劉遠風 王有為

(湖南農(nóng)業(yè)大學公共管理與法學學院，湖南長沙，410128)

一、研究背景與文獻綜述

在當前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式日益轉向產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)背景下，無論是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資金的籌集和運用，還是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術的研制和推廣，都需要借助更高層次的金融手段。同時，農(nóng)村金融深化還是解決“三農(nóng)”問題的內(nèi)在要求，黨和國家都十分重視農(nóng)村金融的發(fā)展。2017年，財政部發(fā)布的《關于延續(xù)支持農(nóng)村金融發(fā)展有關稅收政策的通知》(財稅〔2017〕44號)指出，自2017年1月1日至2019年12月31日，對金融機構農(nóng)戶小額貸款的利息收入，免征增值稅。此項政策的頒布有助于引導金融機構擴大涉農(nóng)信貸投放，加快農(nóng)村金融深化。然而，農(nóng)村金融深化有其內(nèi)在規(guī)律，不僅是一個經(jīng)濟建設與經(jīng)濟發(fā)展過程，而且也是一個社會建設與社會發(fā)展過程。除了經(jīng)濟政策在促進農(nóng)村金融深化中受到廣泛關注外，一些社會政策在農(nóng)村金融深化中的獨特功能也引起了學界的關注，其中最為典型的是社會保障。

部分學者基于宏觀視角對社會保障與金融深化之間的關系進行了討論。劉遠風指出，社會保障機制中包括金融深化機制，并認為促進金融深化一方面應培育市場機制，開發(fā)人們在現(xiàn)有收入水平下的消費潛力，另一方面則要完善相關社會保障制度，以便幫助低收入者提高消費能力，釋放一般收入家庭謹慎防備所抑制的消費需求。[1]有學者發(fā)現(xiàn)了社會保障對金融結構的影響。李文啟通過實證研究發(fā)現(xiàn)，社會保障支出顯著地影響金融結構的變遷，不斷增加的社會保障支出能夠顯著地提升非貨幣資產(chǎn)在金融機構總資產(chǎn)中的占比。[2]郭翠榮等通過對比不同發(fā)達國家的社會保障制度與金融結構變遷，認為社會保障制度的建立與發(fā)展能夠促進金融市場的發(fā)展。[3]此外，一些學者揭示了社會保障制度對農(nóng)村金融供需關系的影響。丁波認為，社會保障水平的提升對于產(chǎn)生更多的金融需求能夠起到積極作用，而按照金融供需平衡的基本原理，金融供給也將隨之增加。[4]一些研究還分析了社會保障與農(nóng)村金融效率之間的關系。許捷指出，社會保障體系的建立和完善不僅會直接作用于居民消費，還會影響居民利用現(xiàn)代金融服務的能力，對于提高農(nóng)村金融效率具有積極意義。[5]雖然當前的研究大都認為社會保障水平的提升能帶動金融的發(fā)展，但此類研究大多僅選取金融深化的某一方面進行探討，既不能從總體上揭示社會保障與農(nóng)村金融的關系，也未能充分呈現(xiàn)社會保障促進農(nóng)村金融深化的事實依據(jù)。本項研究旨在全面揭示社會保障促進農(nóng)村金融深化的機理，并通過實證分析呈現(xiàn)社會保障促進農(nóng)村金融深化的事實依據(jù)。

二、社會保障促進農(nóng)村金融深化的理論辨析

與城市比較，中國農(nóng)村居民的收入水平更低，經(jīng)濟與生活風險更大，因而農(nóng)村居民對社會保障的依賴更強。社會保障制度的完善和待遇水平的提高，一方面有利于產(chǎn)生資產(chǎn)替代效應，從而減少謹慎性儲蓄，優(yōu)化農(nóng)村金融結構；另一方面有利于產(chǎn)生收入擠入效應，提高農(nóng)村居民的收入，激活農(nóng)村金融需求，擴大農(nóng)村金融規(guī)模。此外，社會保障的風險分散和補償機制能夠保障居民的基本生活，有利于農(nóng)村金融保持供需平衡，進而促進農(nóng)村金融深化。

(一)農(nóng)村金融結構優(yōu)化機制

社會保障的資產(chǎn)替代效應能夠有效減少私人儲蓄，從而引起個人持有的金融資產(chǎn)的結構發(fā)生變化，農(nóng)村金融結構優(yōu)化機制主要通過這種資產(chǎn)替代效應來體現(xiàn)。

