陳明 河北省財政科學與政策研究所

中國農(nóng)村金融服務與農(nóng)民收入關系
——基于2004—2015年數(shù)據(jù)的實證研究

陳明 河北省財政科學與政策研究所

本文使用2004—2015年數(shù)據(jù)，運用VAR模型，實證分析了中國農(nóng)村金融服務與農(nóng)民收入的關系。研究結論包括：（1）本文選取千人擁有銀行機構網(wǎng)點數(shù)等七個指標來測算農(nóng)村金融服務水平，測算結果顯示，經(jīng)過長期的發(fā)展，我國在提升農(nóng)村金融服務的水平方面獲得顯著的成績，我國農(nóng)村金融服務水平在一直提升；(2)幾十年來我國農(nóng)村經(jīng)濟取得了巨大的進步，農(nóng)村居民的收入水平也持續(xù)升高。但是，現(xiàn)階段我國農(nóng)民人均純收入還處在非常低的水平下，增長速度緩慢并且收入差距明顯；(3)實證結果顯示我國農(nóng)村金融服務與農(nóng)民收入二者之間具有長期的均衡關系，農(nóng)村金融服務水平對農(nóng)民收入的正向作用較為顯著，農(nóng)民收入對農(nóng)村金融服務水平有正向積極的作用，但是這種作用并不明顯。

農(nóng)村金融服務 農(nóng)民收入 實證分析

一、引言

作為現(xiàn)代經(jīng)濟社會核心的金融能夠提高資源配置效率，優(yōu)化社會資源的配置，金融服務正在影響著經(jīng)濟社會的方方面面。我國目前面臨著嚴峻的“三農(nóng)”問題，“三農(nóng)”問題中最重要的是如何提高農(nóng)民收入，它的實現(xiàn)離不開農(nóng)村金融的發(fā)展。在我國推進城鎮(zhèn)化建設和完善農(nóng)村金融服務體系的關鍵階段，正確認識農(nóng)村金融服務與農(nóng)民收入之間的關系，對于促進農(nóng)村金融服務良好發(fā)展與農(nóng)民增收具有重要意義。

隨著我國對“三農(nóng)”問題重視程度的加大，國內(nèi)關于農(nóng)村金融和農(nóng)民收入關系的學術著作也逐漸增多，我國學者在此方面的學術成果大致歸納為如下兩種觀點，一是前者對后者有正向的促進作用，二是前者對后者有反向的抑制作用。在農(nóng)村金融發(fā)展推動農(nóng)民收入增長方面：郭沛實證分析了參加小額信貸項目的農(nóng)戶的收入變化情況，以此來反映這些被調查的農(nóng)戶所受到的經(jīng)濟影響情況，研究結果得出小額信貸項目能夠對比較貧困的農(nóng)戶的收入水平具有正向的作用。林毅夫等認為，農(nóng)村金融體系改革是促進農(nóng)民增收的關鍵，對此，應該大力發(fā)展中小金融機構，并發(fā)揮其在支農(nóng)過程中的巨大作用。王虎、范從來通過實證研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村地區(qū)金融的發(fā)展和人均固定資產(chǎn)投資、財政支農(nóng)力度等幾個指標呈現(xiàn)著正向相關的關系，農(nóng)村地區(qū)金融的發(fā)展對農(nóng)民收入的增長具有很大的促進作用，但是農(nóng)村金融發(fā)展卻導致了城鄉(xiāng)收入差距的進一步擴大。陳志堅、范惠芳運用灰色關聯(lián)法進行研究，證明了農(nóng)村金融發(fā)展能夠有效帶動農(nóng)民收入的提高，在眾多指標中農(nóng)村貨幣化程度對農(nóng)民收入產(chǎn)生的作用效果最為顯著。張立軍、湛永根據(jù)中國近二十多年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)進行農(nóng)村金融發(fā)展、就業(yè)結構、經(jīng)濟開放程度等指標的實證分析，他們認為農(nóng)村地區(qū)金融的發(fā)展會引起城鄉(xiāng)之間收入差距的加大。錢永坤、張紅兵通過實證分析得出了加大農(nóng)村金融支持有利于提高農(nóng)民收入的結論。楊雯通過提出農(nóng)村金融發(fā)展和農(nóng)民收入二者之間具有互為因果的正向聯(lián)系。郭為對各省數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)我國農(nóng)村地區(qū)金融的發(fā)展對農(nóng)民增收具有正向的促進作用，并且非正規(guī)的金融的作用有時甚至會大于正規(guī)金融。樓裕勝運用計量模型驗證了農(nóng)村地區(qū)金融的發(fā)展水平和農(nóng)民收入增長之間具有一定的關聯(lián)性。方金兵等人認為我國農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入的增加的推進作用非常明顯，但是由于我國農(nóng)村地區(qū)金融抑制現(xiàn)象的存在，致使這種促進作用沒有得到充分發(fā)揮。

