金融扶貧背景下安徽省農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入動態(tài)影響的實證研究

屠西偉

（安徽財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，安徽 蚌埠 233030）

金融扶貧背景下安徽省農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入動態(tài)影響的實證研究

屠西偉

（安徽財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，安徽 蚌埠 233030）

金融扶貧的本質(zhì)在于發(fā)展農(nóng)村金融提高農(nóng)民純收入.文章選取了安徽省金融發(fā)展的相關指標，運用時間序列分析方法，實證分析了安徽省1985-2015年農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入的影響.實證結果顯示農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入存在長期均衡的關系，最后提出了夯實農(nóng)村經(jīng)濟基礎，滿足農(nóng)村貸款需求，提高金融效率和優(yōu)化金融服務水平，建立梯度化、多元化的農(nóng)村金融制度等建議.

金融發(fā)展；VAR；脈沖響應；方差分析

1 引言

改革開放以來，在黨的領導下，我國扶貧事業(yè)已取得世界性成就，依據(jù)2010年價格農(nóng)民年人均純收入2300元扶貧標準，農(nóng)村貧困人口，從1978年的7.7億人減少到2015年的5575萬人，減少了71464萬人或者92.8%;同期農(nóng)村貧困發(fā)生率，從97.5%下降到5.7%，降低了91.8個百分點.30多年來我國經(jīng)歷了普遍貧困、區(qū)域貧困、基本解決貧困等多個貧困形態(tài)的演變.[1-2]自黨的十八大以來我國已經(jīng)進入精準扶貧攻堅克難的關鍵期，現(xiàn)階段扶貧的形式比較嚴峻、脫貧任務重.為了主動適應經(jīng)濟新常態(tài)，實現(xiàn)精準扶貧，國內(nèi)外學者提出金融扶貧的相關理論.

金融發(fā)展與減緩貧困關系的探討興起于20世紀90年代，研究的主體也僅限于整體金融的發(fā)展與減貧的關系，其中農(nóng)村金融發(fā)展與減貧的研究還十分有限.對于目前現(xiàn)有的文獻大致可以分成兩類：

第一類是關于農(nóng)村金融與緩解貧困的理論研究.Nurkse（1953）認為發(fā)展中國家限于惡性循環(huán)的原因在于資本的缺乏與不足.Ra Gaiha(1993)認為發(fā)展中國家農(nóng)村扶貧的關鍵在于信貸、政府保險計劃的干預.第二類是關于金融發(fā)展與農(nóng)村貧困降低的實證研究.研究內(nèi)容主要圍繞農(nóng)村金融發(fā)展與經(jīng)濟增長、收入及分配問題而展開的.國外許多學者（King&Levine,1993[3]）也論證出金融發(fā)展對減貧的作用.目前國內(nèi)學者對金融發(fā)展與收入方面也做了一些研究，蘇基溶等（2009）認為金融發(fā)展有利于提高貧困家庭的收入.頓雁峰（2010）認為金融機構信貸率與農(nóng)村居民家庭平均收入增長呈正相關關系.[4]

可以看出國內(nèi)外學者對金融扶貧做出了大量的研究，也提出了相關的措施和政策建議.但就目前國內(nèi)學者對我國金融扶貧的研究來看，研究農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村居民收入關系較少，且多數(shù)研究均停留在定性分析上，實證分析比較少；此外大量的研究局限在國家的層面上，未能很好考慮到地域差別.基于此，本文試圖在總結已有的研究成果的基礎上，運用脈沖響應函數(shù)等分析方法，對安徽省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村居民收入增長動態(tài)演變關系進行實證分析.

2 指標和數(shù)據(jù)的選取及說明

2.1 指標選擇

1.安徽省農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模指標

戈德史密斯，提出金融相關率的指標，認為用金融資產(chǎn)與名義GDP之比可以衡量一個地區(qū)金融市場的發(fā)展程度.這一指標被多數(shù)學者所采用的，所以本文選擇“安徽省農(nóng)村金融機構貸款總額/第一產(chǎn)業(yè)GDP”指標來反映安徽省農(nóng)村金融發(fā)展程度,記為RFIR.其中農(nóng)村金融機構貸款總額=農(nóng)業(yè)貸款+鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款.[5]

2.安徽省農(nóng)村金融發(fā)展效率指標

金融效率指的是資金的配置效率，大多數(shù)學者采用“農(nóng)村貸款額/農(nóng)村存款額”指標來反映金融效率，但是由于統(tǒng)計口徑在相應年份發(fā)生了變化，農(nóng)村存款額也沒有較為準確的算法.考慮到農(nóng)村信用社在農(nóng)村的特殊地位，在一定程度上可以反映農(nóng)村金融發(fā)展狀況，因此本文采用的是“安徽省農(nóng)村信用社各項貸款總額/安徽省農(nóng)村信用社存款總額”指標來反映農(nóng)村金融發(fā)展的效率，記為RLD.[6]

3.安徽省農(nóng)村金融發(fā)展的結構指標

農(nóng)村金融的結構指標指的是各個金融的組成部分占其總量的比重.本文采用的是“農(nóng)村信用社貸款余額/農(nóng)村貸款余額”指標來反映農(nóng)村金融發(fā)展的結構指標，記為RLTL.[7]

4.安徽省農(nóng)村人均純收入指標

該指標能夠很好反映農(nóng)村居民生活水平，為了使指標更具有真實性和可靠性，將1981年農(nóng)村居民消費價格指數(shù)定為100，剔除農(nóng)村人均純收入中價格因素的影響，記為Y.