當社會保障權益尚未充分實現(xiàn)時，農(nóng)村居民必須自行應對生活風險，其收入除滿足當前的生活消費之外，還需應對未來急切之需。因此，農(nóng)民通常依靠謹慎性儲蓄來進行自我保障，以預防未來在醫(yī)療、教育、婚喪和養(yǎng)老等方面的大額支出，并且傾向于選擇銀行儲蓄等收益穩(wěn)定、風險較低、流動性強的金融產(chǎn)品。長期以來，這種消費心理和行為選擇嚴重抑制了農(nóng)村金融的發(fā)展，導致農(nóng)村金融結構趨于單一。社會保障的資產(chǎn)替代效應能促使農(nóng)民減少為預防未來經(jīng)濟和生活困難的發(fā)生而提前進行的資產(chǎn)積累，從而“擠出儲蓄”。因此，社會保障制度的不斷完善和不斷向農(nóng)村居民覆蓋，不僅能提高農(nóng)民應對經(jīng)濟和生活風險的能力，使其減少謹慎性儲蓄，有條件地增持基金、股票等其他金融資產(chǎn)，還有助于吸引基金公司、銀行保險等金融機構開發(fā)更多服務于“三農(nóng)”的金融工具，從而在資產(chǎn)比例、工具等多方面優(yōu)化農(nóng)村金融結構。

(二)農(nóng)村金融規(guī)模擴大機制

社會保障的農(nóng)村金融規(guī)模擴大機制主要表現(xiàn)為社會保障的收入擠入效應能間接地增加農(nóng)村居民的收入，提升農(nóng)民的消費能力，從而激活農(nóng)村金融需求，增加金融供給。

社會保障作為一種制度化的保障措施，能對土地保障、家庭養(yǎng)老等傳統(tǒng)保障措施產(chǎn)生替代作用。因此，社會保障支出既能提高農(nóng)民的土地利用效率，又能減輕農(nóng)民的養(yǎng)老負擔，從而對農(nóng)村居民產(chǎn)生收入擠入效應，即隨著政府社會保障支出的增加，農(nóng)民的未來預期收入也會隨之增加。生活負擔的減輕能有效激發(fā)農(nóng)民的消費需求，同時，消費能力的提升也將必然產(chǎn)生更多的金融需求。根據(jù)市場供需平衡的原理，金融需求的擴大會使金融供給自發(fā)地調節(jié)以滿足需求。因而，社會保障的收入擠入效應有利于刺激農(nóng)村消費，增加金融供需，實現(xiàn)農(nóng)村金融規(guī)模的擴大。

(三)農(nóng)村金融供需平衡機制

社會保障的風險分散和風險補償機制提高了農(nóng)民應對生活和經(jīng)濟風險的能力，并且在一定程度上抑制了農(nóng)村居民對“低風險-低收益”金融產(chǎn)品的需求，減少了應急性借貸行為，從而能有效調整農(nóng)村金融供需關系。

長期以來，農(nóng)村金融機構與農(nóng)戶之間無法形成均衡的供需水平。以農(nóng)村信貸為例，農(nóng)戶對信貸的需求通常是為維持正常生活和應對突發(fā)事故的個人消費貸款和應急性貸款，這就意味著金融機構的預期收益率較低甚至為零。再加上目前中國的信用評級體系尚不完善，農(nóng)戶的風險承擔能力又普遍較弱，因此，金融機構還需承擔較高的交易成本和壞賬風險。成本高而收益低的局面使得大多數(shù)金融機構不愿為農(nóng)村居民提供相關產(chǎn)品和服務，導致長期以來農(nóng)村地區(qū)金融供需不平衡。社會保障能使農(nóng)民在年老、患病、喪失勞動能力以及面臨生活困難時，得到最基本的生活保障和幫助，從而能有效降低個人消費貸款和應急性貸款在總借貸中的比例，提高農(nóng)戶借款的預期收益率，改善農(nóng)村金融供需水平。

社會保障能否促進農(nóng)村金融深化不僅是一個理論問題更是一個實證問題。首先，農(nóng)民對社會保障功能和特征的判斷是一個實證問題。只有農(nóng)民認為社會保障能幫助其克服和應對未來的生活風險，社會保障才能降低儲蓄率，從而改變農(nóng)村金融結構。其次，金融市場會由于信息不對稱等因素而發(fā)生市場失靈的情況，并且農(nóng)村金融供給方和需求方的良好互動還需要金融機構在人事與組織架構上進行相應的變革。因此，當社會保障改變了農(nóng)村居民的金融需求結構，金融機構能否提供相應的金融產(chǎn)品，仍然是一個懸而未決的問題。最后，社會保障優(yōu)化農(nóng)村金融結構、擴大金融市場規(guī)模等目標的實現(xiàn)，不僅與制度設計有關，而且與制度執(zhí)行和一定時期下的社會經(jīng)濟條件有關。因此，社會保障是否能夠推動農(nóng)村金融深化、促進農(nóng)村經(jīng)濟增長仍然是一個實證性問題。

