黨婕 鮑國安

摘要：農村金融發(fā)展有利于利用金融手段調配農村資源，促進農村經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展和農民收入增長。運用單位根、協(xié)整、Granger 因果檢驗，對甘肅省白銀市農村金融發(fā)展對農民收入影響進行實證分析。并對此提出了加大農村信貸資金供給；規(guī)范農村非正規(guī)金融機構；降低農村金融市場交易成本等對策建議。

關鍵詞：農村金融發(fā)展；農民收入；協(xié)整檢驗；Granger 因果檢驗

中圖分類號：F124.7 文獻標識碼：A

文章編號：1005-913X（2019）02-0059-04

一、引言

我國是發(fā)展中的農業(yè)大國，農業(yè)是我國經(jīng)濟發(fā)展的基礎，因此“農業(yè)、農村、農民”的問題便顯得尤為重要。2004年以來，國家連續(xù)十三年將“三農”問題作為中央一號文件的主題，這彰顯了“三農”問題的重要性和急迫性。2018年“中央一號”文件指出，實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，是解決人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間矛盾的必然要求，是實現(xiàn)“兩個一百年”奮斗目標的必然要求，是實現(xiàn)全體人民共同富裕的必然要求。文件從提升農業(yè)發(fā)展質量、推進鄉(xiāng)村綠色發(fā)展、繁榮興盛農村文化、構建鄉(xiāng)村治理新體系、提高農村民生保障水平、打好精準脫貧攻堅戰(zhàn)、強化鄉(xiāng)村振興制度性供給、強化鄉(xiāng)村振興人才支撐、強化鄉(xiāng)村振興投入保障、堅持和完善黨對“三農”工作的領導等方面進行安排部署。

隨著我國經(jīng)濟的轉型和“四個全面”的貫徹落實，農村的經(jīng)濟發(fā)展遇到瓶頸，需要迎接新的挑戰(zhàn)和困難，而如何增加農民手中的收入則是其重中之重。農村金融發(fā)展和農村經(jīng)濟增長存在一定的相關性。[1]隨著對農村金融研究的日益深入，更多學者開始將其與農民收入問題聯(lián)系在一起?，F(xiàn)應用實證與模型相結合的方法分析白銀市農民收入被農村金融發(fā)展影響的程度。根據(jù)生產(chǎn)函數(shù)構造模型關系，在此基礎上構建農村金融發(fā)展的指標變量和影響農民收入增長的其他變量，然后采用單位根檢驗、協(xié)整關系檢驗、因果關系檢驗方法深入分析白銀市農村金融發(fā)展對農民收入的影響。

二、實證模型建立

（一）模型及方法

根據(jù)生產(chǎn)函數(shù)模型，在既定的生產(chǎn)技術條件下，資本投入增加，經(jīng)過各種要素的融合會導致產(chǎn)出增加。而農村信貸資金在農村的投入，會導致農村產(chǎn)出增加，進而人均產(chǎn)出和人均收入增加。在這里，認為農村金融發(fā)展是農民增收的主要影響因素，并且將農村金融發(fā)展的水平和可控因素作為投入變量來建立一個關于農村經(jīng)濟的生產(chǎn)函數(shù)。[2]以往的生產(chǎn)函數(shù)如下。

Y=f（K，L）=AKαLβ

其中Y代表總產(chǎn)出，A、α、β為參數(shù)，代表資本投入，代表勞動力投入。農村勞動力資源豐富，其就業(yè)很容易達到飽和，此時勞動力的再投入對于農村經(jīng)濟及產(chǎn)出影響小。相對于城區(qū)而言農村資本投入少，各方面發(fā)展都需要資金的推動，一時難以飽和，因此農村經(jīng)濟的產(chǎn)出效果很大程度上看總資本的投入情況。于是將生產(chǎn)模型轉換為線性生產(chǎn)模型。

lnY=A+αlnK+βlnL

（二）農村金融發(fā)展變量選取

使用農村金融規(guī)模、結構、效率和農村投資水平四個指標代表農村金融發(fā)展水平。見表1。

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把農村金融發(fā)展規(guī)模、效率、結構作為農民收入的解釋變量并將其放入轉換的線性模型中。

lnSR=a0+a1lnGM+a2lnJG+a3lnXL+a4lnTZ

其中GM、JG、XL、TZ分別為農村金融發(fā)展的規(guī)模、結構、效率以及農村固定投資率，為常數(shù)項，a1、a2、a3、a4是關于農村金融發(fā)展規(guī)模、結構、效率以及農村固定投資率的彈性系數(shù)值，表示該要素變動 1%，農民收入變動多少，該彈性越大，對農民收入的影響也就越大，各指標均取對數(shù)值。