2.2 數(shù)據(jù)說明

本文樣本數(shù)據(jù)為1981-2015年的年度數(shù)據(jù).其中第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值來源于安徽省統(tǒng)計局，農(nóng)村存、貸款額，農(nóng)村信用社存、貸款余額來自《中國農(nóng)村金融統(tǒng)計年鑒》、《安徽統(tǒng)計年鑒》.為了在數(shù)據(jù)分析過程中更好的消除數(shù)據(jù)之間的差異，將以上指標做對數(shù)化處理，即lnY、lnRLD、lnRLTL、lnRFIR.

3 實證分析

3.1 ADF檢驗[9]

為了避免“虛假回歸”現(xiàn)象的出現(xiàn)，對變量進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結果如下：

從表1中可以看出在原始序列滿足協(xié)整檢驗的條件.

表1 變量單位根檢驗

3.2 協(xié)整檢驗

由于以上變量都是一階單整,所以可以進行協(xié)整檢驗.本文選擇Johansen協(xié)整檢驗的方法.約翰森測試結果如下：之間存在兩個協(xié)整關系，相應的標準化協(xié)整方程為：

括號內(nèi)表示的是標準差.上述方程表明四個變量之間存在長期均衡的關系，從中可以發(fā)現(xiàn)安徽省金融規(guī)模比率與農(nóng)村居民純收入之間存在正向關系，與金融結構比率、金融效率比率存在負向關系，金融規(guī)模比率每增加1%，農(nóng)村居民純收入分別1.318212%；金融效率比率、金融結構比率每增加1%，農(nóng)村居民純收入下降5.643375%、0.633699%.這說明安徽省金融結構比率、金融效率的提高對農(nóng)民收入的增長起到阻礙作用，而金融規(guī)模的提高會推動農(nóng)民收入的增長.

3.3 格蘭杰因果關系檢驗

從上文協(xié)整檢驗中我們發(fā)現(xiàn) lnY、lnRLD、lnRLTL、lnRFIR之間存在長期均衡的關系，但是因果關系不明確，因此有必要對變量之間進行進Granger檢驗檢驗結果顯示:lnRLD、lnRLTL、lnRFIR在顯著性水平為10%的水平下是lnY的Granger原因.因此提高農(nóng)村金融效率，改善農(nóng)村金融發(fā)展環(huán)境，對于提高農(nóng)村居民收入水平有著極為重要的作用.但是我們發(fā)現(xiàn)上述協(xié)整方程，在長期均衡過程中農(nóng)村金融效率和結構比率與收入增長是負相關關系，提高金融效率和結構比率反而會對收入起到金融抑制作用（Financial Repression）（章玲超，李愛喜，張妍婕，2008）.導致這種情況出現(xiàn)的原因可能是安徽省農(nóng)村資金外流情況嚴重，而引起資金外流的原因有三：第一“資本的逐利性”，農(nóng)村資金外流從某種程度上說是農(nóng)村資金的非農(nóng)化，即農(nóng)村資金通過各種渠道流向城市；第二“風險—收益”比較，資金在自由流動的條件下，收益和風險是引起資金在不同部門和地區(qū)之間流動的主要原因（武翠芳，2007）.相關文獻在理論和實證方面都佐證了農(nóng)村資本的收益率要高于城市，從“理性人”的角度分析，資金收益率并不是導致農(nóng)村資金外流的主要原因，但通過風險—收益比較可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村生產(chǎn)經(jīng)營周期長、風險高是影響農(nóng)村資金外流的重要因素；第三政府干預下，使得農(nóng)村金融機構不受需求驅(qū)動，缺乏效率.長期單一的金融結構，不能滿足農(nóng)民多樣化的資金需求，阻礙了農(nóng)民收入的增加.（2）農(nóng)民收入的增加是金融發(fā)展規(guī)模的Granger原因，說明二者之間已經(jīng)形成雙向互動的良性循環(huán).但是農(nóng)民收入的增加并不是金融效率的Granger原因，說明收入增長并未產(chǎn)生較強的誘導能力.金融效率和金融結構間并未產(chǎn)生因果關系.

3.4 基于VAR模型脈沖響應函數(shù)分析

基于前文分析可知格蘭杰因果檢驗已經(jīng)證實了農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展效率、金融發(fā)展結構是農(nóng)村居民純收入增長的原因，為進一步深入分析金融發(fā)展規(guī)模、水平、結構對收入的影響程度，利用向量自回歸模型，進行沖擊效應分析.