三、社會保障促進農(nóng)村金融深化的實證檢驗

雖然社會保障具有促進農(nóng)村金融深化的機理，但社會保障的農(nóng)村金融結構優(yōu)化機制、農(nóng)村金融規(guī)模擴大機制和農(nóng)村金融供需平衡機制均建立在相應的經(jīng)濟社會條件基礎上，因而社會保障促進農(nóng)村金融深化也是一個實證性問題。因此，本研究將進一步對社會保障的農(nóng)村金融深化效應進行實證檢驗。

(一)變量設定與數(shù)據(jù)來源

1.變量設定與說明

農(nóng)村金融深化水平(FD)。借鑒黃之慧等的做法，[6]采用農(nóng)村金融資本量與同期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的比值來衡量農(nóng)村金融深化指標，比值越大說明農(nóng)村金融資金支持農(nóng)業(yè)發(fā)展的程度越高，以此可近似地判斷農(nóng)村的金融深化水平。該指標的數(shù)學表達式為FD=(農(nóng)村貸款+農(nóng)村存款)/農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值，其中，農(nóng)村貸款為農(nóng)業(yè)貸款與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款之和，農(nóng)村存款為農(nóng)戶儲蓄存款與農(nóng)業(yè)存款之和。

社會保障水平(TP)。度量社會保障水平，一般可以從宏觀、中觀和微觀三個層面來考察。宏觀層面的社會保障水平為社會保障支出水平與國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的比值，中觀層面的社會保障水平為社會保障支出水平與財政支出的比值，微觀層面的社會保障水平為社會保障水平與個人所在地社會平均工資水平的比值。借鑒丁少群等、楊風壽等的做法，[7][8]本研究選用宏觀層面的社會保障水平指標，即TP=社會保障支出/GDP。

農(nóng)村經(jīng)濟增長(EG)。為了考察一定時期下社會經(jīng)濟條件對社會保障水平和農(nóng)村金融深化的影響，本研究引入了EG變量，此變量的選取不僅可以較好地分析農(nóng)村金融深化與農(nóng)村經(jīng)濟增長之間的關系，還有助于對比社會保障水平與農(nóng)村經(jīng)濟增長在當前社會經(jīng)濟背景下對農(nóng)村金融深化的影響。借鑒張麗娜等的做法，選用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值作為近似指標。[9]

2.數(shù)據(jù)來源

本研究的數(shù)據(jù)時間跨度為2002—2015年，選取的變量包括農(nóng)村金融深化水平(FD)、社會保障水平(TP)和農(nóng)村經(jīng)濟增長(EG)。其中，農(nóng)村金融深化水平的數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國金融年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。其他數(shù)據(jù)則來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)業(yè)年鑒》和《中國財政年鑒》。自2007年起，我國對《中國統(tǒng)計年鑒》財政收支項目中原有的“撫恤和社會福利救濟費”“行政事業(yè)單位退休費”和“社會保障補助支出”等項目的統(tǒng)計口徑進行了歸總調整，不再分項列支，僅單列一項“社會保障和就業(yè)”。對此，學者徐倩和李放采用新口徑對2007年之前的支出項目重新核算并通過對比新舊統(tǒng)計結果發(fā)現(xiàn)，新舊指標僅相差2%的作用，表現(xiàn)出較強的連續(xù)性。[10]鑒于此，2007年后的財政性社會保障支出數(shù)據(jù)由社會保障與就業(yè)數(shù)據(jù)補充。

(二)模型構建與實證檢驗

1.VAR模型的構建

本研究利用向量自回歸模型(VAR)來檢驗社會保障對農(nóng)村金融深化的影響，該模型不以嚴格的經(jīng)濟理論為依據(jù)，可以直接利用各項經(jīng)濟指標來驗證各變量之間的相關性。p階VAR模型可以表示為：

Yt=α1Yt-1+α2Yt-2+…+αpYt-p+βXt+utt=1,2,…,T

(1)

