò)經(jīng)營(yíng)性收入。

2 山西省農(nóng)村金融發(fā)展現(xiàn)狀

農(nóng)村金融的發(fā)展對(duì)促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要的作用，但從全國(guó)范圍來(lái)看，中國(guó)農(nóng)村金融長(zhǎng)期面臨著供需失衡問(wèn)題，農(nóng)村金融一直處于相對(duì)弱勢(shì)的地位。山西省作為欠發(fā)達(dá)的內(nèi)陸省份，近年來(lái)大力發(fā)展普惠金融，農(nóng)村金融供給雖得到明顯改善，涉農(nóng)貸款余額逐年上升，農(nóng)村金融服務(wù)網(wǎng)點(diǎn)不斷擴(kuò)展，市場(chǎng)化程度不斷提高，但山西省農(nóng)村金融發(fā)展仍存在水平滯后、制度落后、服務(wù)不足等諸多問(wèn)題，制約了山西省農(nóng)村金融對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用。

3 模型建立

3.1 模型設(shè)定

兩個(gè)模型均將農(nóng)村地區(qū)金融發(fā)展看作“投入”，農(nóng)民收入水平看作“產(chǎn)出”。具體見(jiàn)模型（1）。

式中：Ln表示因變量，Ln和Ln表示自變量，和代表農(nóng)村地區(qū)金融發(fā)展水平指標(biāo)的彈性系數(shù)，代表常數(shù)項(xiàng)，表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

通過(guò)EViews 軟件采用逐步回歸法設(shè)定模型，具體見(jiàn)模型（2）（3）。

3.2 變量選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

第一，變量選取。以農(nóng)村居民人均可支配收入表示農(nóng)民收入情況，以第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值指數(shù)來(lái)表示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值（1952=100）。模型Ⅰ以山西省農(nóng)村地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)村地區(qū)金融發(fā)展效率指標(biāo)來(lái)研究農(nóng)村金融發(fā)展情況，模型Ⅱ以農(nóng)村地區(qū)金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點(diǎn)規(guī)模指標(biāo)和農(nóng)村地區(qū)金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點(diǎn)總資產(chǎn)指標(biāo)來(lái)研究農(nóng)村地區(qū)金融發(fā)展情況，表1 為各變量說(shuō)明總結(jié)。

表1 變量及指標(biāo)說(shuō)明

第二，數(shù)據(jù)來(lái)源。基于數(shù)據(jù)的可得性，其中模型Ⅰ選取2009—2020 年為研究時(shí)段，模型Ⅱ選取2007—2016 年為研究時(shí)段，選取的數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)農(nóng)村金融服務(wù)報(bào)告》和各年份《山西金融年鑒》《山西統(tǒng)計(jì)年鑒》《山西省國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。為確保數(shù)據(jù)完整，用預(yù)測(cè)的方法將年鑒中殘缺的數(shù)據(jù)進(jìn)行了填充。

4 實(shí)證分析

利用EViews 軟件，通過(guò)逐步回歸法建立回歸方程，采用對(duì)各變量擬合優(yōu)度的檢驗(yàn)及T 檢驗(yàn)的方法來(lái)分析回歸方程的有效性，并得到最優(yōu)回歸。

4.1 模型Ⅰ

模型Ⅰ選取2009—2020 年為研究時(shí)間段，以山西省農(nóng)村地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)村地區(qū)金融發(fā)展效率指標(biāo)來(lái)研究農(nóng)村金融發(fā)展情況，以農(nóng)村居民人均可支配收入衡量農(nóng)民收入情況。采用逐步回歸的方法，以Ln為自變量建立模型1，以Ln和Ln為自變量建立模型2。

第一，擬合優(yōu)度及T 檢驗(yàn)。表示解釋變量與被解釋變量之間線性關(guān)系的相關(guān)程度，越接近1 表示相關(guān)強(qiáng)度越強(qiáng)。調(diào)整的能更準(zhǔn)確地反映樣擬合程度，故本文采用調(diào)整的來(lái)衡量。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果可知，隨著回歸模型增加Ln為解釋變量，調(diào)整的由0.943 增大到0.993，說(shuō)明模型2 比模型1 的回歸方程擬合更好。

T 檢驗(yàn)是用來(lái)檢驗(yàn)常數(shù)項(xiàng)及自變量的偏回歸系數(shù)為0 的假設(shè)的檢驗(yàn)。由表2 檢驗(yàn)結(jié)果可知，常數(shù)項(xiàng)、Ln和Ln的Sig=0＜0.05，所以假設(shè)不成立，即各系數(shù)不為0，并且對(duì)回歸方程都有很大的貢獻(xiàn)，解釋變量與被解釋變量之間總體線性關(guān)系顯著。

