摘 要：分析農(nóng)村不同收入家庭的儲(chǔ)蓄習(xí)慣對于農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)開展科學(xué)精準(zhǔn)的工作具有重要的現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。文章結(jié)合貴州省2012—2021年農(nóng)村常住居民五等份收入家庭人均收入與全省人均儲(chǔ)蓄存款建立數(shù)理模型分析，研究發(fā)現(xiàn)不同收入家庭儲(chǔ)蓄行為表現(xiàn)為：人均收入水平和儲(chǔ)蓄之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，低收入階層家庭的儲(chǔ)蓄意愿明顯較更高收入家庭強(qiáng)烈，收入水平越低，越傾向于儲(chǔ)蓄，而高收入群體愿意將更多可支配收入轉(zhuǎn)移到非儲(chǔ)蓄領(lǐng)域。研究認(rèn)為，農(nóng)信社應(yīng)采取進(jìn)一步做實(shí)普惠金融服務(wù)、服務(wù)好鄉(xiāng)村振興大局、進(jìn)一步推進(jìn)農(nóng)民工金融服務(wù)、加強(qiáng)產(chǎn)品與服務(wù)創(chuàng)新力度等舉措，實(shí)現(xiàn)“三農(nóng)”金融服務(wù)更加科學(xué)精準(zhǔn)。

關(guān)鍵詞：農(nóng)戶家庭 人均可支配收入 實(shí)證分析 農(nóng)村金融

中圖分類號(hào)：F303? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1004-4914（2024）04-132-02

一、引言

我國家庭長期以來保持高水平儲(chǔ)蓄率的現(xiàn)實(shí)已經(jīng)廣為人知，這一經(jīng)濟(jì)行為在社會(huì)中具有重要意義。有效服務(wù)家庭這一基本社會(huì)單位，精準(zhǔn)提供金融服務(wù)對金融機(jī)構(gòu)至關(guān)重要，尤其農(nóng)村信用社在服務(wù)“三農(nóng)”方面扮演著主要角色。當(dāng)前，面對經(jīng)濟(jì)社會(huì)變革、銀行業(yè)監(jiān)管日益加強(qiáng)、經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)與回報(bào)不匹配、競爭格局多元化、風(fēng)險(xiǎn)更加復(fù)雜多樣以及互聯(lián)網(wǎng)金融等市場的重組，研究不同收入家庭的儲(chǔ)蓄行為對于鞏固農(nóng)村市場地位、改進(jìn)經(jīng)營方式具有重要意義。本文以貴州省2012年至2021年的農(nóng)村常住居民五等份收入家庭人均收入和全省人均儲(chǔ)蓄存款為基礎(chǔ)，運(yùn)用SPSSUA數(shù)據(jù)分析軟件，采用OLS計(jì)量方法探討不同收入家庭的儲(chǔ)蓄行為。

二、貴州農(nóng)村居民家庭收入及儲(chǔ)蓄存款情況

（一）貴州省農(nóng)村居民家庭收入情況

盡管貴州省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對滯后，但近年來經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)出強(qiáng)勁的勢頭。2012年至2021年，貴州省農(nóng)村居民家庭按人均可支配收入分為五個(gè)等級，包括低收入戶、中低收入戶、中等收入戶、中高收入戶和高收入戶。根據(jù)《貴州省統(tǒng)計(jì)年鑒》2013年至2022年的數(shù)據(jù)顯示，低收入戶的人均可支配收入從2012年的1949元增長至2021年的3478元，增幅為1.78倍，年均增速為6.65%；中低收入戶的人均可支配收入從3293元增長至8911元，增幅為2.71倍，年均增速為11.7%；中等收入戶的人均可支配收入從4423元增長至11928元，增幅為2.7倍，年均增速為11.65%；中高收入戶的人均可支配收入從5921元增長至16448元，增幅為2.78倍，年均增速為12.02%；高收入戶的人均可支配收入從9977元增長至29161元，增幅為2.92倍，年均增速為12.66%。根據(jù)以上數(shù)據(jù)，自2012年以來，貴州省農(nóng)村居民家庭的人均收入水平得到了有效提升，且高收入家庭的增長速度明顯高于低收入家庭。

