魏穎++郭靜安

摘 要：從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，農(nóng)戶融資狀況成為影響農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要變量。本文利用1990-2011年的相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)影響農(nóng)戶收入的變量進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶自有資金、正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款和民間借貸均對(duì)農(nóng)民收入有顯著的正向影響，而政府財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入沒(méi)有顯著影響。

關(guān)鍵詞：農(nóng)戶融資；收入效應(yīng)；單位根檢驗(yàn)；多元回歸

解決“三農(nóng)”問(wèn)題的關(guān)鍵是提高農(nóng)民收入，從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，金融是農(nóng)民收入的重要影響因素。農(nóng)戶作為農(nóng)村金融市場(chǎng)中融資的基本單位，其融資狀況成為影響農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要變量。

一、文獻(xiàn)回顧

目前很多學(xué)者都關(guān)注農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入之間的關(guān)系，雖然這些研究尚未得到一致的結(jié)論，但毋庸置疑的是，農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入具有重要的影響。

許崇正等（2005）從歷年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)出發(fā)，對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果顯示信貸投資對(duì)農(nóng)戶人均收入影響不顯著。方金兵等（ 2009） 采用帶有控制變量的向量誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)短期內(nèi)農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模與農(nóng)民收入增長(zhǎng)呈現(xiàn)雙向的格蘭杰因果關(guān)系。唐禮智（ 2009） 用1980-2007 年的實(shí)地調(diào)研及統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明：短期內(nèi)農(nóng)村正式金融和非正式金融與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間不存在明顯的因果關(guān)系。宋冬林，李海峰（2011）運(yùn)用主成分分析、VAR模型及格蘭杰因果檢驗(yàn)等實(shí)證方法得出結(jié)論：農(nóng)村傳統(tǒng)正式金融是農(nóng)村金融的主體，但農(nóng)村正式金融與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間不存在格蘭杰因果關(guān)系，僅有農(nóng)村非正式金融是農(nóng)民收入的格蘭杰原因。錢水土，許嘉揚(yáng)（2011）利用中國(guó)23個(gè)省1988-2008年的面板數(shù)據(jù)，通過(guò)引入地區(qū)和時(shí)間兩類虛擬變量，對(duì)中國(guó)農(nóng)村金融的收入效應(yīng)進(jìn)行了比較分析，得出中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展的收入效應(yīng)具有顯著的地區(qū)和時(shí)間差異的結(jié)論。

基于學(xué)者們的研究成果，本文對(duì)以下幾方面作出改進(jìn)：（1）農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不等于農(nóng)民收入增長(zhǎng)。不能用經(jīng)濟(jì)指標(biāo)代替農(nóng)民收入指標(biāo)，金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的關(guān)系不能被金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向關(guān)系所替代。（2）豐富農(nóng)戶融資指標(biāo)。農(nóng)戶融資不僅有來(lái)自正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的貸款，還包括民間貸款、自有資金和政府財(cái)政支農(nóng)支出。（3）在模型中引入農(nóng)村人力資本、農(nóng)業(yè)政策等變量。這些變量也是影響農(nóng)民收入的重要因素，加入這些因素更有利于挖掘農(nóng)戶融資行為對(duì)農(nóng)民收入的真實(shí)影響。

二、指標(biāo)選取和模型構(gòu)建

（一）指標(biāo)選取

1、農(nóng)民收入（y）。農(nóng)民收入水平用農(nóng)民人均純收入衡量。

2、農(nóng)戶自有資金（of）。國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算中，收入減去消費(fèi)剩下的用作儲(chǔ)蓄或投資。因此用農(nóng)民人均純收入減去農(nóng)民人均消費(fèi)來(lái)表示農(nóng)戶自有資金用。

3、政府財(cái)政支農(nóng)支出（fin）。用財(cái)政支農(nóng)占國(guó)家財(cái)政支出的比重來(lái)衡量。

4、正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款（fil）。由于無(wú)農(nóng)戶貸款數(shù)據(jù)，正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款用人均農(nóng)業(yè)貸款余額代替。

5、民間貸款（infil）。《全國(guó)農(nóng)村固定觀察點(diǎn)調(diào)查數(shù)據(jù)》1995-2009給出了人均農(nóng)村貸款余額數(shù)據(jù)和來(lái)自正規(guī)金融機(jī)構(gòu)人均貸款余額數(shù)據(jù)，本文用兩者之差近似替代人均民間貸款。1990-1994、2010、2011年的數(shù)據(jù)用統(tǒng)計(jì)缺失值插補(bǔ)方法替換。

6、農(nóng)戶受教育程度（edu）。用農(nóng)村勞動(dòng)力中受教育程度是高中以上所占的比重來(lái)衡量。

7、農(nóng)戶就業(yè)結(jié)構(gòu)（str）。用鄉(xiāng)村就業(yè)人員中第一產(chǎn)業(yè)人員所占比重來(lái)衡量。

