湖北省農村金融發展對農民收入的影響研究

庫漢麗

摘要：在相關政策的支持下，湖北省農民收入逐年上升，增長率卻呈下降趨勢。基于湖北省2005～2017年的數據統計，建立了湖北省農村金融發展對農民收入影響的理論模型，通過多元線性回歸模型實證探究了湖北省農村金融發展對農民收入的影響程度。結果顯示：農村金融發展規模和農村金融發展效率同向作用于農民收入，并且農村金融發展效率的作用效果優于農村金融發展規模。

關鍵詞：農村金融發展;農民收入;多元線性

一、引言

湖北省在我國中部地區的農業大省中的地位不言而喻。2016年湖北省農民人均收入為15145.85元，較2015年增長了8.5%，2017年農民人均收入為16228.97元，較2016年增長了7.2%。由此可知，雖然湖北省農民收入逐年上升，但增長率卻呈下降趨勢。湖北省農村金融發展日趨多元化，農村金融發展規模不斷擴大，農村金融發展效率逐步提高。近年來，國家相繼出臺多種扶農政策，使得湖北省農村居民收入不斷增加，但增長率卻呈下降趨勢，湖北省農村金融沒能真正發揮出在農村經濟中應有的作用，抑制了農村經濟發展速度的提升。如何發揮出農村金融的作用使之更好地服務于農村經濟發展是一個急需解決的問題。

二、農村金融作用于農民收入的影響機制

減貧效應。減貧效應主要作用在農村金融發展規模上，發展規模越大，農村金融機構可以給居民提供更多的資金支持，居民可以獲得更多的貸款。在短期，農村金融的發展規模對農民收入增加有促進作用（劉玉、修長柏和賈鳳菊，2016），農村金融發展為農民借貸提供可能，農民可通過小額貸款緩解生活壓力，改善收入，促進農村居民財產性收入提高（任碧云和姚博，2013）;在長期，農村金融的發展能夠促進農村經濟增長，農村經濟增長又可以帶來農業技術進步，最終可以達到提高農民收入的目的（李鶴和張啟文2019）。

收入分配效應。收入分配效應主要作用在農村金融發展效率上。農村金融發展效率與資金轉化率同向變動。一方面，由于資金的逐利性，會有更多的資金流向金融機構，農村存款轉化為農村貸款的比例越大，優化農村金融服務水平，而農村金融服務水平與農民收入正相關（張榮，2017），即農村金融發展效率正向促進農民增收。另一方面，金融機構的信貸比例增大，有利于農村金融機構吸收更多的資金投資于農村建設，主要投資于農村教育、基礎建設等方面。有利于農村教育的提高，農民也可以通過借貸方式支撐子女學習教育，農村的中小企業也可以借助向農村金融機構融資得以發展壯大。優化農村資金配置，提高資金轉化率，降低成本（王思彤，2019），有利于農村經濟的發展，農村經濟發展正向促進農業發展，進而提高農民收入，農村金融發展效率正向促進農民增收（劉玉紅，2015）。

減貧效應和收入分配效應通過給農民提供更好的金融資源分配提高農民收入。我國農民收入水平較低，需要增強減貧效應和收入分配效應，提高農民收入。

三、建立模型

（一）模型設定

本文用農村金融發展規模指標農村金融和發展效率指標兩個指標來代表農村金融發展狀況。將農民收入看作“產出”，將農村金融發展看作“投入”。該方法已被溫濤、冉光和（2005）等學者廣泛應用，在已有函數模型下加以擴展，構建如下模型。

其中lnY為因變量，lnX1、lnX2為自變量，α代表常數項，β1、β2分別表示農村金融發展水平指標的彈性系數，μ代表隨機誤差項。

本文通過SPSS軟件采用逐步分析法設定模型。設定的模型如下。

其中lnY為因變量，lnX1為自變量，α1代表常數項，β11表示農村金融發展規模指標的彈性系數，μ1代表隨機誤差項。

其中lnY為因變量，lnX1和lnX2為自變量，α2代表常數項，β12和β22分別表示農村金融發展規模指標的彈性系數和農村金融發展效率的彈性系數，μ2代表隨機誤差項。