三、實證分析

（一）單位根檢驗

ADF單位根檢驗序列的平穩(wěn)性，同時單位根檢驗也是協(xié)整檢驗的前提。序列平穩(wěn)性檢驗完成，如果變量存在單位根，可能會出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，通常做法是進行差分，以此來消除單位根，進而消除偽回歸。先將變量設為取對數(shù)后的值以此來減少波動和異方差，接著用Eviews軟件對原時間序列進行平穩(wěn)性檢驗。軟件分析如下表2，檢驗值大于臨界值，序列都存在不穩(wěn)定性。再對他們的一階差分序列進行檢驗，則表現(xiàn)出了平穩(wěn)性。[3]

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（二）協(xié)整檢驗

1.協(xié)整檢驗的定義

時間序列要是不平穩(wěn)，就會出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象。進行協(xié)整檢驗的目的就是通過檢驗設定方程的因果關系是否會出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，出現(xiàn)偽回歸就是序列不平穩(wěn)，反之則平穩(wěn)，所以一定程度上來說協(xié)整檢驗就是對非平穩(wěn)的時間序列的一種檢驗。[4]

2.檢驗過程和檢驗結果

一些時間序列自身表現(xiàn)出一種不平穩(wěn)性，但經(jīng)過轉換的線性組合卻是平穩(wěn)的。對于非平穩(wěn)時間序列，EG兩步法和johansen法都可進行協(xié)整檢驗，EG兩步法只能判斷是否存在協(xié)整關系，而johansen法可以通過計算跡統(tǒng)計量、最大特征值的統(tǒng)計量判定。一旦存在協(xié)整關系，說明這幾個變量存在長期穩(wěn)定的關系，綜上所述，采用johansen協(xié)整法更為科學和實用。

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當置信度為5%時，通過對檢驗結果的分析，拒絕了沒有或至多一個協(xié)整關系的假設，通過對特征值和跡統(tǒng)計量的觀察，得知幾個變量中是有兩個協(xié)整關系的。協(xié)整系數(shù)的估計值也通過檢驗計算出來，我們的模型是關于金融發(fā)展水平與農民收入的函數(shù)，自然農民收入的協(xié)整系數(shù)為1，其他系數(shù)可見下表5。

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根據(jù)檢驗結果和協(xié)整系數(shù)可以列出下列函數(shù)關系式。

lnSR=0.865580lnGM+0.116126lnJG+

2.365653lnXL+0.023016lnTZ

由此可知，農村金融發(fā)展規(guī)模的彈性系數(shù)為0.87，這意味著農村金融發(fā)展規(guī)模擴大1%，則農村收入增長0.87%的比例，雖然金融發(fā)展規(guī)模會對農民增收產(chǎn)生積極影響，但農民收入增收的速度卻不如其自身增長的速度，這需要政府合理正確的控制各地金融發(fā)展規(guī)模，做到因地制宜，充分發(fā)揮貸款資金對農業(yè)經(jīng)濟的作用、對農民增收的作用。農村金融發(fā)展結構的彈性系數(shù)為0.12，這表明金融結構改善1個單位，而農民只增收0.12個單位，因此農村金融結構對農村經(jīng)濟促進作用極為有限，金融結構鄉(xiāng)鎮(zhèn)金融機構貸款和農村貸款余額的比值，也可以看出鄉(xiāng)鎮(zhèn)金融機構貸款資金的使用效率有待提高，中小企業(yè)發(fā)展程度不高。農村固定資產(chǎn)投資率的彈性系數(shù)為0.023，這是四個變量中對收入增長影響最小的變量，固定投資率上升1%，收入增長只上升0.023%。就目前的變量來看農村金融發(fā)展效率對農民增收起主要作用，其彈性系數(shù)為2.36，意味著發(fā)展效率提升1單位，農民增收2.36個單位。農村金融發(fā)展效率是農村貸款余額占農村存款余額的比重，從組成可以看出，白銀市農村存款相對其他變量能被有效的轉換為農村經(jīng)濟發(fā)展的資本。