第二，模型回歸結(jié)果。通過(guò)多元線性回歸檢驗(yàn)可得回歸模型，具體見(jiàn)模型（4）。

當(dāng)保持不變時(shí)，自變量變化1%，因變量在95%的顯著性水平下與自變量同向變化1.231%；當(dāng)保持不變時(shí)，自變量變化1%，因變量在95%的顯著性水平下與自變量反向變化1.263%。結(jié)果表明，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模與農(nóng)民收入呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，農(nóng)村金融發(fā)展效率與農(nóng)民收入呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。

4.2 模型Ⅱ

模型Ⅱ選取2007—2016 年為研究時(shí)間段，以農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點(diǎn)規(guī)模指標(biāo)和農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點(diǎn)總資產(chǎn)指標(biāo)來(lái)研究農(nóng)村金融發(fā)展情況。采用逐步回歸的方法，以Ln為自變量建立模型3，Ln和Ln為自變量建立模型4。

第一，擬合優(yōu)度檢驗(yàn)及T 檢驗(yàn)。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果可知，隨著回歸模型增加Ln為解釋變量，調(diào)整的也由0.967 增大到0.981，說(shuō)明模型4 比模型3 的回歸方程擬合得更好。

由表2 檢驗(yàn)結(jié)果可知，常數(shù)項(xiàng)的Sig=0.002 8＜0.05，Ln的Sig=0.032 9＜0.05，Ln的Sig=0＜0.05，所以假設(shè)不成立，即各系數(shù)不為0，并且對(duì)回歸方程都有很大的貢獻(xiàn)，解釋變量與被解釋變量之間總體線性關(guān)系顯著。

表2 系數(shù)顯著性檢驗(yàn)表

第二，模型回歸結(jié)果。通過(guò)多元線性回歸檢驗(yàn)可得回歸模型，具體見(jiàn)模型（5）。

當(dāng)保持不變時(shí)，自變量變化1%，因變量在95%的顯著性水平下與自變量反向變化0.531%；當(dāng)保持不變時(shí)，自變量變化1%，因變量在95%的顯著性水平下與自變量同向變化0.791%。結(jié)果表明，山西省農(nóng)村地區(qū)金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點(diǎn)總資產(chǎn)與農(nóng)民收入呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系，而農(nóng)村地區(qū)金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點(diǎn)規(guī)模與農(nóng)民收入則呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)關(guān)系。

4.3 模型存在的不足

根據(jù)相關(guān)理論，方差膨脹因子的取值大于1，且越接近1 表明多重共線性越輕，VIF 大于10 時(shí)認(rèn)為存在較強(qiáng)的多重共線性。根據(jù)共線性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，模型Ⅰ中Ln和Ln的方差膨脹因子（VIF）為2.968，其回歸擬合效果較好，但仍存在一定程度的多重共線性；模型Ⅱ中Ln和Ln的方差膨脹因子為8.450，其擬合效果不如模型Ⅰ，且相較來(lái)說(shuō)存在略強(qiáng)的多重共線性。究其原因是在經(jīng)濟(jì)金融領(lǐng)域中，許多經(jīng)濟(jì)變量之間普遍都存在相關(guān)性。隨著近年來(lái)山西省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、農(nóng)村金融發(fā)展效率都會(huì)呈現(xiàn)出同步增長(zhǎng)的趨勢(shì)，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點(diǎn)規(guī)模與農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點(diǎn)總資產(chǎn)存在更高程度的同步變動(dòng)趨勢(shì)，因而這些變量在時(shí)間序列的樣本數(shù)據(jù)中存在著近似的比例關(guān)系，造成多重共線性問(wèn)題。

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié)論

通過(guò)實(shí)證結(jié)果分析，得出以下結(jié)論：農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模每變化1%時(shí)，農(nóng)民收入在95%的顯著性水平下同向變化1.231%；農(nóng)村金融發(fā)展效率每變化1%時(shí)，農(nóng)民收入在95%的顯著性水平下與自變量反向變化1.263%；農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點(diǎn)規(guī)模每變化1%時(shí)，農(nóng)民收入在95%的顯著性水平下與自變量反向變化0.531%；農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點(diǎn)總資產(chǎn)每變化1%時(shí)，農(nóng)民收入在95%的顯著性水平下同向變化0.791%。

