農村金融發展對農民收入的效應研究
——基于直接和間接效應比較角度

丁述軍 曹玉環

（山東財經大學，山東 濟南 250014）

農村金融發展對農民收入的效應研究
——基于直接和間接效應比較角度

丁述軍 曹玉環

（山東財經大學，山東 濟南 250014）

基于我國1978—2014年統計數據，研究農村金融發展對農民收入的直接影響及以農業現代化、城鎮化、工業化和信息化為載體的間接影響。利用因子分析法和協整分析實證研究，結果顯示：農村金融發展對農民收入的間接效應顯著大于直接效應。因此，應加大農村金融對“四化”的支持，重視農村金融發展對農民收入的間接效應，同時完善現行農村金融發展方式，保證實現農村金融發展、提高農民收入的戰略目標。

農村金融發展；“四化同步”；直接影響；間接影響；農民收入

隨著我國經濟不斷發展，農民收入水平逐步提升。但因城鄉二元結構、戶籍制度等問題，農村與城市收入差距不斷擴大。截至2015年，我國城鄉收入比為2.73：1，收入差距雖較2014年有所下降，但差距反映的社會矛盾不可忽視。2015年十八屆五中全會通過“十三五規劃”，“農業現代化”“扶貧開發”等規劃顯示出中央對農業、農村、農民的高度重視。提高農民收入是解決“三農”和貧困問題的有效方法，是實現我國經濟發展模式順利轉型的關鍵。提高農民收入相關建議和措施的落實均需大量資金投入，農村金融發展是提高農民收入、解決“三農”問題、消除貧困的途徑之一。

一、農村金融發展對農民收入的影響途徑

農村金融發展對農民收入的影響途徑包括：直接效應以及基于“四化同步”發展背景的間接效應。

（一）農村金融發展對農民收入的直接效應

農村金融是由農村金融機構、服務、產品、制度等因素構成的體系結構。通過農村金融發展，金融機構、服務、產品能夠貼近農民，并通過不同途徑提高農民收入：一是提供儲蓄服務。英國國際發展部指出，金融部門向貧困者提供儲蓄服務，可幫助其積累資金，進而平滑消費，抵御收入不穩定帶來的風險[1]。儲蓄積累資金可投資新技術或新領域，提高收入。二是提供信貸服務。金融機構為農民生產、消費、創業，農業技術改造，農村基礎設施建設，企業資金周轉、規模擴大提供貸款，提升農民生活水平，提高農業勞動生產率，改善農村環境，促進企業發展。三是推廣金融理財產品，提高農民金融意識，提供符合農村發展的金融服務，增加農民理財機會，提高其參與金融活動積極性，提高相應利息、紅利收入。四是加大農民抵御風險、保持收入穩定的保險普及力度，如農業保險為農業高風險、弱質性等提供保障，使農民放心投資和生產。基于以上作用，金融機構應完善農民和農村企業等相關征信體系，逐步解決信息不對稱問題，加大對農民或農村企業的金融支持。

學者從多角度分析農村金融與農民增收關系，余新平等實證研究發現農村存款、農業保險賠付與農民收入增長呈正向關系，農村貸款、農業保險收入與農民收入增長呈負向關系[2]；任碧云等提出農村金融發展規模、效率和結構是居民財產性收入的格蘭杰原因，其中農村金融發展規模擴大能促進居民財產性收入提高，結構和效率具有抑制作用[3]；朱德莉基于協整檢驗和向量誤差修正模型，發現農村金融發展與農民收入間存在長期穩定均衡關系，我國農村金融發展阻礙農民收入增長[4]，賈力運用因子分析法總結影響農民收入公共因素，發現農村金融與資本面因素對農民收入具有負向效應[5]，祝仲坤等實證分析發現農業保險對農戶收入有顯著負效應，保費補貼對農戶收入有顯著正效應，有助于增加農戶收入[6]。