（二）貴州省儲(chǔ)蓄存款情況

2012—2021年，貴州省各項(xiàng)存款余額由10540.06億元增長至30048.12億元，增長2.85倍，年均增速達(dá)12.34%；個(gè)人儲(chǔ)蓄存款余額由4806.09億元增加至12610.7億元，增長2.62倍，年均增速11.31%；個(gè)人儲(chǔ)蓄存款占各項(xiàng)存款余額占比由45.6%下降至41.97%。人均儲(chǔ)蓄存款由2012年的13505.94元增加至2021年的32712.58萬元，增長2.42倍，年均增速達(dá)到10.33%，較儲(chǔ)蓄存款增速低0.98個(gè)百分點(diǎn)。

三、不同家庭收入對儲(chǔ)蓄存款影響回歸模型構(gòu)建

（一）理論假設(shè)

本文在分析不同收入家庭的存款行為時(shí)，選取了貴州省2012年至2021年全省農(nóng)村常住居民五等份家庭人均收入以及全省人均儲(chǔ)蓄存款時(shí)間序列數(shù)據(jù)。令

1.農(nóng)村常住居民20%低收入戶，記為X1;

2.農(nóng)村常住居民20%中低收入戶，記為X2;

3.農(nóng)村常住居民20%中等收入戶，記為X3；

4.農(nóng)村常住居民20%中高收入戶，記為X4；

5.農(nóng)村常住居民20%高收入戶，記為X5。有如下式子：

Y=α+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+μ∧∧（1）

其中，Y為人均儲(chǔ)蓄存款，X1、X2、X3、X4、X5分別為五等份家庭人均收入，μ為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

（二）模型分析

根據(jù)2012年至2021年貴州省人均儲(chǔ)蓄存款、農(nóng)村居民五等分收入戶時(shí)間序列數(shù)據(jù)，采取OLS估計(jì)方法對所建計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型進(jìn)行回歸分析，以分析不同家庭收入的儲(chǔ)蓄行為。

（三）正態(tài)性檢驗(yàn)

根據(jù)2012年至2021年貴州省人均儲(chǔ)蓄存款、農(nóng)村居民五等分收入戶時(shí)間序列數(shù)據(jù)，利用SPSSUA數(shù)據(jù)分析軟件使用S-W檢驗(yàn)對解釋變量針對X1，X2，X3，X4，X5進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn).從檢測結(jié)果來看，X1共1項(xiàng)呈現(xiàn)出顯著性（p<0.05），X1的偏度絕對值小于3且峰度絕對值小于10，說明數(shù)據(jù)雖然不是絕對正態(tài)，但基本可接受為正態(tài)分布。另外，X2、X3、X4、X5共4項(xiàng)沒有呈現(xiàn)顯著性（p>0.05），意味著X2、X3、X4、X5具有正態(tài)性特質(zhì)。

（四）相關(guān)性檢驗(yàn)

通過相關(guān)分析研究Y與X1、X2、X3、X4、X5之間的關(guān)聯(lián)，采用Pearson相關(guān)系數(shù)來衡量相關(guān)程度。

根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，Y與X1的相關(guān)系數(shù)為0.737，在0.05水平上具有顯著性，表明二者存在顯著的正相關(guān)。Y與X2的相關(guān)系數(shù)為0.983，在0.01水平上具有顯著性，表明二者之間存在顯著的正相關(guān)。Y與X3的相關(guān)系數(shù)為0.976，在0.01水平上具有顯著性，表明Y與X3之間存在顯著的正相關(guān)。Y與X4的相關(guān)系數(shù)為0.981，在0.01水平上具有顯著性，表明Y與X4之間存在顯著的正相關(guān)。Y與X5的相關(guān)系數(shù)為0.978，在0.01水平上具有顯著性，表明Y與X5之間存在顯著的正相關(guān)。

（五）數(shù)據(jù)分析

1.OLS回歸分析。將所有時(shí)間序列信息引入方程（1），再通過利用SPSSUA軟件和OLS估計(jì)方法進(jìn)行回歸計(jì)算，得出的回歸結(jié)論如下所示：

