劉 炯，吳海軍，李萍萍

（宣城職業(yè)技術(shù)學(xué)院，安徽 宣城 242000）

改革開放以來，伴隨著經(jīng)濟(jì)的巨大成功，我國貧困問題得以有效緩解。經(jīng)過多年的努力，截至2018 年4 月，宣城市貧困人口只有2 240人，但農(nóng)村貧困人數(shù)占總貧困人口的比例仍高達(dá)79.1%[1]，農(nóng)村貧困依然是宣城市城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的掣肘，減低直至消除貧困依然是實(shí)現(xiàn)宣城市經(jīng)濟(jì)社會(huì)可持續(xù)發(fā)展的重要任務(wù)?，F(xiàn)有的研究業(yè)已表明，農(nóng)村金融發(fā)展減緩農(nóng)村貧困，既具有直接效應(yīng)，亦發(fā)揮間接效應(yīng)，而且間接效應(yīng)明顯高于直接效應(yīng)[2]，為此，本文使用EVIEWS9.0 軟件，采取協(xié)整檢驗(yàn)與格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)等方法，分析宣城市農(nóng)村金融發(fā)展通過農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的間接減貧效應(yīng)，以期為宣城市以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相當(dāng)?shù)牡貐^(qū)金融扶貧提供數(shù)據(jù)支撐。

一、模型設(shè)定、變量選取與數(shù)據(jù)說明

（一）模型設(shè)定

依據(jù)總量生產(chǎn)函數(shù)，把農(nóng)村金融作為一項(xiàng)獨(dú)立的投入，反映農(nóng)村經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出（增長）和農(nóng)村金融發(fā)展的生產(chǎn)函數(shù)如下：

其中，F(xiàn) 表示農(nóng)村金融發(fā)展，為模型（1）的解釋變量；K表示不變的農(nóng)村資本投入，本文不考慮農(nóng)村金融直接減貧效應(yīng)，所以假設(shè)資本投入不變；L 代表農(nóng)村勞動(dòng)力投入，為模型的控制變量；Y 表示農(nóng)村經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出。模型（1）可簡化為：

宣城市地處安徽省東南邊陲，經(jīng)濟(jì)與金融發(fā)展相對滯后，貧困群體得到金融支持的能力與機(jī)會(huì)有限，農(nóng)村金融發(fā)展主要通過農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長間接緩解貧困，故而將農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長減低農(nóng)村貧困的模型設(shè)定為：

其中，POV代表農(nóng)村貧困。

綜合來看，模型（2）刻畫農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的影響，模型（3）反映農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長減低農(nóng)村貧困的作用機(jī)制，Y 作為中介變量，傳導(dǎo)解釋變量F 對被解釋變量POV 的間接影響，檢驗(yàn)農(nóng)村金融發(fā)展是否通過農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長間接減低農(nóng)村貧困。

（二）變量選取

對貧困水平的衡量是本文的被解釋變量，選用農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)，并用ECO表示，該系數(shù)越大，說明農(nóng)民更多的收入用于基本生存消費(fèi)，農(nóng)村居民家庭越貧困。反之，該系數(shù)越小，意味農(nóng)民精神文化方面的花銷更大，貧困逐漸降低；中介變量為對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的衡量，選用農(nóng)村居民人均個(gè)人可支配收入，并用PDI 表示，它代表農(nóng)村居民可以自由支配的收入水平，是農(nóng)村居民消費(fèi)支出最為重要的決定因素；盡管宣城市農(nóng)村金融市場有農(nóng)業(yè)銀行、郵儲(chǔ)銀行、村鎮(zhèn)銀行與民間金融等，但合作金融機(jī)構(gòu)仍是其主力軍，因此采用農(nóng)村合作金融機(jī)構(gòu)存款與貸款總額對第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值之比來衡量農(nóng)村金融發(fā)展，并將其定義為農(nóng)村金融相關(guān)比率，用RFIR 表示，作為解釋變量。RFIR越大，說明農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模越大水平越高；本文主要研究農(nóng)村金融間接減貧效應(yīng)，將農(nóng)村勞動(dòng)力投入視為控制變量，采用第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比例表示，記為RE。

