農村金融對農牧民收入的影響

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摘要：以民族地區青海為例，采用向量自回歸（VAR）的方法，研究農村金融發展對農牧民收入的影響。農村金融發展效率、農村金融發展結構和農村固定資產投資規模對農牧民收入有促進作用，農村金融發展的規模對農牧民的收入增長產生負面抑制作用。對策建議是：拓寬融資渠道，創新金融產品；完善農村金融發展環境；推進金融服務便利化，與物理網點形成互補；擴大農村金融規模，強化支農效率。

關鍵詞：農村金融發展；農牧民收入；VAR模型

一、前言

列政策性文件聚焦“三農”問題，因為“三農”問題一直是關系到國家整體發展的根本性問題，而農民收入問題是解決“三農”問題的核心。無論怎樣提高農民的收入，都需要大量的資金積累和投入，都離不開農村金融的支持。青海作為經濟欠發達地區，農村金融發展相對滯后，農牧民貸款難和小微企業融資環境尚未從根本上得到改善，農牧區融資特別是基層農牧區融資難問題仍然較為突出。因此，必須深化農村金融改革，發展農村金融，著力增強金融服務“三農”的功能，為農牧民增收提供必要的金融支持，這對建設當代新農村、新牧區具有重要意義。

二、文獻回顧

金融發展對農民收入影響，國內外學者對其作了大量的研究，主要分為以下觀點：（一）產生正向的促進作用。Greenwood等（1990）直接討論了金融發展與收入分配的關系，發現在金融發展初期，金融發展促進了經濟增長，同時也擴大了收入差距。隨著經濟增長，這一差距將逐步縮小。[1]李鶴等（2019）利用1996—2016年我國東北的相關數據，建立了向量誤差修正模型，分析了農村金融發展與農民收入的關系。研究發現，農村金融發展規模和人均固定資產投資水平，對農村居民非農收入具有長期正相關作用。[2]（二）產生負向的抑制作用。Lee等（2000）認為，導致越來越大的貧富差距的原因在于金融資產越來愈多地集中到富人手中。[3]劉旦（2007）利用生產函數模型，通過1978—2004年相關數據進行實證分析發現，農村金融發展對農民增收有一定的負面影響。[4]從以上分析能得出，農村金融發展和農民收入之間存在相關關系。并且農村金融發展對農民收入有很大影響。但是，許多研究忽略了區域的特殊性，特別是對于經濟欠發達的民族地區，如何通過發展農村金融促進農牧民增收的研究成果較少。本研究以青海省為例，探討農村金融發展與該省農牧民收入增長的關系，并提出了該省農村金融發展和農牧民增收的政策建議。

三、數據說明和模型設定

（一）模型介紹。向量自回歸模型（以下簡稱VAR）自1980年由Sims發明后被廣泛應用于宏觀建模和政策分析并在實踐中不斷改進。本研究使用Eviews8.0，運用VAR來檢測農村金融發展對農牧民收入的影響。（二）指標選取。模型所需指標的選取，如表1所示：（三）數據來源與模型設定。本研究運用青海省1999—2017年相關數據，所有的標數據均來自《青海統計年鑒》，通過對相關數據進行相比等處理得出。設定的模型如下：LNY＝C＋λ1LNX1＋λ2LNX2＋λ3LNX3＋λ4LNX4＋μ其中：Y代表農牧民純收入；X1、X2、X3和X4分別代表農村金融發展規模、效率、結構和農村固定資產投資水平；C代表常數項；λ為各指標對農牧民收入的彈性，即影響程度；μ代表隨機誤差項。