（二）農村金融發展基于“四化”對農民收入的間接效應

間接效應是指農村金融發展影響實質經濟增長和收入分配，從而對農民收入產生作用。丁志國提出農村金融對減少農村貧困的作用途徑主要分為兩種：一是農村金融對減少貧困的直接效應，即發展農村金融能夠直接降低農村貧困數量；二是農村金融發展通過推動經濟增長和收入分配改善農村貧困狀態，即農村金融對改善貧困的間接效應[7]。十八大提出“四化同步”新思路，即工業化和城鎮化良性互動、城鎮化和農業現代化相互協調，城鎮化和工業化為農業現代化提供裝備，農業現代化為城鎮化提供支撐，信息化與其他“三化”深度融合，從戰略層面上將“四化同步”作為我國經濟持續發展方式。鮑國良指出，“四化同步”是二元經濟轉換的戰略性路徑，在此過程中農村金融作為關聯城鄉金融資源的媒介，具有不可或缺、不可替代的重要作用[8]。以“四化”發展為背景，闡述農村金融發展對農民收入的間接作用，即“四化”在金融支持保障下促進經濟增長和收入分配，農村金融發展依托“四化”對農民收入產生間接作用。

我國農村基礎設施落后，農業現代化發展需要農業裝備和科技武裝，金融支持是必要因素。朱兆文提出在實現農業現代化過程中，各環節對金融的依賴性較強，提高農村金融服務能力和質量是推動農業現代化的重要手段[9]；雷德雨分析美國、日本農村金融支持農業現代化的經驗指出，深化農村金融體制改革是實現我國農業現代化的重要內容[10]；城鎮化進程所需資金與農村金融支持緊密相連，2013年《城市藍皮書》指出，2030年前，我國還有3.9億農民需市民化，農民工市民化的人均公共成本約13.1萬元，粗略計算，市民化所需公共成本約51萬億元；周景彤提出“新四化”將成為未來中國經濟發展的新引擎，金融支持則是工業化和城鎮化發展的必要條件[11]；丁汝俊指出，構建新型農村金融體系能夠有效推動農村城鎮化進程，促進農村產業化、工業化發展，農村信息化發展離不開農村金融支持[12]；俞立平認為，信息化基礎設施建設，需要龐大資金，沒有發達的金融體系，難以籌集必要資金，必然影響信息化進程[13]。綜上，農村金融是“四化”發展的重要因素和推動力。

農民是“四化”協調發展受益者。農業現代化利用科技手段、先進機械提高農業生產效率和農產品產量，農村剩余勞動力被城鎮化和工業化發展產生的大量就業崗位吸收；信息化發展使農民了解農產品最新市場信息、國內外先進技術和就業環境，提高農民綜合素養。姚壽福等研究發現城鎮化對提高農民家庭人均純收入具有顯著影響，但工業化影響不明顯[14]；李子聯研究發現新型城鎮化有效促進農民收入增長[15]；黃祖梅借助向量自回歸模型、格蘭杰因果檢驗、脈沖函數響應分析及方差分解技術實證分析得出：農業現代化是農民收入提高的格蘭杰原因，是長期影響農民增收的主要因素[16]；王懷明和孫楚等利用樣本數據實證檢驗信息化水平與農民收入關系，結果顯示信息化對農民收入具有顯著促進作用[17-18]。

農村金融發展對農民收入產生影響，有金融支持的“四化”是提高農民收入的重要途徑，故農村金融以直接和間接途徑對農民收入產生作用，如圖1。通過梳理發現，很少有文獻提出農村金融發展與農民收入的直接效應和間接效應，而直接、間接途徑效果比較和相關實證分析更少。本研究在實證分析基礎上，討論農村金融發展和“四化”發展背景下農民收入的直接和間接效應。比較分析兩種機制對農民收入的作用效果，以期發現相關原因和內在聯系，為政府制定相關政策提供理論參考。

圖1 農村金融發展對農民收入的直接效應和間接效應

二、研究假設

（一）農村金融發展對農民收入的直接效應研究假設

基于經典理論模型，選取相關數據假設和實證分析。目前，我國農村金融初步形成政策性金融、商業性金融、合作性金融和其他金融機構分工協作的服務體系，農村金融服務和金融產品種類日漸豐富，農村金融基礎設施日趨完善，農村金融機構空白鄉鎮逐漸減少。因此，提出假設：

假設一：農村金融發展對農民收入產生正向直接效應。

（二）“四化”發展對農民收入間接效應的研究假設

我國城鎮化成果顯著，截至2016年，城鎮人口占總人口比重為57.35%，城鎮化率不斷增長；隨著網絡強國戰略的實施，農業信息平臺和資源建設均取得長足進展，涉農數據庫建設初具規模，互聯網迅速普及。2016年《工業化藍皮書：“一帶一路”沿線國家工業化進程報告》指出，“十二五”時期中國工業化水平實質性提高，從工業化中期步入工業化后期，“四化”發展必須相互融合、互為支撐、缺一不可。但通過楊鵬[19]、馮獻等[20]對“四化同步”的定性分析，以及李裕瑞[21]、周振[22]、董梅生[23]的定量研究，發現目前“四化”融合不夠、協調不足、發展不同步：城鎮化落后于工業化，農業現代化發展相對滯后，信息化融合其他“三化”的程度及推動作用不顯著，“四化”發展質量及同步水平有待提高。基于此，提出假設：