（三）Granger 因果關系檢驗

在協(xié)整檢驗中發(fā)現(xiàn)，白銀市農村金融發(fā)展水平的確與農民增收存在長期穩(wěn)定性，為了確切了解他們之間的關系，接下來需要進行Granger 因果關系檢驗。因果關系檢驗假設，所有被檢驗變量都不是被解釋變量的格蘭杰原因，即因果關系。當檢驗結果中的P值大于置信度時，被檢驗的變量就不是因變量的格蘭杰原因，相反P值小于置信度則說明變量之間存在因果關系，就不接受原假設。[5]

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由表6可知， 當把農民收入作為被解釋變量，有三個解釋變量與其檢驗的p值是小于0.05的，說明三者是其格蘭杰原因，分別是農村金融發(fā)展規(guī)模、農村金融發(fā)展效率和農村固定資產(chǎn)的投資率。這三者的發(fā)展可以直接刺激經(jīng)濟農村經(jīng)濟的發(fā)展，促進農民收入的增加。而農村金融發(fā)展結構的p值是0.4130，遠遠大于顯著性水平，可見不屬于農民增收的格蘭杰原因，結合之前的協(xié)整檢驗可以知道其與農民收入增加有正向關系，但是主要起間接作用。所有變量反向檢驗的P值都大于置信度，不存在因果關系，說明了農村金融發(fā)展與農村經(jīng)濟增長間關系是正向促進關系，即農村金融的發(fā)展能夠促進農村經(jīng)濟的增長，而農村經(jīng)濟的增長并不能顯著的促進農村金融的發(fā)展。

四、結論及對策建議

（一）結論

1.農村金融規(guī)模對農民收入的影響

白銀市農村金融發(fā)展規(guī)模屬于白銀市農村農民收入增長的格蘭杰原因，規(guī)模的擴大能夠給農民增收帶來積極影響。但從協(xié)整函數(shù)式來看，對農村產(chǎn)出的刺激作用還不如自身發(fā)展的速度，這個可能存在兩方面原因。一是其本身規(guī)模較小，導致其投入資本的經(jīng)濟規(guī)模效應比較小，相對城市企業(yè)增加了各方面的成本，因此產(chǎn)出的影響不明顯。二是由于農村農業(yè)投資回收周期長，期間風險相對于非農業(yè)產(chǎn)業(yè)來說較大，由于商業(yè)本身的盈利性，農村銀行傾向于貸款給風險小的項目，而貸款人也傾向于對風險較小的非農業(yè)部門投資。這樣一來，投資于農業(yè)的資金就變少了。

2.農村金融結構對農民收入的影響

農村金融發(fā)展結構不是農民收入增長的格蘭杰原因。通過協(xié)整檢驗得知有正向關系，但是通過Granger 法檢驗卻表明沒有因果關系，需要經(jīng)過一些途徑的傳導才能刺激農民收入增加。就目前白銀市的情況來看，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款占農村貸款余額的比重并不大，規(guī)模較小。農村金融發(fā)展結構的改善任重而道遠，對農民的增收效果也要在相當長的一段時間后才能見到明顯效果。

3.農村金融發(fā)展效率對農民收入的影響

白銀市農村金融發(fā)展效率對農民收入增長的發(fā)展見效快，作用積極。金融的貸款與存款的比例增加，意味著更多的資金流入市場，極大地促進了農民收入增長的發(fā)展。農村金融需要開展農村金融服務的多元化，從而加大信貸投入的力度，實現(xiàn)優(yōu)惠利率，在一定時期適當降低農民的借款利率。由于農業(yè)投資回收周期長，中長期貸款也應該給予一定的政策優(yōu)惠，以此通過信貸的結構調整促進農民收入增長的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化和升級。

4.其他因素對農民收入的影響

檢驗發(fā)現(xiàn)，白銀市的農村固定資產(chǎn)投資也可以對農民增收產(chǎn)生積極影響，并且呈現(xiàn)出一種正向因果關系，相對于其他的因素彈性系數(shù)很小，對農民增收效果可能沒有那么明顯，但是需要知道，固定投資一旦成型便會為農村形成很多就業(yè)崗位，以此反哺農村經(jīng)濟。