在式(1)中，Yt為k維內(nèi)生變量向量，Xt為d維外生變量向量，k×k維矩陣αp和k×d維矩陣β為待估系數(shù)矩陣，p為滯后階數(shù)，T為樣本個數(shù)，ut為k維隨機擾動列向量。

本研究首先采用單位根檢驗法來檢測時間序列的平穩(wěn)性；其次利用協(xié)整檢驗檢測變量間是否存在長期協(xié)整關系，進而建立向量誤差修正模型，進行短期因果關系分析；再次采用格蘭杰因果檢驗法檢測統(tǒng)計意義上的社會保障與農(nóng)村金融深化之間存在的因果關系；最后利用脈沖響應函數(shù)分析了農(nóng)村金融深化在受到不同變量帶來的沖擊時的變化情況。

2.VAR模型的識別與檢驗

(1)單位根檢驗

由于時間序列大多都是非平穩(wěn)的，為防止偽回歸結果的出現(xiàn)，將采用單位根檢驗法(ADF)來檢測FD、TP、EG序列的平穩(wěn)性。在檢驗之前，本研究對所有的原始數(shù)據(jù)進行自然對數(shù)變換，這種轉換可以在不改變原序列關系的前提下，使數(shù)據(jù)趨勢線性化，并消除時間序列存在的異方差。[11]因此，調整后的農(nóng)村金融深化水平、社會保障水平以及農(nóng)村經(jīng)濟增長分別記為LnFD、LnTP和LnEG。ADF檢驗的結果如表1所示。

表1 ADF檢驗結果

注：D表示一階差分。

檢驗結果顯示，在5%的顯著水平下，原水平序列LnFD、LnTP、LnEG都是非平穩(wěn)的，帶有時間趨勢性。在對原始數(shù)據(jù)做一階差分后，所有變量都在小于5%的顯著水平上，即為平穩(wěn)序列。由此可以判斷LnFD、LnTP、LnEG皆為一階單整Ⅰ(1)，能夠進行協(xié)整檢驗。

(2)協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗的常用方法有兩種，Engle-Granger兩步法和Johansen檢驗，前者常用于兩種變量的協(xié)整關系檢驗，而多變量的協(xié)整關系則常用Johansen 檢驗。由于本研究為多變量模型，因此采用Johansen協(xié)整檢驗法來探討社會保障水平與農(nóng)村金融深化之間的長期相關性。這種檢驗方法是一種基于VAR模型的檢驗方法，因此，在進行協(xié)整檢驗之前，首先要確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。通過使用AIC、SC信息準則進行觀察，得出VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為1。協(xié)整檢驗結果見表2。

表2協(xié)整檢驗結果

通過比較表2中3個變量的跡統(tǒng)計值和最大特征值可以看出，在零假設時的檢驗統(tǒng)計量均大于5%顯著性水平下的臨界值，即38.90221>29.79707,30.95289>21.13162，說明序列存在協(xié)整關系。而通過觀察At most 1和At most 2的假設發(fā)現(xiàn)，其檢驗統(tǒng)計量均小于5%的顯著性水平，因此拒絕該假設，表明LnFD、 LnTP和LnEG之間有且僅存在一個協(xié)整關系，也就是只有一個方程可以表示變量之間存在長期穩(wěn)定關系。取標準化的協(xié)整向量，得到這三個變量之間的長期協(xié)整方程如下(括號內(nèi)數(shù)值為標準差)：

LnFD=12.98611LnTP-1.629826LnEG+67.86708

(2)

(1.91717) (0.39228)

式(2)的協(xié)整方程顯示：社會保障水平與農(nóng)村金融深化顯著正相關，即在農(nóng)村經(jīng)濟增長水平不變的情況下，社會保障水平每增加1個單位，農(nóng)村金融深化則會增加約12.99個單位；而農(nóng)村經(jīng)濟增長與農(nóng)村金融深化負相關，即在社會保障水平不變的情況下，農(nóng)村經(jīng)濟增長每增加1個單位，農(nóng)村金融深化則會減少約1.63個單位。這可能是因為中國農(nóng)村地區(qū)還存在著資金外流、金融資源配置效率不高等現(xiàn)象，所以農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展對金融深化的貢獻不明顯。通過比較社會保障水平和農(nóng)村經(jīng)濟增長的系數(shù)絕對值可知，社會保障對農(nóng)村金融深化的影響力大于經(jīng)濟增長對農(nóng)村金融深化的影響力。