四、實證分析

（一）單位根檢驗。單位根檢驗是檢查時間序列中有沒有單位根。如果時間序列中有單位根，則時間序列是非平穩的。然后對時間序列進行建模將導致偽回歸現象。因此，在對時間序列建模時，首先要檢驗時間序列中是否存在單位根。本研究運用ADF檢驗，如若存在非平穩序列，就進行一階差分處理，要是還不行，繼續差分處理，直到平穩為止。如表2、表3所示：通過觀察ADF的結果。從表2可以看出，雖然LNX1和LNX2表現平穩，然而數據LNY、LNX3、LNX4都非平穩，不滿足同階單整。因此需要一階差分。從表3看出，經過一階差分后，5個數據都平穩，接下來開始協整檢驗。（二）協整檢驗。通過Johansan協整檢驗，可以確定本研究自變量LNY與4個自變量之間是否存在長期的穩定關系。基于VAR模型的Johansan協整檢驗，在協整檢驗之初要最大滯后階數的選取。統計結果，如表4所示：根據赤池信息標準（AIC）和施瓦茨（SC）的最小值進行確定，模型的最大滯后期是2。對建立的滯后期為2的VAR模型的穩定性進行檢驗，使用單位圓的方法，如圖1所示：根據圖1顯示，所有的特征根都落在單位圓內，因此認為所建立的VAR模型是穩定的。隨后，對變量進行協整檢驗，結果如表5、表6所示：從表5和表6的結果看出，當原假設為不存在協整關系時，在5％的置信水平下，P值小于0.05，拒絕原假設，即數據之間存在協整關系；綜合跡統計量和最大特征值統計量綜合來看拒接秩為1的假設，說明變量之間至少存在兩個協整關系。如表7所示：根據表7的結果，協整關系式可以寫為：LNY＝-1.484013LNX1＋1.085503LNX2＋0.83306LNX3＋0.377893LNX4通過協整方程式得出，農村金融發展效率（X2）、農村金融發展結構（X3）和農村固定資產投資（X4）系數為正，表明三者對農牧民收入影響程正相關關系。而農村金融發展效率（X2）的系數要比另外兩者大，即農村金融發展效率對農牧民收入的促進作用更大；農村金融發展規模（X1）系數為負，表明其對農牧民收入成負相關關系，即農村金融發展規模對農牧民收入的提高起抑制作用。農村金融發展規模每增加1個百分點，農牧民純收入就下降1.484013個百分點；農村金融發展效率每增加1個百分點，農牧民純收入增加1.085503個百分點；農村金融發展結構每增加1個百分點，農牧民純收入就增加0.83306個百分點；農村固定資產投資規模每增加1個百分點，農牧民純收入就增加0.377893個百分點。（三）格蘭杰因果檢驗。被解釋變量與解釋變量數據之間的因果關系，如表8所示：由表8看出，在5％的置信水平下，LNX1和LNX4是LNY的格蘭杰原因，LNX2和LNY互為格蘭杰因果關系。而LNX3與LNY互不為對方的格蘭杰原因。

五、結論和對策建議

（一）結論。通過對民族地區青海省農村金融和農牧民收入的狀況分析發現：1999—2017年間，青海省農村金融發展效率、農村金融發展結構和農村固定資產投資規模對農牧民收入有促進作用，然而農村金融發展規模并沒有促進農牧民增收，反而起抑制作用。（二）對策建議。1.拓寬融資渠道，創新金融產品。充分考慮農牧民、專業合作社、家庭農場等農業經營主體缺乏有效擔保物的實際，積極穩妥地推進農村土地、草場承包經營權和農民住房財產權抵押貸款試點工作，創新“兩權”抵押擔保模式，拓寬農村融資渠道，促進農牧業加快發展。借鑒省外成功經驗，為專業合作社的溫棚確權頒證，形成銀行貸款抵押物權，銀行據此向農牧民發放貸款。推動活體畜禽抵押（牛羊）、農業保單融資等信貸業務，形成全方位、多元化的農村資產抵押融資模式。探索建立農業補貼＋農業信貸＋農業保險的聯動機制，形成金融支農綜合體系[5]。2.完善農村金融發展環境。貧困地區農牧民由于金融知識缺乏所導致的金融需求不足問題，嚴重影響了貧困群體與金融機構的有效對接，也制約了金融扶貧的效率。為此青海省政府及有關部門應參與和推進農村金融生態環境建設，加強農村信用體系建設、金融素質教育和金融人才教育，提高農民投資環境，增加農民人均資本收入。3.推進金融服務便利化，與物理網點形成互補。針對青海民族地區地域廣闊、銀行網點少的狀況，充分發揮互聯網和移動通訊在信息獲取、傳輸、共享效率和成本等方面的優勢，按照金融機構網點、惠農金融服務點、非現金支付工具、電子支付工具有機結合的總體架構，建立覆蓋城鄉的現代化支付體系，形成完善、便利的金融服務網絡。金融機構要采取積極有效的措施，加快推進農區村級惠農金融服務點全覆蓋，牧業區有條件、有需求的村級惠農金融服務點全覆蓋，滿足農牧民“遠不出鄉、近不出村”便可享受小額取款、余額查詢、領取補貼的金融服務需求。4.擴大農村金融規模，強化支農效率。民間融資是農牧區重要的金融供給渠道，可以在很大程度上彌補正規金融供給的不足，具有正規金融機構不可替代的經濟效應。因此，需要逐步放開民間融資，減少對民間金融的管控，尊重民間融資的契約自由，保護自由契約的內容。當然，還需要政府對民間金融給予正確的引導和積極的培育。此外，鑒于在一些農村信用社存款和貸款之間的巨大差別，監管部門應采取激勵措施，促進農村儲蓄轉化為農村貸款更多轉化，進一步完善農村儲蓄貸款的轉化率，提升農村金融發展效率[6]。

作者:王福來 單位:青海民族大學經濟與管理學院