為了避免正交化問題，我們采用喬萊斯基分解法，使誤差項正交得到脈沖響應函數(shù)曲線.圖形顯示當安徽省農(nóng)民純收入受到自身一個標準差的外部沖擊時，會立即做出反應產(chǎn)生正的沖擊效應，不過隨著時間增加，這種效應呈現(xiàn)遞減趨勢，并在第8期開始出現(xiàn)負的效應；當農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模受到外部沖擊時，對農(nóng)民收入的沖擊在前6期出現(xiàn)負的沖擊效應，但從第6期開始保持遞增的沖擊效應，在第14期達到最大值約在0.038左右，此后保持平穩(wěn)狀態(tài)；農(nóng)村金融效率的沖擊始終給農(nóng)村居民收入帶來負的沖擊效應；當農(nóng)村金融結構受到一個標準的新息沖擊時，農(nóng)民收入會立即做出回應，沖擊效應保持遞增的上漲態(tài)勢，并在第6期達到最大值，約在0.028左右，此后保持穩(wěn)定的態(tài)勢.

4 結論與政策建議

1981-2015年，安徽省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村居民收入存在穩(wěn)定的長期均衡關系.格蘭杰因果檢驗顯示，金融發(fā)展結構、金融發(fā)展效率和規(guī)模是構成農(nóng)村居民純收入的原因，但金融發(fā)展效率卻沒有與收入形成雙向的格蘭杰因果關系.脈沖響應圖象表明農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模對收入的正向影響具有一定滯后期，農(nóng)村金融發(fā)展效率對收入一直保持微弱的負面影響，與之相反農(nóng)村金融發(fā)展結構對收入起到正向的促進作用.基于實證檢驗結果，提出如下建議：

4.1 提高安徽省金融服務水平

以客戶需求為導向，優(yōu)化農(nóng)村金融服務.這就要求農(nóng)業(yè)銀行要積極深入農(nóng)村地區(qū)，政策性銀行要擴展業(yè)務范圍.農(nóng)業(yè)銀行建立之初是為了支持農(nóng)業(yè)發(fā)展，但是由于農(nóng)業(yè)的“弱質(zhì)性”，使得農(nóng)業(yè)銀行日益轉變業(yè)務類型，將資金投向非農(nóng)領域.但作為安徽省農(nóng)業(yè)貸款資金的重要來源，應該看到農(nóng)村地區(qū)的發(fā)展?jié)摿Γ谵r(nóng)村地區(qū)增設農(nóng)村金融網(wǎng)點，增加業(yè)務種類；安徽省政策性銀行主要是中國農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行安徽分行，隨著農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展，傳統(tǒng)政策銀行的業(yè)務范圍已經(jīng)不能滿足需要.目前安徽省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構已經(jīng)形成以種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)、畜牧業(yè)、漁業(yè)為主導的發(fā)展模式，而傳統(tǒng)政策性銀行業(yè)務目標還是棉糧油貸款，這與經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)實相違背，因此必須適應農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整，擴大業(yè)務服務范圍，創(chuàng)新金融產(chǎn)品.

4.2 解決農(nóng)村貸款需求，提高金融效率優(yōu)化金融服務，建立梯度化、多元化的農(nóng)村金融制度

農(nóng)村金融機構的發(fā)展要以農(nóng)民貸款需求為導向，注重金融機構效率的提高，切實保證資金投入到農(nóng)村的生產(chǎn).為了避免安徽省農(nóng)村資金的流失，政府應該采取各種補貼措施，提高商業(yè)金融機構的效益.在農(nóng)村經(jīng)濟結構調(diào)整的過程中，金融結構也要隨之調(diào)整，要適應農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展狀況.同時要建立健全公共保障機制，替代傳統(tǒng)家族制度的內(nèi)在保障機制（王芳，2005），提高農(nóng)民參與金融服務的可能性.

〔1〕黃承偉,覃志敏.論精準扶貧與國家扶貧治理體系建構 [J].中國延安干部學院學報,2015,8(1): 131-135.

〔2〕黃承偉,覃志敏.我國農(nóng)村貧困治理體系演進與精準扶貧[J].開發(fā)研究，2015(2):56-58.

〔3〕King R G and Levin R.Finance and Growth: SchumpeterMightBe Right[J].Quarterly Journal of Economics, Vol.108, pp.717-738,1993.

〔4〕頓雁峰.農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入影響的作用機制—基于河南省的實證研究 [J].特區(qū)經(jīng)濟，2010（4）:183-185.

〔5〕禹躍軍，王菁華.基于VAR模型的中國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長關系研究[J].經(jīng)濟問題，2011（12）:106-107.

〔6〕謝博.河南省農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入增長的實證研究[D].云南師范大學，2014.

F832.35

A

1673-260X（2017）08-0088-03

2017-05-06