在農(nóng)村金融發(fā)展抑制農(nóng)民收入增長方面：喬海曙指出農(nóng)村地區(qū)存在嚴重的金融抑制現(xiàn)象，同時正規(guī)金融支農(nóng)力度不足，使得農(nóng)民增收目標受到阻礙。張杰認為金融機構里面的農(nóng)戶存款會流向非農(nóng)部門，相應的農(nóng)戶貸款需求很難得到滿足，同時農(nóng)村的正規(guī)金融未能彌補農(nóng)村資金的缺口。章奇等發(fā)現(xiàn)農(nóng)村正規(guī)金融機構較低的資金配置效率擴大了城鄉(xiāng)之間的收入差距。許崇正等研究得出，九十年代以前，影響農(nóng)民增收的重要因素包括農(nóng)村信貸、農(nóng)產(chǎn)品價格等；九十年代以后，農(nóng)村信貸資金支農(nóng)力度不足，沒有發(fā)揮推動農(nóng)民收入增長的作用，教育和就業(yè)結構發(fā)揮了主要的促進作用。溫濤等研究得出，我國農(nóng)村地區(qū)的金融發(fā)展對農(nóng)民收入的提升不僅沒有帶動作用反而具有減緩作用。李喜梅等通過實證得出，陜西省農(nóng)村金融的發(fā)展導致了農(nóng)村資金外流，進而阻礙了農(nóng)民收入的增長，牛凱龍、李澤廣通過實證研究再次證明了這個結論。劉旦研究發(fā)現(xiàn)，我國農(nóng)村地區(qū)的金融效率偏低，這成為阻礙農(nóng)民收入提升的一個重要原因。周一鹿等，通過對我國改革開放三十年的數(shù)據(jù)進行實證研究發(fā)現(xiàn)，在短期內(nèi)農(nóng)村金融發(fā)展并沒有推動農(nóng)民增收，而在長期內(nèi)則存在明顯的負面影響。錢水土等研究說明了我國農(nóng)村地區(qū)金融效率與農(nóng)民收入呈現(xiàn)著負相關的關系，這是因為農(nóng)村地區(qū)資金配置的低效率嚴重阻礙了農(nóng)民收入的提升。

二、農(nóng)村金融服務水平測算

（一）農(nóng)村金融服務水平指標的設定

本文結合數(shù)據(jù)的可得性和金融服務可及性選擇金融服務機構基礎設施建設（營業(yè)網(wǎng)點和服務人員數(shù)量）、存貸款水平、農(nóng)業(yè)保險服務情況等7項反映金融服務狀況的具體指標來建立農(nóng)村金融服務指標體系，具體指標見表1。