Y=4143.402+0.105*X1+5.783*X2-6.818*X3+3.151*X4+

0.212*X5∧∧（2）

t值 （0.165） （2.473） （-1.663） （0.9） （0.351）

R2=0.99 F=172.415 p=0.000﹤0.05

從上可知，R2=0.99，F(xiàn)檢驗(yàn)（F=172.415，p=0.000<0.05），也即說明模型構(gòu)建有意義。在5%顯著性水平下，F(xiàn)值的聯(lián)合檢驗(yàn)表明模型解釋變量總體上具有顯著性，各解釋變量的聯(lián)合線下作用也顯著。此外，進(jìn)行了多重共線性測試后發(fā)現(xiàn)模型的VIF值大于10，并且X1，X3，X4，X5的t值均未經(jīng)過檢測，說明變量間存在共線性現(xiàn)象。為了處理這一現(xiàn)象，接下來還將引入嶺回歸技術(shù)。

2.嶺回歸分析。將自變量設(shè)定為X1，X2，X3，X4，X5，將因變量設(shè)定為Y，進(jìn)行Ridge回歸分析。根據(jù)嶺跡回歸的分析，當(dāng)K值超過0.99時(shí)，自變量的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)逐漸趨于穩(wěn)定，因此確定本研究的最佳K值為0.99。將K值設(shè)定為0.99后代入嶺回歸方程，得出以下最優(yōu)回歸方程：

Y=5766.335+0.853*X1+0.671*X2-0.475*X3+0.328*X4+

0.16*X5∧∧（3）

t值 （2.818） （7.581） （7.746） （8.203） （7.071）

R2=0.901 F=17.457 p=0.008﹤0.05

通過分析，公式（3）修正決定系數(shù)R2=0.901，F(xiàn)值及P值（F=17.457，p=0.008<0.05）經(jīng)過5%顯著性水平的聯(lián)合檢驗(yàn)，表明模型的整體解釋效果具有顯著性。各解釋變量的回歸系數(shù)t值也通過5%顯著水平檢驗(yàn)。說明解釋變量X1，X2，X3，X4，X5全部均會(huì)對Y產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。各解釋變量系數(shù)分別反映不同收入家庭對人均儲(chǔ)蓄存款的變動(dòng)彈性。

四、結(jié)論及對農(nóng)信社的啟示

（一）相關(guān)結(jié)論

本文利用貴州省2012—2021年有關(guān)農(nóng)村居民五等份人均收入家庭和人均儲(chǔ)蓄余額的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，分析貴州省農(nóng)村居民不同收入家庭與個(gè)人儲(chǔ)蓄存款之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明，各不同層次農(nóng)村家庭人均收入群體對人均儲(chǔ)蓄存款余額增長均呈強(qiáng)正相關(guān)關(guān)系。根據(jù)數(shù)據(jù)分析結(jié)果可知，在其他解釋變量不變前提下，低收入戶人均可支配收入每增加1元，全省人均儲(chǔ)蓄余額增加0.853元；中低收入戶人均可支配收入每增加1元，人均儲(chǔ)蓄可增加0.671元；中等收入戶人均可收入每增加1元，人均儲(chǔ)蓄可提升0.475元；中高收入戶人均可支配收入每增加1元，全省人均儲(chǔ)蓄余額增加0.328元；高收入戶人均可支配收入每增加1元，全省人均儲(chǔ)蓄余額增加0.16元。在整個(gè)家庭經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中，低收入階層家庭的儲(chǔ)蓄意愿明顯較更高收入家庭強(qiáng)烈，收入水平越低，更傾向于將可支配收入用于儲(chǔ)蓄，而高收入群體愿意將更多可支配收入轉(zhuǎn)移到非儲(chǔ)蓄領(lǐng)域。

（二）對農(nóng)信社的啟示

通過對不同收入農(nóng)村居民家庭人均可支配收入與人均儲(chǔ)蓄之間的定量關(guān)系進(jìn)行分析，有助于農(nóng)信社進(jìn)一步科學(xué)精準(zhǔn)做好金融服務(wù)工作。

1.進(jìn)一步做實(shí)農(nóng)村普惠金融服務(wù)工作，在當(dāng)前銀行競爭加劇和農(nóng)村空心化的現(xiàn)實(shí)背景下，進(jìn)一步做實(shí)農(nóng)村普惠金融有助于將更廣泛的農(nóng)村客戶群轉(zhuǎn)化為農(nóng)信社高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)生動(dòng)力。從數(shù)據(jù)結(jié)果分析來看，占整個(gè)農(nóng)村居民群體40%的低收入和中低收入農(nóng)村居民更愿意將家庭人均可支配收入的50%以上的收入用于銀行儲(chǔ)蓄，這部分居民儲(chǔ)蓄意愿強(qiáng)烈，也正是農(nóng)信社服務(wù)的主要客群。