(3)向量誤差修正模型

通過協(xié)整檢驗可知，各變量間存在長期均衡關系。但一般而言，均衡是非常態(tài)的，常態(tài)是非均衡的。從短期來看，經(jīng)濟、政治等多方面原因可能會使某一變量偏離農(nóng)村金融深化的長期均衡狀態(tài)。向量誤差修正模型(VECM)考察的是各變量在短期內(nèi)偏離長期均衡狀態(tài)的程度，以及各變量偏離后的調整行為。通過對相關變量進行檢驗，得出向量誤差修正模型的結果如下：

VECM=LnFD(-1)-12.98611LnTP(-1)+1.629826LnEG(-1)-67.86708

(3)

該VECM模型的AIC值為-9.435835，SC值為-8.708475，數(shù)值都較小，說明該模型的解釋力度較強。在式(3)的VECM模型表達式中，檢驗出來的系數(shù)表示短期偏離之后調整回均衡的速度，系數(shù)變動越大，說明短期內(nèi)波動情況越明顯。數(shù)據(jù)顯示，社會保障水平具有顯著為負的誤差修正系數(shù)，說明短期一旦偏離長期均衡狀態(tài)則在下一期進行反向自我修正。

(4)Granger因果檢驗

協(xié)整檢驗只能說明3個變量之間具有長期均衡穩(wěn)定的關系，且變量之間至少存在單項因果關系，而Granger因果檢驗則可以反映變量間因果關系的具體表現(xiàn)，因此還需要進行下一步驗證。Granger因果檢驗對于滯后期長度的選擇很敏感，不同的滯后期可能會得到完全不同的結果。由于前文中已確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為1，因此，最終得到的檢驗結果如表3所示。

表3 Granger因果檢驗結果

由表3可以看出，在滯后1階、置信度為5%的情況下，首先，社會保障水平是農(nóng)村金融深化的格蘭杰原因，表明社會保障水平的提高能夠促進農(nóng)村金融深化水平的提升，反之則不成立，這一結論與前文所做的理論分析相符。其次，農(nóng)村經(jīng)濟增長是農(nóng)村金融深化的格蘭杰原因，而農(nóng)村金融深化并不是農(nóng)村經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，結合協(xié)整方程分析可知，得出這種結果的原因可能為中國目前的農(nóng)村金融深化水平和質量還不高，對農(nóng)村經(jīng)濟的貢獻不顯著，農(nóng)村資本依然是城市建設的輸出點，城市存在強大的“虹吸效應”。最后，農(nóng)村經(jīng)濟增長和社會保障水平之間不存在格蘭杰因果關系。

3.VAR模型的實證結果

由于上文中已確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為1，因此，得到的VAR(1)模型結果如表4所示。

表4 VAR(1)模型結果

注：()內(nèi)為內(nèi)生變量回歸函數(shù)估計值的標準誤；[]內(nèi)為估計值的t-統(tǒng)計量。

根據(jù)VAR(1)模型的實證結果，可以得到農(nóng)村金融深化對社會保障水平和農(nóng)村經(jīng)濟增長的脈沖響應函數(shù)(IRF)。IRF分析方法可以用來描述一個內(nèi)生變量對由誤差項帶來的沖擊的反應情況，即在對隨機誤差項施加一個標準差大小的沖擊后，分析其對內(nèi)生變量的當期值和未來值產(chǎn)生影響的程度。本研究共設十個滯后期，圖1為脈沖響應函數(shù)圖，其中，橫軸表示滯后期間，縱軸表示內(nèi)生變量對沖擊的響應程度。

說明：DLNTP為一階差分后的社會保障水平，DLNEG為一階差分后的農(nóng)村經(jīng)濟增長。

從圖1可看出，當期給社會保障水平一個單位標準差的正向沖擊后，農(nóng)村金融深化在第1期沒有響應，隨后響應逐漸增強，并在第2期達到峰值，經(jīng)過短暫波動，在第3期逐漸回落，到第4期又開始上升，從第5期開始慢慢趨于平穩(wěn)。這說明社會保障對農(nóng)村金融深化的影響具有時滯性。此外，農(nóng)村經(jīng)濟增長給農(nóng)村金融深化帶來的初始響應為正，且影響作用不明顯，隨后，在第3期達到峰值，經(jīng)過短期波動，很快在第5期后趨于平穩(wěn)。通過對比社會保障和農(nóng)村經(jīng)濟增長對農(nóng)村金融深化的影響可以看出，在短期內(nèi)，相比農(nóng)村經(jīng)濟增長，社會保障影響農(nóng)村金融深化的效果更顯著，這與上文的協(xié)整分析結果相一致。