表1 農(nóng)村金融服務指標體系

（二）數(shù)據(jù)選取

本文以2004年至2015年我國31個省市的相關數(shù)據(jù)進行分析，農(nóng)村金融服務主體機構主要涵蓋政策性銀行、股份制銀行，農(nóng)商銀、農(nóng)信社、新型農(nóng)村金融機構和保險公司等。本文所涉及到的數(shù)據(jù)來自于中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒、中國保險年鑒、中國金融年鑒、中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站和中國農(nóng)村金融服務報告。綜合考慮到廣大農(nóng)村地區(qū)金融服務的可得性特點以及保證農(nóng)村地區(qū)金融服務數(shù)據(jù)的說服力，在選取農(nóng)村地區(qū)萬人擁有銀行機構網(wǎng)點數(shù)、農(nóng)村地區(qū)萬人擁有銀行機構服務人員數(shù)指標數(shù)據(jù)時，只考慮農(nóng)信社、農(nóng)商行、農(nóng)合行和其他新型農(nóng)村金融機構的營業(yè)網(wǎng)點和服務人員。

（三）對農(nóng)村金融服務水平指標的主成分分析

1.原始變量的相關系數(shù)矩陣

對所選的7個指標變量之間的相關性進行分析，得到相關矩陣，從相關矩陣表中可以看出，所有的相關系數(shù)都遠大于0.3，這說明7個變量之間存在很強的線性關系，適合做主成分分析。

2.反映像相關矩陣

對所選的7個指標變量之間進行反映像相關分析。如果原始變量間存在較強的相互重疊和傳遞的影響，則在經(jīng)過對其處理后的偏相關系數(shù)一定是很小的。通過觀察可以發(fā)現(xiàn)，除了在主對角線上的元素相對較大以外，其他大部分元素大都較小，同時可以明顯發(fā)現(xiàn)在對角線上的元素的值與1接近，驗證了這些變量具有較強的相關性，也就說明其適合做主成分分析。

3.KMO檢驗和Bartlett球度檢驗

表5 KMO和Bartlett的檢驗

由表5可以看到，KMO=0.876，大于0.8，表明各指標之間有很強的相關性；并且，Bartlett球度檢驗顯示其卡方統(tǒng)計量是198.797，自由度是21，單側概率P值是0，明顯小于顯著性水平0.01，表明拒絕單位陣原假設。通過KMO檢驗和Bartlett球度檢驗的檢驗結果可以明確斷定此數(shù)據(jù)很適合做主成分分析。

4.主成分提取

利用SPSS20.0分析軟件的主成分分析法完成信息提取，公因子方差表給出了此次分析從每個原始變量中所提取的信息，從中可以看到全部七個原始變量信息損失程度均很小，主成分很好地包含了全部七個原始變量的絕大部分信息。

利用SPSS分析軟件，遵循累計貢獻率大于80%以及特征值大于1的判斷原則，選出一個主成分，主成分累計方差貢獻率是96.372%，遠遠大于80%，主成分特征值是6.743，明顯大于1，從這里可以判斷這個主成分已經(jīng)含有七個原始變量指標的絕大部分原始信息，分析效果良好。

通過碎石圖可以看出選擇一個主成分來代表原始的七個指標效果良好，起到降維的作用。通過這一個主成分來進行測算并研究農(nóng)村地區(qū)金融服務水平，得到了成分矩陣也就是初始因子載荷矩陣，分別是X1：0.979、X2：0.997、X3：0.941、X4：0.988、X5：0.993、X6：0.983、X7：0.989。從初始因子載荷矩陣中可以看出，原始的七個指標變量在F1上有很大載荷，從而可以斷定F1很好地反映了七個指標所包含的全部信息。

5.我國農(nóng)村金融服務水平歷年得分

經(jīng)過SPSS20.0軟件測算F1主成分的表達式如下：

SPSS20.0軟件自動輸出F1得分，同時，由于只得到一個主成分，根據(jù)綜合得分公式：

綜合得分F=主成分F1的方差貢獻率×主成分F1的得分

經(jīng)過SPSS20.0軟件進行標準化處理后，得到2004年至2015年我國農(nóng)村金融服務水平值，如表10。從測算結果可以清楚看到，農(nóng)村金融服務水平的增長趨勢非常明顯，2004年農(nóng)村金融服務水平的得分為-1.20071，此后，隨著時間的推移農(nóng)村金融服務水平的得分逐漸增加，在2015年達到最高值1.70745。