（三）數(shù)據(jù)說明

考量時(shí)間序列數(shù)據(jù)的可得性、可比性與有效性，本文選取2003至2018年的年度數(shù)據(jù)，全部來源于2004～2019年度的《宣城統(tǒng)計(jì)年鑒》，在正式分析討論之前，以2003 年為基期，對PDI 使用消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整，扣除價(jià)格變動(dòng)因素以反映農(nóng)村居民實(shí)際收入水平；并對PDI 進(jìn)行對數(shù)變換，記為LNPDI，以免數(shù)據(jù)波動(dòng)幅度過大可能影響計(jì)量分析。

二、計(jì)量分析

（一）單位根檢驗(yàn)

現(xiàn)實(shí)中的有關(guān)經(jīng)濟(jì)問題的時(shí)間序列大多非平穩(wěn)，需要進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以避免出現(xiàn)虛假回歸。如果原序列不平穩(wěn)，則需要作出差分處理，然后再對差分執(zhí)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

用 ΔECO、ΔLNPDI、ΔRFIR 與 ΔRE 依次表示變量ECO、LNPDI、RFIR 與RE 的一階差分，采用ADF 檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)，表1給出檢驗(yàn)結(jié)果。

表1 說明，三種顯著性水平下，變量ECO、LNPDI、RFIR 與RE 的原序列都不平穩(wěn)。一階差分后，ΔECO、ΔRFIR、ΔLNPDI 與ΔRE 都在5%的顯著性水平下平穩(wěn)，是以ECO、LNPDI、RFIR 與RE 皆為一階單整序列，可能具有某種穩(wěn)定的線性組合，可以展開協(xié)整分析。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

按照檢驗(yàn)對象的不同，協(xié)整檢驗(yàn)分為兩類：其一，基于回歸結(jié)果中的殘差項(xiàng)，采用ADF 檢驗(yàn)法檢驗(yàn)，如Engle-Granger 兩步檢驗(yàn)法；其二，基于回歸參數(shù)，比如Johansen協(xié)整檢驗(yàn)[3]。由于ECO、LNPDI、RFIR 與RE 都是I（1）過程，符合協(xié)整分析的條件，因而使用Engle-Granger 兩步檢驗(yàn)法進(jìn)行回歸分析并檢驗(yàn)變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系。

首先，運(yùn)用普通最小二乘法構(gòu)建LNPDI 與RFIR、RE的回歸模型，估計(jì)LNPDI與RFIR、RE的長期均衡關(guān)系：

常數(shù)項(xiàng)與變量RFIR、RE 的t 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值分別為32.666 6、5.087 4、-6.790 4，其相應(yīng)的P 檢驗(yàn)的值順次為0.000 0、0.000 2、0.000 0，R2=0.980 5，Adjusted R2=0.987 8，F(xiàn)=326.15，常數(shù)項(xiàng)與變量RFIR、RE都是顯著的，方程擬合效果很好。在回歸方程（4）的窗口下，生成殘差序列e1，如果其水平序列平穩(wěn)，那么LNPDI 與RFIR、RE 則具有（1，1）階協(xié)整關(guān)系。因此，需要對e1的水平序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

表1 單位根檢驗(yàn)表

表2 顯示，e1在1%顯著性水平下平穩(wěn)，表明農(nóng)村居民人均可支配收入LNPDI與農(nóng)村金融相關(guān)比率RFIR之間存在著長期均衡的協(xié)整關(guān)系，且二者之間呈現(xiàn)正向關(guān)系，即農(nóng)村金融相關(guān)比率越大，農(nóng)村居民人均可支配收入越高，實(shí)證結(jié)果符合傳統(tǒng)的金融發(fā)展理論。究其原因，長期來看，農(nóng)村金融規(guī)模的擴(kuò)大，為農(nóng)村生產(chǎn)經(jīng)營以及農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)提供資金支持，促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)化與工業(yè)化發(fā)展，優(yōu)化農(nóng)村資源配置，推動(dòng)農(nóng)村技術(shù)進(jìn)步，而后促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長，帶動(dòng)農(nóng)民收入增加。

