安徽省農村金融發展對農村居民收入增長影響的實證分析

陳海婷

（西安財經大學經濟學院，陜西 西安 710100）

一、引言

“三農”問題一直受到人們的普遍關注，中央開會多次提出要將增加農村居民收入作為“三農”問題的核心，以此來促進農村地區的經濟發展。21 世紀以來，我國農村地區雖然取得了較大發展，農村居民收入有所增加，但是與城鎮居民收入相比，差距仍然較大。而金融在推動現代經濟社會發展方面，具有資金聚斂、融通和合理配置社會資源的作用，農村金融的發展一定程度上促進了農村居民收入增長，但安徽省農村金融發展水平較低，農村金融資源相比于城市較匱乏，部分中小企業存在融資難等問題，從而制約了農村居民收入增長的速度和可持續性?；诖?，需要對二者之間的關系進行進一步研究。安徽省作為中部地區的農業大省，且安徽省小崗村是我國農村金融體制改革的先行地。因此，以安徽省作為研究樣本，對全國其他地區具有一定的參考價值。

通過對相關文獻總結梳理看出，早些年，國內學者主要從理論方面分析農村金融發展與農村居民收入之間的關系。近些年，國內學者較多采用實證的方法去驗證二者之間的關系，但得出的結論不盡相同，總體上，大部分學者認為農村金融發展會促進農村居民收入的增長。國外學者在農村金融發展相關領域研究較早，有的學者認為農村金融發展可為農業生產提供所需資金，從而有利于農業發展，幫助農民增加收入。也有部分學者認為目前農村金融服務門檻過高，農民難以享受金融服務，不利于農民收入提高。

目前部分國外學者從宏觀層面進行研究，較少考慮區域差異，聚焦某一地區。國內學者對于二者的關系，不僅有宏觀層面的分析，也有微觀地區層面的分析。因此本文借鑒前人的研究成果，以安徽省為例，進行理論和實證分析，以其為安徽省農村金融發展更好促進鄉村振興提供參考。

二、農村金融發展對農村居民收入影響的作用機制分析

1.金融發展門檻效應對農民收入的作用機制

在金融發展初期，金融市場不成熟，信貸體系不完善，金融產品和服務有限，金融中介服務成本高，導致金融服務門檻高，服務受眾有限。對于信用資質較差的農村居民，通常不符合金融服務的門檻要求，因而無法享受到金融服務。農業生產性投資沒有持續保障，抑制了農村居民收入增長。然而，隨著金融市場競爭機制的逐步引入，貸款信貸和擔保體系的不斷完善，金融產品和服務的類型不斷豐富和多樣化，降低了金融服務的門檻。此外，隨著農村居民收入群體財富積累的增加和信貸水平的不斷提高，可以達到金融服務的門檻，可以實現收入的增長。

2.金融發展減貧效應對農民收入的作用機制

學者研究發現，金融發展主要在直接和間接兩個方面影響農村居民收入。其中，直接途徑是指隨著金融發展體系越來越完善，激勵了更多金融機構向農村低收入群體提供農業小額信貸等相關金融產品服務，拓寬了低收入人群的融資渠道，進而增加了其未來可支配收入，實現共同富裕的目標。間接途徑是指金融發展可以帶動農村地區經濟的增長，通過收入分配制度和金融服務渠道，提高農村居民收入水平，達到致富的效果。農村金融發展可以提高金融資源的配置效率，進而使得更多儲蓄資金轉化為投資資金，從而拉動經濟增長。

3.金融發展非均衡效應對農民收入的作用機制

金融發展的非均衡效應即各個地區以及城鄉之間金融資源分配的不均衡，一定程度上影響了農村居民收入。從目前安徽省金融發展的整體狀況來看，二元金融結構問題比較突出，金融資源和服務大多分布在城區，農村只有少數農村商業銀行和農業銀行網點提供服務。這些都使得農村居民難以享受到完善的金融服務體系，不利于農村經濟的發展和農村居民收入的提高。因此，深化農村金融體制改革，完善農村金融服務體系，緩解金融發展非均衡效應的影響，一定程度上會提高農村居民收入。

三、安徽省農村金融發展現狀及存在的問題

1.農村金融發展水平

（1）農村金融機構存貸分析

由圖1 可知，從總體上來看，2005—2021 年安徽省農村金融機構存款總額和貸款總額都在不斷增加。2005 年安徽省農村金融機構存款總額為843.7842 億元，而2021 年農村金融機構存款總額一躍達到13892.1879 億元，約增長15 倍。2005年安徽省農村金融機構貸款為589.0101 億元，2021 年增長為9002.1776 億元，約增長14 倍。在2005—2021 期間，農村存款數額均高于農村貸款，但在2015 年以后，農村貸款增長速度加快，說明農村地區存款轉化為貸款的效率在不斷提高。