表10 我國歷年農(nóng)村金融服務水平值

（四）小結

根據(jù)經(jīng)過標準化處理后的計算結果可以發(fā)現(xiàn)，2004年至2015年我國農(nóng)村金融服務水平一直處于持續(xù)提高狀態(tài)，且增幅明顯，在2015年達到最高值。農(nóng)村金融服務水平的顯著提高，得益于我國金融市場的發(fā)展以及國家政策的大力支持，為服務“三農(nóng)”提供了強有力的支持。

三、金融服務水平與農(nóng)民收入增長關系的實證分析

本文在第一章對農(nóng)村金融服務和農(nóng)民收入二者的關系進行了理論上的分析，在第二章對我國農(nóng)村金融服務的現(xiàn)狀和農(nóng)民收入二者的現(xiàn)狀也做了詳盡的分析，本章將從實證的角度出發(fā)，探究我國農(nóng)村金融服務與農(nóng)民收入之間的是否存在關系，它們之間是正相關的關系還是負相關的關系以及它們之間的因果關系等。

（一）指標設定和數(shù)據(jù)選取

本文為探究我國農(nóng)村地區(qū)金融服務水平與農(nóng)民收入之間的關系，選取了前文第三章節(jié)中對我國農(nóng)村地區(qū)金融服務水平（F）的測算結果作為農(nóng)村金融服務指標，同時選取了我國農(nóng)村居民人均純收入入(Y)代表農(nóng)民收入指標。

1.農(nóng)村金融服務指標

我國農(nóng)村地區(qū)金融服務水平（F）的測算結果是通過農(nóng)村地區(qū)萬人擁有銀行機構網(wǎng)點數(shù)、農(nóng)村地區(qū)萬人擁有銀行機構服務人員數(shù)、農(nóng)村居民儲蓄存款額（人均值）、農(nóng)村居民涉農(nóng)貸款額（人均值）、保險公司農(nóng)業(yè)保險保費收入（人均值）、保險公司農(nóng)業(yè)保險賠款及給付（人均值）、國家財政支農(nóng)支出（人均值）等七個原始變量得出，選擇這七個指標能夠比較好的反映和評價我國農(nóng)村地區(qū)歷年的金融服務水平。數(shù)據(jù)來源于中國保險年鑒、中國金融年鑒、中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站和中國農(nóng)村金融服務報告等，時間涵蓋范圍從2004年至2015年。

2.農(nóng)民收入指標

本文選取農(nóng)村地區(qū)居民人均純收入(Y)指標，并2000年為基期，通過歷年農(nóng)村地區(qū)居民消費價格指數(shù)對農(nóng)村地區(qū)居民人均純收入的名義值進行處理進而得到實際值。農(nóng)村地區(qū)居民價格消費指數(shù)和農(nóng)村地區(qū)居民人均純收入的原始數(shù)據(jù)均來源于2004-2015年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。

（二）實證分析過程

1.單位根檢驗（ADF）

對我國農(nóng)村居民人均純收入Y和農(nóng)村金融服務水平F時間序列使用ADF檢驗法進行單位根檢驗。通過時序圖可以明顯看到Y的序列隨時間變化有顯著的上升趨勢，因此采用包含常數(shù)項和線性時間趨勢項的形式對其進行檢驗，農(nóng)村金融服務水平F序列在均值0上下波動，因此采用不包含時間趨勢項和常數(shù)的檢驗方程形式進行檢驗。

通過檢驗可以發(fā)現(xiàn)Y、F 均為非平穩(wěn)變量，對非平穩(wěn)變量采用差分法，結果顯示它們的二階差分D(Y,2)、D(F,2)均拒絕了存在單位根的假設，表示處理后的數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，我國農(nóng)村居民人均純收入Y和農(nóng)村金融服務水平F均是二階單整的時間序列。