8、農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格指數(shù)（api）。此指數(shù)可以反映農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格總水平的變化情況，以及對(duì)農(nóng)民收入的影響。

（二）模型設(shè)計(jì)

本文引入柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，通過(guò)變量的替代與轉(zhuǎn)換，建立農(nóng)民收入與農(nóng)戶融資的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，以論證我國(guó)農(nóng)戶融資與農(nóng)民收入之間的關(guān)系?？虏?道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的一般形式為Q=ALαKβ ，其中Q為產(chǎn)量，L和K分別為勞動(dòng)和資本投入量。結(jié)合本文研究，設(shè)Q為農(nóng)民收入，L為農(nóng)戶自身人力資本因素及政策因素，K為農(nóng)戶融資變量。

對(duì)柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)兩邊取對(duì)數(shù)有：lnQ=lnA+αlnL+βlnK，因此本文采用多元線性回歸模型。因變量為農(nóng)民收入指標(biāo)，自變量為農(nóng)戶融資變量、農(nóng)戶人力資本變量和國(guó)家政策變量。其中，農(nóng)民人均純收入（y）、農(nóng)戶自有資金（of）、正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款（fil）、民間貸款（infil）是絕對(duì)指標(biāo)，其余自變量是相對(duì)指標(biāo)。絕對(duì)指標(biāo)在回歸分析中易產(chǎn)生異方差、使其趨勢(shì)線性化等后果，因此對(duì)絕對(duì)指標(biāo)進(jìn)行了自然對(duì)數(shù)變換，取對(duì)數(shù)后將更易得到平穩(wěn)序列且不會(huì)改變時(shí)間序列的性質(zhì)和相互關(guān)系。最終建立如下模型：

lny=α+β1lnof+β2lnfil+β3ln infil+β4fin+β5edu+β6str+β7api+u

其中：α是截距項(xiàng)；β1、β2、β3是彈性系數(shù)，表示自變量變動(dòng)1%引起因變量變化的百分比；β4、β5、β6、β7是半彈性系數(shù)，表示自變量變動(dòng)1個(gè)單位引起的因變量變動(dòng)的百分比；u是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

三、實(shí)證分析

本文以1990-2011年的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，利用EViews6.0統(tǒng)計(jì)分析軟件，采用上文推導(dǎo)出的模型對(duì)農(nóng)民收入的影響因素做定量分析。數(shù)據(jù)來(lái)源于《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)金融統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》、《全國(guó)農(nóng)村固定觀察點(diǎn)調(diào)查數(shù)據(jù)》。

1、單位根檢驗(yàn)

在對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列進(jìn)行分析時(shí)，首先要對(duì)變量做單位根檢驗(yàn)，因?yàn)槭褂梅瞧椒€(wěn)序列進(jìn)行回歸時(shí)，會(huì)造成回歸結(jié)果的偏差或產(chǎn)生偽回歸。本文運(yùn)用的是ADF檢驗(yàn)，判斷各變量是否平穩(wěn)。

表1 各變量ADF檢驗(yàn)結(jié)果

變量 ADF值 Prob.

lny -4.861614 0.0049

lnof -4.011014 0.0258endprint

lnfil -3.527304 0.0622

lninfil -3.038292 0.0475

fin -3.097453 0.0422

str -4.350146 0.0134

edu -3.730561 0.0438

api -3.935402 0.0091

由ADF統(tǒng)計(jì)量及其相伴概率可以看出，序列l(wèi)ny、lnof、lninfil、fin、str、edu、api在5%的顯著性水平下（其中l(wèi)nfil在10%的顯著性水平下）均是平穩(wěn)序列，可以直接用lny、lnof、lnfil、lninfil、fin、str、edu、api建立多元線性回歸模型。

2、多元線性回歸方程

本文利用最小二乘法，對(duì)回歸方程進(jìn)行多次擬合，逐步剔除不顯著的影響因素，得到的最優(yōu)方程如下：

ln y=4.25+0.41 ln of+0.19 ln fil+0.14 ln infil-2.22str+0.25api

t（βi） ：（6.3120） （7.1417） （4.7336）（3.0026） （-3.7889） （2.4927）

p：（0.0000） （0.0000） （0.0002） （0.0084） （0.0016） （0.0240）

=0.9962 F=841.1792 D.W=1.7099

從結(jié)果中可以看出修正的擬合優(yōu)度 為0.9962，非常接近1，說(shuō)明回歸直線對(duì)觀測(cè)值的擬合程度很好； 統(tǒng)計(jì)量的值為841.1792，表明總體上看回歸方程顯著，即這些自變量對(duì)農(nóng)民人均收入的影響在整體上是顯著的；各自變量均在5%的顯著性水平下通過(guò)回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明這些自變量對(duì)農(nóng)民人均收入有顯著的影響。