圖1 安徽省農村金融機構存貸款總額

（2）農村金融發展規模、效率、結構分析

由圖2、圖3 可知，安徽省農村金融發展規模在不斷擴大，2005 年僅為0.6094，2021 年增長到3.3721，總體增長幅度較大。在2015—2021 年，安徽省農村金融發展效率波動上升，雖然有幾年有明顯降低，但總體仍然是波動上升。這表明農村存款的利用效率不斷提高，越來越多的存款被轉化為貸款。農村金融發展結構雖然緩慢上升，但總體是上升趨勢，說明農村金融發展結構在不斷優化，表明在安徽省金融機構貸款中，農村金融機構的貸款金額不斷增加。未來隨著農村金融的發展，農村金融發展的結構將會進一步優化的。

圖2 安徽省農村金融發展規模

圖3 安徽省農村金融發展效率、結構

圖4 安徽省財政支農力度

（3）財政支農力度現狀分析

財政支農是指財政對農業、農村和農民等方面的投入，是國家財政支持“三農”的主要方面之一，也是國家對農村地區進行轉移支付的重要領域。2005 年安徽省財政涉農支出為48.65 億元，而2021 年增長到851.27 億元，總量是2005 年的17.5 倍，表明國家財政對“三農”的投入不斷加大。但同時也存在一些問題，雖然總量在增長，但與農業農村的發展所需要的資金相比，財政支農的力度依然不夠。

2.農村地區金融發展存在的問題

（1）農村地區各類金融機構在發展中存在缺陷

一方面，隨著農村外出務工人員的增加，農村金融機構的目標受眾急劇下降。另一方面，隨著網絡金融的發展，足不出戶就可以輕松處理金融業務，對傳統的金融模式產生了沖擊。加劇農村地區商業銀行網點經營的壓力，導致了商業銀行農村網點大量減少。另外，在一些地區，商業銀行出于盈利性的考慮而減少了農村地區的業務，從而間接導致農村信用社壟斷當地金融市場。農業發展銀行等政策性銀行，主要任務是貫徹國家的產業政策和經濟政策，不以盈利為目標，為農業和農村經濟發展提供服務；但其在履行職能的過程中，存在著職能的缺位問題。

（2）農村地區存在嚴重的資金流失現象

農村地區的銀行通過吸收當地農民以及鄉鎮企業的存款，獲得資金來源。由于農民收入有限，加之沒有能夠抵押的不動產，使得農業貸款的風險較大。為了獲得更好的盈利，商業銀行把較多資金投向城市地區，這樣留在農村地區的資金就較為有限，造成了“只存不貸”的現象。農信社作為農村地區的合作制銀行，應為本地區的農業發展提供支持，但依然存在部分資金非農化。

（3）農村信用體系亟待完善，農業信貸風險偏高

農村家庭缺乏信用檔案記錄，而且農村地區居住比較分散，加之人口流失嚴重，使得農村地區的信用調查工作難以進行。并且，有關信用的宣傳活動較少，使得農民較少關注個人信用狀況；此外，由于農村信用擔保服務缺失，使得農村的房屋等不動產難以在進行農業貸款時充當抵押。因此農村金融機構在貸款時無法評估貸款人的信用狀況，加大了農村信貸的風險。這樣，農村金融機構出于自身安全性的考慮，就不愿意把資金貸給農戶。

四、計量模型設計與實證檢驗

1.模型設計

本文基于安徽省2005—2021 年數據，建立計量模型，實證分析研究農村金融發展對農村居民收入增長的影響?；貧w方程為：

LNY= C+β1LNX1+β2LNX2+β3LNX3+β4LNX4+β5LNX5+β6LNX6+ε，其中C 為常數項，β 為相關系數，ε 為隨機誤差項。

2.指標及數據說明

農村居民可支配收入（Y）：農村居民人均可支配收入是衡量農村居民生活水平的重要經濟指標，因此選取2005—2021 年農村居民人均可支配收入作為反映居民收入水平的指標。本文基于安徽省農村金融的發展現狀，農村金融發展規模（X1）用農村金融機構貸款額與第一產業產值的比值表示，農村金融發展效率（X2）用農村金融機構存貸比表示，以農村金融機構與所有正規金融機構貸款額之比表示農村金融發展結構（X3）。財政支農力度（X4）將用財政涉農支出與財政總支出的比值來反映，農業保險賠付率（X5）將用農業保險賠付額與農業保險保費收入比值來反映，農業從業人員結構（X6）將用農村地區從事非農人數與農村勞動力就業總人數的比值來反映。

數據說明：本文數據來源于《安徽省統計年鑒》《中國統計年鑒》，以下分析基于EViews 軟件展開。

3.計量檢驗

表1 實證數據

（1）單位根檢驗-ADF 檢驗法

如果時間序列中有單位根，則是非平穩序列。再對其進行OLS 處理將導致偽回歸現象。因此，為了避免偽回歸現象，在對時間序列建模時，首先要檢驗其是否存在單位根。結果如表2 所示。

表2 ADF檢驗結果整理

根據上述檢驗結果，只有原序列中LNX3的ADF 值小于在5%顯著性水平上的臨界值，因此LNX3序列為零階單整序列；然后對不平穩序列，繼續進行一階差分處理，檢驗差分序列，發現在5%顯著性水平上都是平穩序列，這說明5 個序列為一階單整序列。經過一階差分處理后，該序列為平穩序列，進行下一步檢驗。