農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點(diǎn)總資產(chǎn)對(duì)農(nóng)民收入增收有正向促進(jìn)作用，并沒(méi)有很大程度上促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)，由此推測(cè)山西省農(nóng)村貸款仍然存在表面化的問(wèn)題，沒(méi)有真正做到針對(duì)農(nóng)民的具體需求。農(nóng)村金融發(fā)展效率和農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點(diǎn)規(guī)模對(duì)農(nóng)民收入增收都有反向促進(jìn)作用，這與溫濤等（2005）劉堯飛（2019）的研究結(jié)果相符。這一結(jié)論顯然不符合政策制定者的預(yù)期結(jié)果，實(shí)際上揭示出山西省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)實(shí)際需求不協(xié)調(diào)而導(dǎo)致的資金配置效率低下的事實(shí)，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)在吸收農(nóng)民存款后沒(méi)能及時(shí)反哺于農(nóng)，導(dǎo)致農(nóng)村地區(qū)的資金逐步外流。

5.2 建議

5.2.1 擴(kuò)大農(nóng)村金融規(guī)模

農(nóng)村金融的發(fā)展不僅能促進(jìn)農(nóng)民收入增加，還能縮小城鄉(xiāng)收入差距。山西省應(yīng)采取相應(yīng)措施，因地制宜，根據(jù)各市（區(qū)、縣）經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況，針對(duì)性推出滿足客戶需要的服務(wù)。要擴(kuò)大農(nóng)村地區(qū)金融機(jī)構(gòu)覆蓋的范圍，加強(qiáng)相關(guān)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，拓展農(nóng)村金融服務(wù)網(wǎng)絡(luò)，拓寬信貸資金支農(nóng)渠道，繼續(xù)完善小額信貸機(jī)制。

5.2.2 引導(dǎo)農(nóng)村金融發(fā)展

山西省要完善農(nóng)村金融服務(wù)的發(fā)展環(huán)境，積極引導(dǎo)農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)規(guī)范發(fā)展，合理規(guī)劃其布局，充分發(fā)揮其對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的支持作用。特別是要將農(nóng)村信用社辦成真正為農(nóng)民、農(nóng)村和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展服務(wù)的農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)，為其積極引入資金，引導(dǎo)資金回流農(nóng)村。同時(shí)，相關(guān)監(jiān)管機(jī)構(gòu)要促進(jìn)金融監(jiān)管的有效實(shí)施，加強(qiáng)對(duì)農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的動(dòng)態(tài)監(jiān)管。農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)要在嚴(yán)格遵守經(jīng)營(yíng)準(zhǔn)則及金融服務(wù)約束機(jī)制的前提下，積極提升其在農(nóng)村市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)力，使經(jīng)營(yíng)模式更好地滿足市場(chǎng)需求。

5.2.3 創(chuàng)新農(nóng)村金融產(chǎn)品

要與時(shí)俱進(jìn)，以需求為導(dǎo)向，開(kāi)創(chuàng)出一批創(chuàng)新型金融產(chǎn)品，創(chuàng)新農(nóng)村金融服務(wù)體系，為農(nóng)戶提供多樣化的服務(wù)，豐富農(nóng)村金融產(chǎn)品，避免因農(nóng)村金融缺乏創(chuàng)新造成經(jīng)濟(jì)貧瘠。例如，分辨農(nóng)戶在不同階段的差異化需求，有效制定切合實(shí)際情況的涉農(nóng)金融產(chǎn)品；適當(dāng)延長(zhǎng)涉農(nóng)貸款還款期限，創(chuàng)新發(fā)展一批與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)周期相吻合的農(nóng)業(yè)貸款；將農(nóng)村金融服務(wù)發(fā)展與互聯(lián)網(wǎng)金融更好地融合，開(kāi)發(fā)出有地方特色的普惠性金融產(chǎn)品等。

5.2.4 完善相關(guān)法規(guī)制度

逐步建立起全面多維的農(nóng)村金融服務(wù)體系，始終基于服務(wù)“三農(nóng)”這一目標(biāo)，加強(qiáng)對(duì)農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)及其服務(wù)對(duì)象的信息采集，不斷完善相關(guān)客戶、企業(yè)、機(jī)構(gòu)的信用檔案，建立信息共享平臺(tái)，在農(nóng)村地區(qū)建立起有效的征信體系，為金融機(jī)構(gòu)發(fā)放貸款提供有效的信用決策依據(jù)，規(guī)范不良信用行為，逐步建立起良性發(fā)展的信用體系。同時(shí)，要出臺(tái)相關(guān)法律法規(guī)，對(duì)涉農(nóng)金融服務(wù)中的失信行為加大處罰力度，嚴(yán)格規(guī)范農(nóng)村地區(qū)借貸行為，改善農(nóng)村地區(qū)金融信用環(huán)境。