3、回歸結(jié)果分析

（1）農(nóng)戶自有資金（lnof）的斜率系數(shù)為0.41，說(shuō)明農(nóng)戶人均自有資金投入每增加1%，會(huì)引起農(nóng)民人均收入增加0.41%；正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款（lnfil）的斜率系數(shù)為0.19，說(shuō)明農(nóng)民人均金融機(jī)構(gòu)貸款投入增加1%，會(huì)引起農(nóng)民人均收入增加0.19%；民間貸款（lninfil）的斜率系數(shù)為0.14，說(shuō)明農(nóng)民人均民間貸款增加1%，會(huì)引起農(nóng)民人均收入增加0.14%。其中，農(nóng)戶自有資金的收入效應(yīng)是最大的，金融機(jī)構(gòu)貸款的收入效應(yīng)次之，民間借貸的收入效應(yīng)最低。這是因?yàn)檗r(nóng)戶自有資金的融資成本最低，而民間借貸的利率要比金融機(jī)構(gòu)貸款的利率高。

（2）農(nóng)戶就業(yè)結(jié)構(gòu)（str）的斜率系數(shù)為-2.22。一般認(rèn)為第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員的收入水平低于第二、第三產(chǎn)業(yè)，因此農(nóng)村就業(yè)人員從事第一產(chǎn)業(yè)的比重越高，意味著農(nóng)戶收入越低。即農(nóng)村就業(yè)人員中第一產(chǎn)業(yè)人員比重每增加1個(gè)單位，會(huì)引起農(nóng)民人均收入減少2.22%；農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格指數(shù)（api）的斜率系數(shù)為0.25，說(shuō)明農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格指數(shù)每增加一個(gè)單位，會(huì)引起農(nóng)民人均收入增加0.25%。

（3）在擬合回歸方程的過(guò)程中，發(fā)現(xiàn)政府財(cái)政支農(nóng)支出（fin）和農(nóng)戶受教育程度（edu）對(duì)農(nóng)戶收入影響不顯著，這也是有現(xiàn)實(shí)意義的。政府財(cái)政支農(nóng)支出總量不足、份額縮小、結(jié)構(gòu)不合理、農(nóng)戶沒(méi)有充分利用等原因，導(dǎo)致財(cái)政支農(nóng)支出效益不明顯。教育發(fā)展對(duì)農(nóng)戶收入有長(zhǎng)遠(yuǎn)影響，一般認(rèn)為個(gè)人的受教育程度越高，收入也越高，但就目前的“用工荒”來(lái)看，部分從事體力勞動(dòng)的就業(yè)人員工資比腦力勞動(dòng)的要高，所以農(nóng)戶受教育程度對(duì)農(nóng)民收入也沒(méi)有顯著影響。

四、結(jié)論與建議

本文運(yùn)用多元線性回歸模型，研究了中國(guó)農(nóng)戶融資行為的收入效應(yīng)。實(shí)證發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶自有資金、正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款和民間借貸均對(duì)農(nóng)民收入有顯著的正向影響，而政府財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入影響不顯著?？傮w來(lái)看，融資能促進(jìn)農(nóng)民收入的增加，因此應(yīng)改善農(nóng)村融資環(huán)境，保證農(nóng)戶融資渠道暢通。

第一，從政策上允許和鼓勵(lì)農(nóng)村非正規(guī)金融規(guī)范發(fā)展，在法律上保障非正規(guī)金融和正規(guī)金融在資金提供上展開(kāi)公平競(jìng)爭(zhēng)，促使民間借貸更好地服務(wù)于農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民。第二，推進(jìn)農(nóng)村正規(guī)金融體制改革，創(chuàng)新金融產(chǎn)品和服務(wù)方式，為農(nóng)戶量身打造支農(nóng)品牌，提供農(nóng)戶正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款的可得性。第三，引導(dǎo)農(nóng)戶內(nèi)源融資，即引導(dǎo)農(nóng)戶將自有資金用于生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)投資。農(nóng)戶自有資金大部分沒(méi)有用于經(jīng)營(yíng)生產(chǎn)，而是用于建房、子女教育和婚嫁、看病等方面。第四，加大政府財(cái)政支農(nóng)的力度。最近幾年政府財(cái)政支農(nóng)的比重雖有所上升，但總體來(lái)看仍是下降的。第五，加強(qiáng)對(duì)農(nóng)戶進(jìn)行金融知識(shí)教育和金融知識(shí)宣傳。農(nóng)戶對(duì)金融機(jī)構(gòu)的信貸政策、復(fù)雜的貸款程序了解不多，在一定程度上成為阻礙農(nóng)戶融資的一道無(wú)形門檻。

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作者簡(jiǎn)介：魏穎（1983-），女，河南鄭州人，河南理工大學(xué)萬(wàn)方科技學(xué)院經(jīng)管系專職教師；郭靜安（1981-），男，河南鄭州人，河南理工大學(xué)萬(wàn)方科技學(xué)院經(jīng)管系專職教師。endprint