2.E-G兩步法協(xié)整檢驗

通過前文對單位根進行檢驗發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民人均純收入Y和農(nóng)村金融服務水平F的二階差分序列都是平穩(wěn)的，它們之間具有存在協(xié)整關系的可能。因此本部分以農(nóng)村金融服務水平F作為解釋變量，同時以農(nóng)村居民人均純收入Y作為被解釋變量，采用E-G兩步法進行協(xié)整檢驗。

首先，采用OLS方法估計出回歸模型，得出：

計量結果表明，調整后的R2是0.9823，F(xiàn)統(tǒng)計量是555.76，相伴概率是0。通過Q統(tǒng)計量和LM統(tǒng)計量檢驗也可以進一步證明本文所得出的模型無序列自相關。采用滯后階數(shù)為零且無常數(shù)項、無時間趨勢項的形式對這個方程的殘差序列進行ADF檢驗，由計量結果可以看到，ADF值是-3.385467小于相應的臨界值-2.886101，因此表明可以拒絕原假設。證實在1%顯著性水平下殘差序列是一個平穩(wěn)序列，由此可以判定農(nóng)村居民人均純收入Y和農(nóng)村金融服務水平F二者存在長期均衡的協(xié)整關系。

3.VAR模型的建立

本文根據(jù)AIC、SC、HQ信息準則同時結合似然比LR檢驗和FPE檢驗，確定了本文所建立的VAR模型的最優(yōu)滯后期是2。進而對VAR模型穩(wěn)定性進行檢驗，檢驗結果可以明顯看出，代表著特征方程四個根的圓點均在圓之內(nèi)，證明所建立的VAR模型是穩(wěn)定的。由此，說明能夠在所構建的VAR模型基礎上對所要研究的內(nèi)容進一步分析。

本文建立穩(wěn)定的VAR模型之后，在VAR模型約束的情況下對農(nóng)村居民人均純收入Y與農(nóng)村金融服務水平F進行格蘭杰因果檢驗，從分析結果可以看到：農(nóng)村金融服務水平F作為被解釋變量時，P值是0.1814，接受原假設，結果說明農(nóng)村居民人均純收入Y不是農(nóng)村金融服務水平F的格蘭杰原因；接下來將農(nóng)村居民人均純收入Y作為被解釋變量時可以看到，在5%顯著水平下，P值是0.0269，拒絕原假設，結果說明我國農(nóng)村金融服務水平F是我國農(nóng)村居民人均純收入Y的格蘭杰原因。

4.脈沖響應

在所構建的穩(wěn)定的VAR模型基礎上進行脈沖響應分析，可以得到農(nóng)村金融服務水平F與農(nóng)村居民人均純收入Y相互作用的脈沖響應圖。

可以明顯發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村金融服務水平F一個標準差的沖擊立即能夠對農(nóng)村居民人均純收入Y產(chǎn)生正向影響的效果。雖然在短期來說，農(nóng)村居民人均純收入Y的響應還處于較低水平，然而從長期來看，明顯呈現(xiàn)出農(nóng)村居民人均純收入的響應增幅逐年變大的趨勢。圖6顯示的是農(nóng)村居民人均純收入Y對農(nóng)村金融服務水平F沖擊的累積脈沖響應圖，從整體趨勢上看，農(nóng)村居民人均純收入Y對于農(nóng)村金融服務水平F沖擊的累積響應效果非常明顯，產(chǎn)生了持續(xù)、正向的影響。因此可以斷定農(nóng)村金融服務水平F的沖擊對農(nóng)村居民人均純收入Y起到了非常積極的作用。圖7、圖8顯示從短期和長期來看，農(nóng)村金融服務水平F對于來自農(nóng)村居民人均純收入Y一個標準差沖擊的響應均不顯著，面對農(nóng)村居民人均純收入Y的沖擊，農(nóng)村金融服務水平F的累積脈沖響應趨勢也很平緩，因此，能夠認為農(nóng)村居民人均純收入Y對農(nóng)村金融服務水平F的只有有限的影響力度。