協(xié)整方程（4）還表明，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比例RE 負(fù)向影響農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長LNPDI，其原因是，在一定的技術(shù)條件以及其他投入不變的情況下，農(nóng)村勞動(dòng)力投入過多，已經(jīng)超過生產(chǎn)要素的最適比例，其隱含的政策建議是，轉(zhuǎn)移農(nóng)村過剩的勞動(dòng)力，將提高農(nóng)村生產(chǎn)效率，促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長。

其次，運(yùn)用普通最小二乘法建立ECO與LNPDI的回歸模型，估計(jì)二者之間的長期均衡關(guān)系：

ECO=1.325 1-0.106 7LNPDI

表2 殘差項(xiàng)單位根檢驗(yàn)結(jié)果

常數(shù)項(xiàng)與變量LNPDI的t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值分別為13.685 3、-9.541 7，其相應(yīng)的P 檢驗(yàn)的值均為零，R2=0.866 7，Adjusted R2=0.857 2，F(xiàn)=91.04，常數(shù)項(xiàng)與變量LNPDI都是顯著的，方程擬合效果較好。在回歸方程（5）的窗口下，生成殘差序列e2，表3 反映e2水平序列在1%顯著性水平下平穩(wěn)。表明農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)ECO與農(nóng)村居民人均可支配收入LNPDI 之間存在著長期均衡的協(xié)整關(guān)系，且二者之間呈現(xiàn)負(fù)向關(guān)系，即農(nóng)村居民人均可支配收入越高，農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)越小，貧困程度越低，這與國內(nèi)外學(xué)者的主流觀點(diǎn)是一致的。究其根源，長期內(nèi)，在經(jīng)濟(jì)增長的帶動(dòng)下，貧困地區(qū)的社會(huì)財(cái)富水平不斷提高，教育培訓(xùn)與衛(wèi)生健康條件得到改善，生產(chǎn)效率逐步提升，貧困人口從事非農(nóng)生產(chǎn)活動(dòng)的技能增加機(jī)會(huì)提升，貧困家庭收入來源渠道不斷擴(kuò)大且收入不斷增加，同時(shí)經(jīng)濟(jì)增長帶來稅收增加，使得政府能夠?yàn)樨毨后w提供更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，并有更多的財(cái)力向貧困群體提供轉(zhuǎn)移支付與保險(xiǎn)保障，進(jìn)而產(chǎn)生積極的減貧效應(yīng)[4]。

綜合回歸方程（4）、（5），農(nóng)村金融相關(guān)比率與農(nóng)村居民人均可支配收入之間呈現(xiàn)長期穩(wěn)定的正向關(guān)系，農(nóng)村居民人均可支配收入與農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)之間呈現(xiàn)長期均衡的負(fù)向關(guān)系，據(jù)此判斷，農(nóng)村金融發(fā)展通過農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長這一傳導(dǎo)中介發(fā)揮積極有效的間接減貧作用。

（三）格蘭杰因果檢驗(yàn)

協(xié)整分析反映，變量RFIR 與LNPDI、RE 與LNPDI、ECO 與LNPDI 均存在協(xié)整關(guān)系，為了探討它們之間究竟存在什么樣的因果關(guān)系，本文運(yùn)用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)。

表3 G ranger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

表3 可知，在5%的顯著性水平上，RFIR 拒絕原假設(shè)，是LNPDI的格蘭杰原因，LNPDI接受原假設(shè)，不是RFIR的格蘭杰原因，RFIR與LNPDI之間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系；在5%的顯著性水平上，LNPDI 是ECO 的格蘭杰原因，但ECO不是LNPDI的格蘭杰原因，ECO與LNPDI之間亦僅存在單方向的格蘭杰因果關(guān)系。顯然，農(nóng)村金融相關(guān)比率RFIR對農(nóng)村居民人均可支配收入LNPDI以及農(nóng)村居民人均可支配收入LNPDI對農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)ECO都存在顯著的格蘭杰影響，農(nóng)村金融發(fā)展促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長減低農(nóng)村貧困，這和我們的協(xié)整分析結(jié)果保持一致。