（2）E-G 兩步法協整檢驗及其修正

①協整檢驗

得到的結果如下：

LNY=13.16763+1.166746LNX1-4.52279LNX2+4.262631LNX3+0.942323LNX4-0.029292LNX5-7.921566LNX6

在得到上面的回歸結果后，再對殘差序列進行ADF 檢驗，得到ADF 的t 值為-3.524476，p 值為0.0018，表明殘差序列在5%的顯著性水平下為平穩序列。因此，這些變量之間存在協整關系。

②誤差修正

因為上述變量存在協整關系，可以建立誤差修正模型，誤差修正模型為：

DLNY=0.508433（DLNX1）-3.164115（DLNX2）+1.526074（DLNX3）-0.032462（DLNX4）-0.012470（DLNX5）+0.091377（DLNX6）-0.991737ECM（-1）

模 型 的 擬 合 優 度 良 好，修 正 項ECM（-1）的 系 數為-0.991737，符合反向修正機制。結果表明，除了農村金融發展效率X2，財政支農力度X4，農業保險賠付率X5的短期變動對農村居民可支配收入存在負向影響，其余均為正向影響。由于短期調整系數是顯著的，表明安徽省農村居民可支配收入與長期均衡值的年度偏差中的99.1737%被修正。

（3）格蘭杰因果關系檢驗

協整檢驗說明各個變量之間存在長期均衡關系，但不能說明各個變量之間的因果關系，因而還需要進行格蘭杰因果關系檢驗。表3 是檢驗結果。

表3 格蘭杰因果關系檢驗結果

由上述實證結果可知，在5%的顯著性水平下，只有LNY是LNX3和LNX6的單向格蘭杰因果，而其他變量與LNY 沒有因果關系。

五、實證結論及政策性建議

1.實證結論

通過相應的ADF 單位根檢驗發現農村地區金融發展結構是零階單整，其余均為一階單整。隨后進行協整檢驗發現，各個變量之間存在長期穩定關系，并且發現農村金融發展規模、結構以及財政支農力度會促進農村居民收入的增長，而農村金融發展效率，農業保險賠付率以及農業從業人員結構對農村居民收入增長起抑制作用。因此進行誤差修正，得出修正項ECM（-1）的系數為-0.991737，短期調整系數是顯著的。根據格蘭杰因果關系檢驗可知，只有農村居民收入是農村金融發展結構和農業從業人員結構的單向格蘭杰因果，而其他變量與農村居民收入的增長沒有因果關系。

2.政策性建議

（1）推進農村金融供給側結構性改革，加大金融支農力度

在鄉村振興的背景下，政府應持續推進農村金融供給側結構性改革，完善農村金融組織體系，為農業生產提供精準的資金支持與服務。但是，農村居民收入水平并沒有因為農村金融的發展而得到明顯改善，這可能與安徽省農村地區金融發展水平較低有關，從而制約了農村居民收入的增長。因此，政府部門應持續推進農村金融供給側結構性改革，提升金融發展的支農力度，助力農村居民收入的增長，同時加強對農村地區信貸業務的規范和引導，改善一些農村金融機構“只貸不存”的現象，擴大涉農貸款的規模，減少貸款審批流程，提高農業貸款的可得性。

（2）完善農村金融組織體系，增強金融服務的可得性

首先，要支持新型農村金融機構的發展，加強對農村地區非正規金融機構的規范引導，提升農村金融的服務水平，助力農業生產持續發展。其次，要完善農村擔保信用體系，響應國家金融惠農的政策，降低農業貸款門檻，使得信用狀況良好但缺乏擔保抵押的農民，也能獲得相應的貸款，進而擴大農業生產規模，促進實現增收。此外，加強對農村金融組織機構的監督管理，既要防止農村儲蓄資金的外流，增加外部資金流入；也要不斷提高農村地區存轉貸的效率，促進農村地區的投資。

（3）加強部門合作，推進財政支農與金融支農的融合

財政部門為了支持農村地區的發展，會以轉移支付的方式給予農村居民適當補貼，以幫助其更好開展農業生產。財政支農在一定程度上緩解了農民農業生產時的資金緊張狀況，但也存在資源浪費現象。因此，財政部門應加強與農村金融機構的合作，整合財政資源，讓財政支農與金融支農進行深度融合，加強對本地區財政支農資金的管理，監督其合理使用，提高資金使用效率。

（4）推進農村地區城鎮化建設，創造更多非農就業崗位，豐富農村居民收入來源

目前，家庭經營性收入和工資性收入是農民收入的主要來源。近年來，隨著安徽省城鎮化的推進，部分農村人口向城鎮轉移，開始從事非農行業，非農收入在農民可支配收入中的比重越來越高，農民的收入來源多元化。并且，由于農村地區人口大量流失，使得農村人均耕地增加，為農業的規?；a和機械化應用提供了便利，產生了一定的規模效應，提高了農產品的產量。