5.方差分解

方差分解是用來描繪所構建的VAR模型系統(tǒng)各變量之間動態(tài)作用的方法，通過將整個系統(tǒng)的均方差分解成全部變量沖擊所做出的貢獻，以此來研究系統(tǒng)內(nèi)各個沖擊對于所預測變量的解釋程度如何。本文利用這種方法，分析了各個變量對農(nóng)村金融服務水平F的貢獻率，從中可以發(fā)現(xiàn)，在第6期以后方差分解結果顯示基本穩(wěn)定的狀態(tài)，從長期來看，農(nóng)村金融服務水平F變化中大約98%是由其自身決定的，貢獻很大；農(nóng)村居民人均純收入Y的沖擊從長期來看只能解釋農(nóng)村金融服務水平F變化的2%左右，貢獻效果很微弱，解釋力很不明顯。

分析各個變量對農(nóng)村居民人均純收入Y的貢獻率，可以發(fā)現(xiàn)，在第7期以后方差分解結果顯示出其基本呈現(xiàn)穩(wěn)定的狀態(tài)，從長期來看，農(nóng)村居民人均純收入Y波動變化中有大約96%來自農(nóng)村金融服務水平F貢獻，其解釋力度很大；相比之下，農(nóng)村居民人均純收入Y從長期來看只能解釋對自身變化的3%左右，貢獻效果一般。

四、結論

本文通過對2004--2015年之間我國農(nóng)村居民人均純收入和農(nóng)村金融服務水平關系的實證分析得出以下結論：

1.我國農(nóng)村居民人均純收入和我國農(nóng)村金融服務水平二者具有穩(wěn)定且顯著的相關性。

2.我國農(nóng)村金融服務水平對我國農(nóng)村居民人均純收入的正向作用較為顯著。從短期來看，我國農(nóng)村金融服務水平對我國農(nóng)村居民人均純收入的影響處于相對比較低的水平，從長期來看，我國農(nóng)村金融服務水平對我國農(nóng)村居民人均純收入的影響呈現(xiàn)明顯的逐年上升趨勢。

3.我國農(nóng)村居民人均純收入對我國農(nóng)村金融服務水平有正向的作用，但是這種正向的作用不明顯。即使從長期來看，這種影響所表現(xiàn)出來的趨勢也非常平緩。

[1]張立軍,湛永.中國農(nóng)村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響[J].中央財經(jīng)大學學報.

[2]龐智強,仇菲菲.我國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民增收的灰關聯(lián)分析[J].統(tǒng)計應用,2007(11) .

[3]方金兵,張兵,曹陽.中國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長關系研究[J].江西農(nóng)業(yè)學報,2009,21 (1) 143-147.

[4]張杰.解讀中國農(nóng)貸制度[J].金融研究,2004(2): 1-8.

[5]牛凱龍,李澤廣.中國農(nóng)村金融供給與城鄉(xiāng)收入差距的實證分析[J].金融與經(jīng)濟,2010, 05.

[6]周一鹿,冉光和,錢太一.經(jīng)濟轉型期農(nóng)村金融資源開發(fā)對農(nóng)民收入影響效應研究[J].農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟,2010（10）.

[7]錢水土,周永濤.農(nóng)村金融發(fā)展影響農(nóng)民收入增長的機制研究[J].金融理論與實踐2011（04） 57-58.

[8]劉亦文,胡宗義.農(nóng)村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距影響的實證研究[J].山西財經(jīng)大學學報,2010(2): 45-52.

[9]邱兆祥,王修華.論提高農(nóng)村金融服務質量和水平的關鍵[N].金融時報,2010-04-19 (005).

[10]劉布春.農(nóng)業(yè)保險的理論與實踐[M].科學出版社,2010.

陳明（1988-），男，河北承德人，專業(yè)：國民經(jīng)濟學，研究方向：財政政策，河北省財政科學與政策研究所、研究實習員。