假設二：農村金融發展對農民收入的間接效應為正向，但各“化”的效應存在差異。

三、研究方法、指標選取和數據來源

（一）研究方法

1.因子分析法。因無官方指標，學者衡量“四化”發展程度時，既采用單指標，也采用綜合指標。“四化”發展是多因素作用下的復雜過程，涉及各領域、行業等協調發展，應以不同方面發展成果的指標衡量發展情況，利用綜合指標體現相應水平，避免單指標局限性。在評價指標選取過程中，存在信息重疊和多重共線性問題，因子分析可有效處理多變量信息重疊問題。通過降維作用從高度相關變量中篩選出少數重要因子，反映原資料大部分信息，用因子分析提取公因子，獲得綜合評價指標。

2.協整分析。大部分經濟變量時間序列非平穩，使用OLS分析有一定局限性，易判斷錯誤。雖對單個變量而言不平穩，但如兩個及以上不平穩變量通過差分可獲得平穩性，且遵循同階單整過程的變量間偏差亦平穩，則其存在某種協整關系即長期均衡關系。在檢驗不同經濟變量間協整關系時，主要使用兩種方法：一種是基于回歸殘差，適用于檢驗兩個變量協整關系的EG兩步法；另一種是基于回歸系數，適用于多變量間的Johansen協整檢驗，該檢驗是對無約束的VAR模型協整約束后得到的VAR協整檢驗模型，可精確協整向量數目。

信息化在農村發展相對較晚，互聯網在農村的普及僅能獲得年份跨度相對較短數據。農村信息化發展時間較短，但對農民收入影響不可小覷，因此采用EG兩步法檢驗農村信息化對農民收入的影響，對其他“三化”采用Johansen協整檢驗。

（二）指標選取

遵循全面性、科學性、可獲得性等原則，參照學者研究選取適宜指標。

1.農村金融發展水平指標（NCJR）。以農村金融相關率為指標。戈德史密斯[24]提出目前學界廣泛接受的衡量一國金融發展水平的指標，即金融相關率=金融資產總量/GDP。理論上，金融資產包括存款、股票、債券、保險等，但鑒于農村金融市場不發達，選取農村存款余額加農村貸款余額作為農村金融資產總量指標，農村GDP為第一產業增加值。

2.農業現代化指標（NYXDH）。農業現代化是指從傳統農業向現代農業轉變的過程和手段，運用現代化機器設備、技術以及科學管理方式提高農業生產水平和經濟效益。從產出、勞動效率、基礎設施建設、土地利用角度，選用第一產業增加值指數、農業勞動生產率、單位耕地面積農機動力、有效灌溉率、每公頃用電量、農村農戶固定資產投資額綜合評價。

3.工業化指標（GYH）。工業化通常被定義為工業或第二產業產值在國民生產總值中比重不斷上升的過程。從產出、勞動效率等角度，篩選出工業化率、第二產業占GDP的比重、工業增加值指數、人均GDP、工業勞動生產率綜合評價。

4.城鎮化指標（CZH）。城鎮化指隨著社會生產力發展、產業結構調整，由以農業為主的傳統鄉村型社會向以非農產業為主的現代城市型社會逐漸轉變的過程。從人口結構、城鎮建設、產出和就業角度，采用城鎮化率、第三產業占GDP比重、第二三產業就業率、城鄉可支配收入比重、城鄉恩格爾系數比、城市道路面積、人均公園綠化面積綜合評價。

5.農村信息化指標（NCXXH）。農村信息化是信息科學技術在農村生產、生活和社會管理中實現普遍應用和推廣的過程。電話、互聯網是農村獲取有效信息的主要途徑，學校是農民文化素質提高和學習先進技術的平臺。采用電話普及率、農村互聯網普及率、農村網民規模、農村小學及以上學歷人口數量和畢業人數占農村人口比例綜合評價。

6.農民收入指標（NMSR）。以農民人均純收入作為農民收入指標，準確反映農民一年內實際收入水平和擴大再生產、改善生活條件的能力，是農村經濟發展的綜合體現和最終結果。為減少數據波動和異方差，對此指標作對數處理。

