農村金融服務發(fā)展對農民富裕程度影響的實證研究

成子樂，余 瑤

（合肥工業(yè)大學，安徽 宣城 242000）

引言

鄉(xiāng)村振興是黨的十九大提出的一項重大戰(zhàn)略，是關系全面建設社會主義現(xiàn)代化國家的全局性、歷史性任務，是新時代“三農”工作總抓手。農業(yè)現(xiàn)代化與鄉(xiāng)村振興離不開城市化和工業(yè)化的外部驅動，但其根本動能來自鄉(xiāng)村內部的結構升級，包括人力資本投資、技術進步與制度創(chuàng)新。目前鄉(xiāng)村振興的內生動力不足，一是農村缺少高附加值的鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)，農民只能依靠外出務工獲得收入。二是農民缺少抵押資產(chǎn)，獲取金融服務的渠道受阻。因此，實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，需要解決資金問題。2019 年2 月，中國人民銀行等五部門聯(lián)合印發(fā)《關于金融服務鄉(xiāng)村振興的指導意見》，鼓勵各涉農金融機構加大對鄉(xiāng)村振興領域的支持力度，更好地滿足鄉(xiāng)村振興多樣化、多層次的金融需求。

目前，金融與農村的研究成果可以分為兩個方面進行分析。一是研究金融服務發(fā)展與鄉(xiāng)村振興的關系，中心思想是分析金融服務發(fā)展對鄉(xiāng)村振興宏觀戰(zhàn)略和計劃的促進作用。如，李季剛、馬俊（2021）的研究表明，數(shù)字普惠金融發(fā)展可以助力鄉(xiāng)村振興建設，且具有單一門檻特征。蔡興（2019）等的研究成果表明，金融發(fā)展顯著地促進了鄉(xiāng)村振興發(fā)展，表現(xiàn)為自東部向中西部地區(qū)依次減弱。二是研究金融服務發(fā)展與農民收入的關系。Khandker& Miled等研究微型金融機構與農業(yè)發(fā)展的關系，認為加強農村金融機構建設，提高貧困人口的貸款供應會對人均收入帶來顯著影響。張榮（2017）研究得出，農村金融服務的發(fā)展水平會推動農民收入水平的提高，且當農村金融服務水平發(fā)展到一定水平后，農民收入增長的動力將顯著增強。阮貴林、孟衛(wèi)東（2016）基于省級面板數(shù)據(jù)的研究表明，農業(yè)保險顯著地促進了東、中部地區(qū)的農民收入增長，而對西部地區(qū)農民的收入增長不明顯。石文香、陳盛偉（2019）的研究表明，農業(yè)保險對農民收入增長的影響表現(xiàn)出門檻特征。溫濤、王煜宇（2005）認為，農村金融發(fā)展抑制了農民收入增長。

現(xiàn)有文獻從不同視角研究了金融發(fā)展和農村發(fā)展的問題，取得了一定的研究成果，但仍然存在不足之處。一是鄉(xiāng)村振興最終要達到共同富裕，主要是農民實現(xiàn)脫貧致富。而目前的研究主要集中在宏觀層面對鄉(xiāng)村振興規(guī)劃、戰(zhàn)略方面的實施，關于農村金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興宏觀戰(zhàn)略的影響層面還較少。二是在對于農民富裕程度的研究文獻中，大多數(shù)學者僅采用農民收入水平進行刻畫，鄉(xiāng)村振興是長期戰(zhàn)略，不可能一蹴而就，要在短期內提升所有人民的收入顯然不現(xiàn)實。

本文在其他學者已有的研究基礎上進行了剖析和研究，總的來說，本文的貢獻主要體現(xiàn)在以下幾個方面。一是在原有宏觀研究鄉(xiāng)村振興政策及戰(zhàn)略的基礎上，從微觀層面切入分析農村金融服務發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響，更加地貼近現(xiàn)實。二是從多維度刻畫了農民的富裕程度，采用農村居民收入水平、農村居民收入結構、農村居民生活質量衡量農民富裕程度，更貼近于“滿足人民對美好生活向往”的目標。

一、理論框架與研究假設

農村金融服務的發(fā)展從以下方面影響農民的富裕程度。首先在農民收入水平上，農民可以使用貸款資金更新現(xiàn)代化設施，提高生產(chǎn)效率。農業(yè)企業(yè)可以利用貸款形成的規(guī)模經(jīng)濟間接增加農民收入。其次在農民的收入結構和生活質量上，農村金融服務可以為農村、農民在農業(yè)生產(chǎn)上提供資金的支持，也可以在文化、教育、娛樂方面提供資金的幫助，豐富日常娛樂生活，拓寬收入來源，提高生活質量。