四、結論與政策含義

本研究根據(jù)各項統(tǒng)計數(shù)據(jù)，運用VAR模型實證性地檢驗了社會保障對農(nóng)村金融深化的影響。檢驗結果顯示，社會保障是農(nóng)村金融深化的格蘭杰原因，且在短期內(nèi)對農(nóng)村金融深化的影響作用顯著。這表明社會保障的不斷完善顯著地促進了農(nóng)村金融深化。

社會保障的農(nóng)村金融深化效應通過了實證性檢驗，說明中國當前具備了相應的經(jīng)濟社會條件：首先，社會保障能顯著地減少農(nóng)民謹慎性儲蓄，說明農(nóng)民認為當前的社會保障制度是有效的，能夠幫助其應對未來生活風險；其次，社會保障具有的風險分散和補償機制能有效緩解農(nóng)村金融供需不平衡的矛盾，表明當前金融機構已經(jīng)深入農(nóng)村，能夠適應農(nóng)民金融需求的變化；第三，社會保障推動了農(nóng)村金融深化，表明在當前農(nóng)村金融改革和社會保障制度完善的過程中，二者至少不存在政策沖突，能共存于當前的社會經(jīng)濟條件之中。

基于以上分析，本項研究認為，為進一步促進農(nóng)村金融深化，應繼續(xù)擴大社會保障的覆蓋面，進一步完善社會保障的結構體系，并且逐步提高社會保障水平。

(一)繼續(xù)擴大社會保障的覆蓋面，激發(fā)農(nóng)民的金融需求

擴大社會保障的覆蓋面，不僅要考慮進一步擴大參保人群，還要不斷增擴各類保障項目，從而擴大社會保障惠及的廣度和深度。一方面，擴大社保參保人群應把農(nóng)民工納入重點關注對象，進一步降低農(nóng)民工參與以及領取待遇的門檻；另一方面，通過引入遺囑保險、兒童福利、殘疾人福利等保障項目，更好地幫助政府解決各類社會問題，提升居民生活水平。因此，不斷擴大社會保障對農(nóng)村參保群體和保障項目的覆蓋面，將有利于提高農(nóng)民的消費能力，從而激活農(nóng)民的金融需求，為農(nóng)村金融深化提供了基礎性動力。

(二)繼續(xù)完善社會保障結構體系，促進農(nóng)村金融結構優(yōu)化

由于中國不同地區(qū)的農(nóng)村發(fā)展水平差異較大，所以不同地方政府制定的農(nóng)村社會保障政策也存在著較大差異，無法使農(nóng)村居民享受到統(tǒng)一而公平的社會保障服務。[12]因此，政府可根據(jù)不同地區(qū)的發(fā)展情況和居民的不同需求，搭建出普惠制非繳費型社會保障和個人繳費制補充型社會保障“兩位一體”式結構體系，充分發(fā)揮出兩者的疊加作用，從而滿足居民的多樣化需求。農(nóng)村社會保障結構體系的不斷完善，有利于促進以養(yǎng)老基金為代表的農(nóng)村機構投資者的快速增長，以及創(chuàng)新農(nóng)村金融工具，從而優(yōu)化農(nóng)村金融結構。

(三)提高社會保障水平，擴大農(nóng)村金融規(guī)模

當前，在確保農(nóng)村社會保障財務可持續(xù)性的基礎上，應繼續(xù)提高社會保障水平，以幫助農(nóng)村居民更好地應對各類經(jīng)濟和生活風險。具體而言，我們不僅應逐步提高農(nóng)村基礎養(yǎng)老金的發(fā)放標準，增加大病保險的補貼金額，還可考慮在此基礎上建立與物價聯(lián)動的社會保障標準自然增長調整機制以及社保投入與財政收入增長同步的發(fā)展機制，從而有效增強社會保障的風險補償能力，使農(nóng)民在進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和經(jīng)營活動時能更有底氣地尋求金融服務，進而實現(xiàn)農(nóng)村金融規(guī)模的擴大。

概而言之，當前應加快對社會保障制度的改革與創(chuàng)新，使社會保障更大限度地發(fā)揮資產(chǎn)替代效應、收入擠入效應和風險分散作用，從而優(yōu)化農(nóng)村金融結構，擴大農(nóng)村金融規(guī)模，均衡農(nóng)村金融供需水平，促進農(nóng)村金融深化，讓全體農(nóng)村居民共享社會保障和金融的發(fā)展成果。