格蘭杰檢驗(yàn)還表明，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長LNPDI 是第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比例RE的單方向格蘭杰原因，原因是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長擴(kuò)大非農(nóng)生產(chǎn)，非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)增加，轉(zhuǎn)移第一產(chǎn)業(yè)多余勞動(dòng)力，擴(kuò)大農(nóng)村居民收入來源渠道，增加農(nóng)村居民收入，減緩農(nóng)村貧困。

三、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

協(xié)整分析表明，宣城市農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長之間、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)村貧困減低之間皆存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，農(nóng)村金融發(fā)展正向影響農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長反向影響農(nóng)村貧困。這說明，農(nóng)村金融發(fā)展為農(nóng)村生產(chǎn)提供資金，發(fā)展農(nóng)村生產(chǎn)，促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長改善農(nóng)村生產(chǎn)要素條件、帶動(dòng)農(nóng)村生產(chǎn)力水平提升、向農(nóng)村居民提供更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，使得農(nóng)村居民家庭收入來源多樣化，多渠道增加農(nóng)村居民收入，進(jìn)而緩解農(nóng)村居民貧困。

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)顯示，宣城市農(nóng)村金融發(fā)展單方向促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長單方向減低農(nóng)村貧困，農(nóng)村金融發(fā)展通過農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長對農(nóng)村貧困減低產(chǎn)生間接影響。

（二）建議

第一，擴(kuò)大貧困地區(qū)金融供給。加強(qiáng)合作金融、鼓勵(lì)商業(yè)性金融、支持政策性金融、引導(dǎo)民間金融，改善農(nóng)村金融服務(wù)，增加農(nóng)村地區(qū)金融資源投放，擴(kuò)大農(nóng)村金融規(guī)模，推進(jìn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化與工業(yè)化經(jīng)營，助力現(xiàn)代農(nóng)業(yè)與地方特色農(nóng)業(yè)發(fā)展，推動(dòng)貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，增加就業(yè)機(jī)會(huì)，提升農(nóng)村居民收入水平，帶動(dòng)貧困人口減貧。

第二，優(yōu)化農(nóng)村金融生態(tài)。首先，加強(qiáng)農(nóng)民生產(chǎn)知識(shí)與技能的培訓(xùn)，加大農(nóng)村下一代的教育投入，通過“扶智”帶動(dòng)農(nóng)村勞動(dòng)者人力資本與就業(yè)機(jī)會(huì)的提升。其次，大力宣傳金融扶貧政策以及成功脫貧的經(jīng)典案例，增強(qiáng)貧困人口利用金融減貧的意識(shí)，提升貧困人口脫貧的動(dòng)機(jī)與能力，積極“扶志”。最后，基于貧困人口的家庭資產(chǎn)狀況、生產(chǎn)能力與發(fā)展前景，靈活構(gòu)建貧困地區(qū)信用評級制度，依照信用等級確定授信條件，推動(dòng)金融減貧可持續(xù)發(fā)展[5]。

第三，完善和創(chuàng)新涉農(nóng)保險(xiǎn)產(chǎn)品。一是擴(kuò)大新農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)的保險(xiǎn)范圍，提高貧困人口個(gè)人繳費(fèi)部分財(cái)政補(bǔ)貼，提升大病保險(xiǎn)報(bào)銷比例，增強(qiáng)衛(wèi)生健康水平，徹底杜絕因病致貧，因病返貧，保護(hù)既有的減貧成果。二是加大農(nóng)業(yè)政策性保險(xiǎn)的財(cái)政補(bǔ)貼，提高農(nóng)戶投保率，給高風(fēng)險(xiǎn)性的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)搭建一道基本的安全防線。三是創(chuàng)新發(fā)展貧困地區(qū)創(chuàng)業(yè)保險(xiǎn)產(chǎn)品，為貧困人口信用增級，為創(chuàng)業(yè)保駕護(hù)航，為農(nóng)村減低貧困提供一份堅(jiān)實(shí)的保障。