（三）數據來源與缺失值處理方法

農業現代化、工業化、城鎮化評價指標數據跨度為1978—2014年，農村信息化為2005—2015年。各指標來自《中國統計年鑒》《中國農村統計年鑒》《中國金融統計年鑒》《中國鄉鎮企業及農產品加工業年鑒》和中經網統計數據庫，如表1。鑒于農村電話普及率數據缺失，利用全國電話普及率代替，隨著電話、手機市場快速發展，農村電話普及率與全國電話普及率發展形勢基本相同。農村網民規模、農村互聯網普及率來自中國互聯網絡信息中心的《2015農村互聯網發展狀況研究報告》；對于缺失數據，處理方法是求出缺失值數據年平均值，而缺失值由前一年數據乘以年平均增長率推算。

四、實證分析和結論

因涉及指標較多，且各指標單位不同，在實證分析前，將所有指標無量綱化處理，使選取數據客觀描述變量發展情況。

（一）因子分析過程

首先，檢驗變量是否適合因子分析，若通過檢驗，則建立變量間的相關系數矩陣。按照一定準則，根據矩陣特征值和累計方差貢獻率確定公共因子個數。其次，建立初始因子載荷矩陣。最后，對初始因子載荷矩陣方差最大化旋轉，得到旋轉后的因子載荷矩陣。以提取農業現代化公因子過程為例，首先檢驗因子分析評價指標，如圖2。

KMO統計量取值在0和1之間，KMO值越接近于1，說明變量間相關性越強，原有變量越適合因子分析；根據KMO度量標準：大于0.9非常適合，0.8～0.9很適合，0.7～0.8適合，0.6以下不適合。農業現代化測量結果為0.734，所選指標適合因子分析。

執行因子分析處理初始和旋轉命令后得到公因子，其方差貢獻為0.8110且特殊值大于1，說明主成分因子能夠反映指標體系中所有指標的主要信息，可作為公因子，如表2。

表1 指標選取

對工業化、城鎮化、農村信息化同樣操作，得到表3結果。

表4顯示“四化”在因子分析操作后，歷年因子得分。根據顏雙波研究，因子得分用于反映變量發展變化情況，從統計意義而言，因子得分是通過降維手段得到的無量綱化評價值，其值可正可負，正值一般表示高于研究范圍內平均水平，負值一般表示低于平均水平，應用因子分析方法評價綜合得分也是如此。綜合得分用于評價對象的綜合發展情況，其值用于比較不同研究樣本間發展情況或發展趨勢[25]。以公因子方差貢獻率為權數，得到發展綜合得分，如工業化：

GYH=（0.6097×Factor1+0.3790×Factor2）/0.9887

（二）平穩性檢驗

因時間序列數據大多非平穩，直接回歸可能造成“偽回歸”，在分析之前需ADF單位根檢驗。

由表5可知，“四化”各綜合指標和農村金融發展、農民收入均不平穩，應對變量一階差分。差分后，所有變量均平穩且為一階單整，可能存在協整關系。（三）協整檢驗和分析

圖2 農業現代化因子分析檢驗結果

1.格蘭杰因果檢驗。影響農民收入的模型為:

ln NMSRt=f（NCJRt，NYXDHt，GYHt，CZHt）+εt

對上述4個解釋變量和農民收入格蘭杰因果關系檢驗，結果說明除農村金融發展，其他解釋變量均為農民收入的格蘭杰原因，如表6。

2.Johansen協整檢驗。首先確定模型的最優滯后階數，通過相關準則顯示最優滯后階數為4，如表7。

其次確定該模型是否有協整關系，通過檢驗發現rank（軼）為1，說明模型存在協整關系，如表8。

表2 農業現代化公共因子結果

表3 “四化”公因子的方差貢獻率和累積方差貢獻率

表4 1978—2015年“四化”各因子得分

續表

表5 單位根檢驗結果

表6 變量格蘭杰因果檢驗結果

表7 判定最優滯后階數結果

表8 判定是否存在協整關系

根據表9結果，得出相應長期關系等式：

ln NMSR=-0.82×NCJR+0.55×NYXDH-0.65×

GYH+1.78×CZH-0.89

結果顯示各因素對農民收入的影響在1%水平下，均通過顯著性檢驗。等式系數表明城鎮化增長1%，農民收入隨之增長1.78個百分點，農業現代化每增長1%，農民收入增長0.55個百分點，而工業化對農民收入產生負面影響，農村金融發展抑制農民收入增長，因此假設一不成立。