農村金融的發(fā)展是完善我國金融體系的必經(jīng)之路，但目前仍存在一些問題，有信貸需求的農戶和小微企業(yè)由于缺少抵押物，很難得到資金支持或獲取信貸的成本偏高，而隨著農村金融服務覆蓋面的擴大，金融服務的參與門檻會隨之降低，將有效緩解農民等弱勢群體被正規(guī)金融排斥的問題。因此，基于以上理論分析，提出以下假設。

H1：農村金融服務的覆蓋率增大，能有效提高農民的生活富裕程度。

城鎮(zhèn)的發(fā)展會帶來虹吸效應的增強，社會資金流向更傾向于城鎮(zhèn)，資源難以配置到農村，涉農貸款業(yè)務和小額貸款公司的出現(xiàn)有效優(yōu)化了資源配置結構。涉農貸款是服務“三農”的重要力量，為農村建設農業(yè)基礎設施，提高農業(yè)耕作的生產(chǎn)效率，同樣在文化教育方面也提供資金的幫助，有效改善了農民的生活質量。小額貸款公司是重要的普惠金融機構，成立之初就是為服務“三農”，它的出現(xiàn)直接增強了農村金融服務供給的能力，提高農民收入水平和生活質量。因此，基于以上理論分析，提出以下假設。

H2：涉農貸款使用效率和小額貸款貢獻率的提高，能有效提高農民的生活富裕水平。

農業(yè)具有高風險，作為金融服務之一的保險業(yè)務也在提高農民收入水平、改變農戶融資結構、實現(xiàn)精準扶貧等方面作用顯著。農業(yè)保險的發(fā)展為農戶提供保險保障和信貸支持，能夠提升弱勢群體的風險管理能力，增強農民應對風險的能力，進而提高農民的富裕程度。因此，基于以上理論分析，提出以下假設。

H3：農業(yè)保險的發(fā)展會有利于農民富裕程度的提高。

二、研究設計

（一）模型構建

借鑒Miled K.B.H.（2015）和李季剛（2021）的實證模型，本文首先構建以下農村金融服務發(fā)展影響農民富裕水平的回歸方程：

式（1）中，AFFLUENCE 表示解釋標量農民富裕程度，COVERAGE 表示解釋變量農村金融機構網(wǎng)點密度，EFFICIENCY 表示解釋變量涉農貸款使用效率，DEVOTE 表示小額貸款貢獻率，INSURANCE 表示農業(yè)保險密度。ECONOMY、OPENING、ODR 和 CITY 均表示控制變量，分別為經(jīng)濟發(fā)展水平、對外開放程度、老年撫養(yǎng)水平和城鎮(zhèn)化水平。ε 表示誤差項，i 和t 則分別表示省份與年份。

（二）變量選取

1.被解釋變量：農民富裕程度。農民富裕程度是衡量農民生活富裕的綜合性指標，本文借鑒了李季剛（2021）衡量生活富裕維度的指標體系，用農民的收入水平、收入結構、生活質量三個指標來衡量農民的富裕程度。由于在農村農民的住房面積不輕易發(fā)生變動（具有長期穩(wěn)定性），用農村居民人均合格住房面積來反映農民的生活質量缺點較大，故本文采用農村居民人均教育文化娛樂支出在農村人均消費支出中所占比重替代，具體指標解釋如表1 所示。在農民富裕程度指標的構成中，由于各指標之間量綱不同，故對數(shù)據(jù)進行預處理。首先，對數(shù)據(jù)進行標準化處理，消除不同量綱之間的差異；其次，根據(jù)每個指標的熵值，計算出指標權重；最后，根據(jù)指標權重計算出第i年各地區(qū)的農民富裕程度，如表1 所示。

表1 農民富裕程度評價體系

式（2）中，AFFLUENCE表示為某地區(qū)第 i 年的農民富裕程度，w為第j 項指標的綜合權重，P為第j 項指標中第i 個樣本數(shù)據(jù)的標準化值。

2.核心解釋變量。一般而言，指標的選擇需要滿足代表性、可獲得性。由于農村金融服務主要是信貸和保險，故選取農村金融服務網(wǎng)點覆蓋率、農村信貸支持度、小額貸款、農業(yè)保險發(fā)展四個維度來構建指標，其中農村金融服務網(wǎng)點覆蓋率數(shù)據(jù)缺失，本文使用全國的每1 000 平方公里機構網(wǎng)點數(shù)量替代，具體指標解釋如表2 所示。