2.借助鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略契機(jī)促進(jìn)農(nóng)村居民增收穩(wěn)收。以“產(chǎn)業(yè)興旺”作為信貸支持農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的切入口，主動(dòng)培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，通過信貸資金引導(dǎo)人才、技術(shù)、資金、市場等生產(chǎn)要素向轄區(qū)內(nèi)優(yōu)質(zhì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚，推動(dòng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)上下游企業(yè)一二三產(chǎn)業(yè)互動(dòng)融合發(fā)展并助力農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。通過加強(qiáng)農(nóng)村市場主體培育，促進(jìn)農(nóng)村居民收入水平提升。通過增強(qiáng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)主體生計(jì)資本，為農(nóng)信社高質(zhì)量發(fā)展培育更加廣袤的市場。

3.進(jìn)一步提升對農(nóng)民工金融服務(wù)的意識(shí)。做好農(nóng)民工金融服務(wù)有助于提升農(nóng)民工人員增收創(chuàng)收能力和農(nóng)民工人員存款資金歸社率，與此同時(shí)在外出務(wù)工創(chuàng)業(yè)群體中，新生代農(nóng)民工逐漸成為外出務(wù)工創(chuàng)業(yè)群體的中堅(jiān)力量，這部分群體文化素質(zhì)相對較高，對新事物接受程度高，金融需求多元化。從代際權(quán)力轉(zhuǎn)移角度分析，年輕客群由于自身生計(jì)資本的增強(qiáng)，家庭中的地位和話語權(quán)開始向其轉(zhuǎn)移，并將逐步占據(jù)主導(dǎo)地位。當(dāng)前農(nóng)信社客群趨向老齡化，隨著時(shí)間的推移這部分客戶群體在逐年增加，而真正創(chuàng)造財(cái)富并且掌握家庭財(cái)務(wù)話語權(quán)的年輕一代群體正離我們而去。

4.加強(qiáng)產(chǎn)品和服務(wù)創(chuàng)新工作。從需求端強(qiáng)調(diào)金融產(chǎn)品和服務(wù)的供給促使網(wǎng)點(diǎn)服務(wù)重心下沉，解決從供給端提供金融產(chǎn)品和服務(wù)帶來的滯后性和需求與供給的結(jié)構(gòu)性失衡問題。通過差異化的產(chǎn)品和服務(wù)供給是農(nóng)信社實(shí)現(xiàn)客群科學(xué)精準(zhǔn)營銷的現(xiàn)實(shí)要求，不同收入層次家庭的儲(chǔ)蓄行為存在著明顯差異，且人均收入越低的家庭越傾向于儲(chǔ)蓄。

參考文獻(xiàn)：

[1] 陳秋.我國富人家庭消費(fèi)儲(chǔ)蓄行為[D].廣東外語外貿(mào)大學(xué)， 2018.

[2] 田惠敏，張欣桐，王陽.鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展融資機(jī)制改革研究[J].經(jīng)濟(jì)研究參考，2022（04）：13.

[3] Kline R ， Kline R B ， Kline R . Principles and Practice of Structural Equation Modelling[J]. Journal of the American Statistical Association， 2011， 101（12）

[4] 劉國斌，李博.農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展研究：理論基礎(chǔ)、現(xiàn)實(shí)依據(jù)、作用機(jī)制及實(shí)現(xiàn)路徑[J].治理現(xiàn)代化研究，2019（04）：8.

[5] 楊依山，王偉萍.金融制度創(chuàng)新實(shí)現(xiàn)“鄉(xiāng)村振興”的機(jī)制研究[J].經(jīng)濟(jì)問題，2020（04）：9.

[6] 陳浩.脫離，混亂與重塑——新生代農(nóng)民工身份認(rèn)同研究[J].勞動(dòng)保障世界，2018（8X）：2.

[作者簡介：代應(yīng)勇為對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院在職人員高級課程研修班學(xué)員]（責(zé)編：呂尚）