3.EG兩步法協整分析。檢驗發現農民收入和農村信息化是同階單整，故可能存在協整關系。對農民收入和農村信息化OLS回歸，如表10。

表9 模型長期均衡關系

表10 農村信息化和農民收入EG兩步法的第一步

回歸后，對得到的殘差單位根檢驗，即EG兩步法的第二步，如表11。

由表11可知，回歸殘差在5%內顯著，故殘差平穩。農村信息化與農民收入具有長期穩定關系。農村信息化每增長1%，農民收入將提高近1%。協整分析結果表明“四化”綜合對農民收入具有正向影響，且各自影響程度不同，假設二成立。

（四）結論

實證研究發現，雖工業化為負相關，但從綜合角度分析，“四化”對農民收入具有正向影響，而農村金融發展是負面影響，結論：農村金融對農民收入的間接效應顯著大于直接效應。

進一步分析相應系數發現，在“三化”與農民收入的長期關系中，城鎮化對農民收入影響最大，農業現代化次之，工業化影響為負，與現實情況相符。據相關統計，2013年農村居民家庭人均工資性收入4 025元，超過家庭經營性收入的3 793元。

表11 對OLS回歸后的殘差單位根檢驗

由圖3可見農民工資性收入增速高于經營性收入。城鎮化推動第三產業快速發展，創造大量非農就業崗位，農村剩余勞動力向非農產業轉移，農民工資性收入提高；農業現代化通過提高農業生產效率和農產品商品化率提高家庭經營性收入，但現階段農業現代化發展較滯后，對農民收入影響有待提高；我國工業化迅速發展得益于農業和農村支持，通過工農業產品的價格剪刀差、強制低價收購農業產品等價格控制手段促進工業發展，受戶籍制度限制，我國工業化發展并未與農村勞動力轉移協調一致，故工業化對農民收入影響為負；伴隨全球信息化浪潮，農村信息化進展迅速，“信息下鄉”“寬帶下鄉”等政策實施，有助于農民利用現代科技手段促進生產，顯著影響農民收入。

圖3 我國農民收入結構變化情況

農民財產性收入在十年內增幅較小，側面說明農村金融發展對提高農民收入未發揮應有作用，農村金融市場發展落后。農村金融發展仍存在諸多問題，多年來“以農補工”發展戰略造成農村投資環境惡劣，正規金融偏離農村現象嚴重。政策性金融機構未發揮實際功能，僅在糧、棉、油收購方面發揮作用，并未直接惠及農戶；商業銀行逐利性使其脫農化嚴重，大量減少農村地區業務，撤并縣及縣以下網點，農業銀行雖保留營業網點，但大多僅從事吸收存款業務，不發放貸款；農村信用社因其在農村地區的壟斷性，金融產品和服務創新積極性不高，因產權關系不明晰等因素，金融服務供給能力受到限制；郵政儲蓄每年從農村吸收大量資金，發放貸款有限；對農村具有重要作用的民間金融遭到政府和監管部門排斥；保險、證券等在農村的發展更是舉步維艱。

五、建議

農村金融發展對農民收入的間接效應顯著高于直接效應。因此，在農村金融體制改革過程中，應轉變現有農村金融支農、扶貧觀念，重視農村金融的間接效應。在經濟發展過程中，應重視農村金融與“四化”的良性互動，加大金融對“四化”的支持力度和帶動作用，提升農業現代化、農村信息化建設水平，實現“工業反哺農業”，推進和促進“四化”同步、協調發展，發揮農村金融發展對提高農民收入的作用。

農村金融發展對農民收入具有負效應，但不能因此否定農村金融發展對農民收入的重要性。實證分析僅揭示現階段農村金融發展在促進農民收入效應上的不協調事實，應完善現行農村金融發展方式，防止農村金融資源流失。在政策上明確農村金融資金必須“取之于農，用之于農”，農村金融機構不再是“吸儲機”；鼓勵發展多樣化、內生于農村經濟、真正為農村服務的金融機構；放寬民間資本進入金融業條件，建立完善監管體系，提升其促農增收的作用和效率。

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F323.8

A

1672-3805(2017)04-0060-10

2017-06-18

山東省產業優化與區域發展管理協同中心課題“提升山東省城鎮化水平的金融支持問題研究”（14xtzd05）

丁述軍（1964-），男，山東財經大學金融學院教授，博士，研究方向為農村金融、金融理論與政策。