表2 解釋變量的設定

3.控制變量。根據(jù)蔡興等的研究，選擇（2019）與鄉(xiāng)村振興可能有關的控制變量，包括經(jīng)濟發(fā)展水平（對實際人均地區(qū)生產(chǎn)總值取對數(shù)，即ECONOMY）、對外開放程度（用當年匯率將進出口貿易總額轉換為以人民幣計價后除以GDP，即OPENING）、老年撫養(yǎng)水平（老年撫養(yǎng)比，即ODR）和城鎮(zhèn)化水平（用城鎮(zhèn)人口除以總人口，即 CITY）。

（三）數(shù)據(jù)來源

考慮到農村數(shù)據(jù)的典型性、代表性，本文使用2010—2019 年中國大陸省級截面數(shù)據(jù)的年度面板數(shù)據(jù)作為研究對象，鑒于數(shù)據(jù)可獲取性，暫未加入臺灣地區(qū)。上述數(shù)據(jù)均來自Wind 數(shù)據(jù)庫、《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農村統(tǒng)計年鑒》《中國金融年鑒》和《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》。

三、實證結果與分析

（一）描述性分析

2010—2019 年，27 個省的農民富裕程度的均值為0.33，標準差為0.002，說明數(shù)據(jù)較穩(wěn)定，波動幅度不大；農村金融機構網(wǎng)點密度的均值為7 365.48，標準差為4 216.59，說明數(shù)據(jù)在樣本期間內存在波動性；樣本中涉農貸款使用效率的均值僅為4.98，最大值與最小值相差22.22，說明各省（區(qū)）對“三農”的金融支持力度存在異質性；不同地區(qū)的農業(yè)保險發(fā)展水平也有較大的差異，保險密度最大值為10.77，最小值為4.08。

（二）相關性分析

相關性分析結果顯示，由于本文屬于短而寬的面板數(shù)據(jù)，受個體因素影響比趨勢性大，故不需要進行ADF 檢驗。解釋變量的相關性結果顯示，各變量間無強相關性。

（三）回歸分析

利用Hausman 檢驗，在靜態(tài)面板下，其對應的P 值為0.000，確定固定效應模型估計更為有效。鑒于各變量之間的量綱差異較大，為消除數(shù)據(jù)量綱的影響，實現(xiàn)可比性，對變量統(tǒng)一采用了標準化處理。

首先，基于固定效應回歸結果下的農村金融機構網(wǎng)點密度X的回歸系數(shù)為0.661，通過了5%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗，假設H1 得證。其次，小微貸款貢獻率X的回歸系數(shù)為0.169，并通過1%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗，假設H2 僅部分得證。最后，農業(yè)保險發(fā)展水平X對農民富裕程度指數(shù)的估計結果為0.099，并通過5%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗，假設H3 得證。

涉農貸款使用效率X的估計結果不顯著的原因可能有三點：一是各行涉農貸款在總貸款中占比維持在2%附近，占比較小，且增長緩慢。所以規(guī)模不足導致了涉農貸款業(yè)務的效果有限。二是王偉、溫濤（2019）研究證明，涉農貸款在整體上拖累了農村金融機構的經(jīng)營績效，嚴重阻礙了金融機構的服務質量。因此，金融機構本身積極性不高導致了涉農貸款業(yè)務效果不佳。三是涉農貸款數(shù)據(jù)核算誤差較大。商業(yè)銀行的財務管理不嚴格、會計信息造假、官員干預等使得涉農貸款的真實數(shù)據(jù)難以獲得。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了使得回歸分析模型更加穩(wěn)健，本文使用變量每萬人擁有的金融機構服務人員、涉農貸款總額、小額貸款公司從業(yè)人員、農業(yè)保險理賠支出/農業(yè)保險保費收入對解釋變量每1 000 平方公里機構網(wǎng)點數(shù)量、涉農貸款余額/農業(yè)總產(chǎn)值、小額貸款余額/地區(qū)GDP、ln（農業(yè)保險保費收入/農村人口）進行替代，分別進行穩(wěn)健性檢驗，經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗后回歸結果和上述結果一致，說明結論依然成立，金融服務的覆蓋密度和使用情況對于各省的農民富裕程度具有顯著的正效應。

結語

鄉(xiāng)村振興的本質是農戶振興與農民富裕。實現(xiàn)生活富裕，體現(xiàn)于人民生活，見證于悠悠人心，讓農民有著持續(xù)穩(wěn)定的收入來源，是社會和諧的根本要求，也是實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的關鍵。本文基于全國27 個省2010—2019年的面板數(shù)據(jù)，實證檢驗了農村金融服務發(fā)展對于農民富裕程度的影響。結果表明，金融服務的覆蓋密度和使用情況對于各省的農民富裕程度具有顯著的正效應；應擴大金融業(yè)務的覆蓋范圍，降低金融服務的參與門檻；應鼓勵小微金融機構將資金面向“三農”，解決鄉(xiāng)村振興的資金問題。