（二）變量選取和數據來源

1. 變量選取

本文以農村居民人均純收入衡量農民收入情況，以農村金融發展規模、農村金融發展效率指標來研究農村金融發展情況。表1為各變量說明總結。

2. 數據來源及處理

因為湖北農村信用社是在2005年成立的，所以選取的數據主要是來源于2005～2017年湖北金融年鑒和2017年湖北省國民經濟和社會發展統計公報，在各年鑒中有些數據有所殘缺，用預測的方法將所缺數據填充，確保數據完整。各項原始數據如表2所示。

根據上表原始數據所得到的本文研究指標數據，如表3所示。

（三）實證檢驗過程和實證結果分析

本文利用SPSS軟件，通過逐步回歸法和步進回歸法建立回歸方程，通過對各變量擬合優度的檢驗、T檢驗，來準確分析回歸方程的有效性，得到最優回歸。

1. 擬合優度檢驗

用R2來表示自變量與因變量之間線性關系的相關程度，R2越接近1表示相關強度越強。檢驗結果如表4。

由于調整R方能更準確地反映樣擬合程度，因此本文用調整R方進行衡量。由表4可知，隨著回歸模型變量的增加，調整R方也由0.908增大到0.946，說明模型2比模型1的回歸方程擬合的更好。

2. T檢驗

T用來檢驗常數項和各自變量的偏回歸系數均為0的假設，由表8可知，常數項和lnX2的Sig.=0<0.05，lnX1的Sig.=0.04<0.05，所以假設不成立，各系數不為零，并且lnX1和lnX2都對回歸方程有很大的貢獻，即是解釋變量lnX1和lnX2與被解釋變量lnY之間總體線性關系顯著。

3. 模型回歸結果

通過一系列多元線性回歸檢驗可得回歸模型為：

當X2保持不變，自變量X1變化1%時，因變量Y在95%的顯著性水平下與自變量同向變化3.158%;當X1保持不變，自變量X2變化1%時，因變量Y在95%的顯著性水平下與自變量同向變化3.686%。自變量X2對因變量的影響大于自變量X1，表明農村金融發展規模和農村金融發展效率與農民收入正向變動。

四、結論分析及建議

（一）研究結論

通過實證研究農村金融發展規模每變化1%時，農民收入在95%的顯著性水平下同向變化3.158%;農村金融發展效率每變化1%時，農民收入在95%的顯著性水平下同向變化3.686%。農村金融發展規模和農村金融發展效率都是正向促進農民收入增收，且農村金融發展效率對促進農民增收的作用優于農村金融發展規模。

（二）對策建議

1. 擴大農村金融發展規模

拓寬農村資金供給渠道。農村金融機構開發出適合農村居民的專有信貸模式，深入了解農村居民的需求從而制定出適合農村居民需要的信貸模式;開發更多的其他種類的農村金融的服務，為農村居民提供更多的服務便利，以期吸引更多的農民能夠真正地參與到農村金融的各種活動中，發展農村金融。

2. 提高農村金融發展效率

降低對涉農微小企業的貸款門檻，有利于讓更多的農民接觸到各種金融活動，同時也增加了農村金融機構對涉農貸款種類的選擇性，降低對涉農微小企業的貸款門檻可以從通過政府制定相關政策或者深化農村金融機構改革，如從湖北省農村發展的現狀以及農村金融發展的現狀出發，在農村金融機構可以接受的前提下，可以通過法律法規強制降低農業貸款的利率，提高涉農貸款的比例，提高農村金融發展效率。金融機構與政府相配合，一起降低對涉農微小企業的貸款門檻。

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（作者單位：西北工業大學）