（二）對策建議

1.加大農村信貸資金供給

農村信貸資金不充足，對整個農村金融發(fā)展水平與很大影響，信貸資金不足則農村金融發(fā)展規(guī)模就上不去，農村的金融發(fā)展結構也難以完善。而解決這一問題的方法需要各個方面力量共同努力。政府方面應該給予針對農村金融發(fā)展的優(yōu)惠政策，要為農村資金的融通提供政策上的幫助，需要鼓勵農村銀行實行支農方面的措施，給予這類銀行一定的肯定。國有商業(yè)銀行和地方銀行也要著眼于“三農問題”，可以與地方政府進行相關支農方面合作，做到強強聯(lián)合。另外，要引進和研發(fā)先進的電子金融技術，學習先進的管理經(jīng)驗，引進高金融素質人才，積極為農民和農業(yè)企業(yè)提供存取款、貸款服務，加強對當?shù)剞r業(yè)部門企業(yè)的了解，提供合法必要的經(jīng)濟援助。企業(yè)要加強與銀行和政府的溝通，如實匯報企業(yè)自身經(jīng)濟的狀況，努力提高自身的信用水平。農民要提高農村金融方面的意識，充分利用政府的貸款優(yōu)惠政策，發(fā)展實業(yè)，促進農村經(jīng)濟的發(fā)展，促進自身收入水平的提高。[6]

2.規(guī)范農村非正規(guī)金融機構

如今農村的正規(guī)金融機構投放在農村的信貸規(guī)模不夠，農業(yè)部門和農民沒有正規(guī)的貸款渠道，不得不向非正規(guī)金融機構貸款，甚至借取高利貸。不可否認，通過非正規(guī)金融機構可以得到一定的農業(yè)發(fā)展資金，但這樣帶來的負面影響也不可忽視，非正規(guī)的金融機構可能存在經(jīng)營不合理，風險管理不恰當，很容易破產(chǎn)，進而造成農村金融機構的擠兌現(xiàn)象，導致農村金融市場極度不穩(wěn)定。因此，在發(fā)展非正規(guī)金融的同時，政府需要對其加以規(guī)范和引導，使其規(guī)范化和合法化的發(fā)展，適當?shù)姆诺兔耖g資本進入農業(yè)部門的門檻。銀行方面要加強與農戶、企業(yè)的聯(lián)系，減少信息不對稱產(chǎn)生的逆向選擇問題和道德問題。

3.降低農村金融市場交易成本

農村貸款不像城市大企業(yè)一樣，城市大企業(yè)貸款數(shù)量較少，額度大，管理難度小。農村貸款帶有季節(jié)性，數(shù)量可能較多，受制于農村中小企業(yè)的規(guī)模，其額度一般較小，而且這些企業(yè)分布都比較分散。銀行的監(jiān)管成本、調查成本等都比較大，農戶的違約風險也高，這樣造成銀行在農村的信貸費時又費力，利潤卻上不去。因此，政府需要進行一定的財政補貼，減少銀行在農村信貸的成本，給予一定利息補償，也可以通過財政政策，降低農戶發(fā)生天災人禍時的損失。另外，也要加強司法執(zhí)行度，提高農戶的信用意識，從而提高整個農村的信用水平，降低信息不對稱導致的道德問題。政府還要和民間資本加強合作，建立農村的擔保機制，如成立擔保公司，建立涉農貸款風險擔?；鹬?。以多方面力量共同作用來建設更好的農村金融發(fā)展水平，促進農村經(jīng)濟發(fā)展，提高農民收入。

參考文獻：

[1] 王慧玲.陜西省農村金融發(fā)展對農民收入影響研究[D].咸陽：西北農林科技大學，2017.

[2] 顧秀林. 經(jīng)濟學數(shù)量模型的選擇與科布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)[J].中國農村觀察，2007（1）：2-10+23+80.

[3] 陳 昭.時序非平穩(wěn)性ADF檢驗法的理論與應用[J].廣州大學學報：自然科學版，2008（5）：5-10.

[4] 王立萍，賈利軍.關于外匯市場有效性的Johansen協(xié)整檢驗[J].金融教學與研究，2007（5）：44-46.

[5] 龐 皓，陳述云.格蘭杰因果檢驗的有效性及其應用[J].統(tǒng)計研究，1999（11）：42-46.

[6] 趙洪丹，朱顯平.農村金融、財政支農與農村經(jīng)濟發(fā)展[J]. 當代經(jīng)濟科學，2015，37（5）：96-108+127-128.

[責任編輯：王功巧]