唐志祥

（安徽師范大學 經(jīng)濟管理學院，安徽 蕪湖 241000）

一、引言

脫貧攻堅的一個關鍵就是增加農(nóng)民收入。農(nóng)民收入增加對解決農(nóng)民問題尤其重要。農(nóng)村金融的發(fā)展、大力發(fā)展鄉(xiāng)村經(jīng)濟、為農(nóng)民提供更多的非農(nóng)就業(yè)崗位等都是提高農(nóng)民收入水平的有效路徑。自改革開放以來，安徽省農(nóng)村金融機構對農(nóng)業(yè)貸款余額穩(wěn)步增加，給農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展提供了有力支持，使農(nóng)民收入逐步提高。由于大型股份制商業(yè)銀行從農(nóng)村退出，目前農(nóng)村鄉(xiāng)鎮(zhèn)一級金融機構主要有農(nóng)商銀行、郵儲銀行和村鎮(zhèn)銀行。由于郵儲銀行貸款業(yè)務傾向于城市，導致了本來就很稀缺的農(nóng)村金融資源外流，城鄉(xiāng)居民收入差距明顯。這些問題影響了農(nóng)民收入的增加。我們利用安徽農(nóng)村金融貸款數(shù)據(jù)、就業(yè)結構變化數(shù)據(jù)對于農(nóng)民收入的影響進行了實證研究。

關于農(nóng)村金融發(fā)展、就業(yè)結構與農(nóng)民收入之間的關系問題，現(xiàn)有文獻對金融發(fā)展是否影響農(nóng)民收入的研究比較多，但關于就業(yè)結構對農(nóng)民收入影響研究較少，而且前者還沒有形成一致的結論。第一種觀點認為，農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入增加有顯著正影響。如胡邦勇等（2013）認為金融發(fā)展規(guī)模、組織結構和管理水平等因素都對農(nóng)民收入增加有促進效應。[1]范曉霞（2018）認為農(nóng)村信貸規(guī)模能提高農(nóng)民收入。[2]第二種觀點認為，農(nóng)村金融發(fā)展不利于提高農(nóng)民收入。余新平等（2010）通過統(tǒng)計數(shù)據(jù)檢驗得出農(nóng)村金融發(fā)展阻礙了農(nóng)民收入的增加。[3]第三種觀點認為，二者之間不相關。宋冬林、李海峰（2011）使用向量自回歸模型和格蘭杰因果關系檢驗得出結論，認為農(nóng)民收入增加和金融發(fā)展之間因果關系不顯著。[4]

二、實證分析

（一）模型建立

1.模型設立

我們借鑒投入產(chǎn)出函數(shù)來建立研究模型，假設投入產(chǎn)出函數(shù)遵循經(jīng)典的 C-D函數(shù)形式。具體地講，我們將農(nóng)村金融發(fā)展水平、農(nóng)民的就業(yè)結構作為產(chǎn)出的“投入”要素、將農(nóng)民收入作為“產(chǎn)出”結果來構建研究模型為：

其中Yi表示第i期的農(nóng)村人均收入，F(xiàn)i表示第i期農(nóng)村金融發(fā)展水平，Ki表示第i期農(nóng)民就業(yè)結構；β0是常數(shù)項，β1表示在 Ki保持不變的條件下，F(xiàn)i變化 1%時，Yi變化β1%，β2表示在 Fi保持不變的條件下，Ki變化1%時，Yi變化2β%，μi為擾動項。

2.變量選取與數(shù)據(jù)說明

為了衡量安徽省農(nóng)民收入水平，我們采用安徽省農(nóng)村人均收入Y；為了消除異方差，我們對Y取自然對數(shù)，記為 Z=ln（Y）。衡量農(nóng)村金融發(fā)展水平的指標較多，我們選用比較一般性的金融發(fā)展規(guī)模指標。該指標定義是：農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模F=農(nóng)村地區(qū)貸款余額總量/農(nóng)村地區(qū)生產(chǎn)總值。由于統(tǒng)計年鑒沒有直接的農(nóng)村地區(qū)生產(chǎn)總值，借鑒文獻中的處理方法，用該地區(qū)農(nóng)林牧漁的生產(chǎn)總值近似替代該地區(qū)的農(nóng)村生產(chǎn)總值。[5]在分析安徽省農(nóng)村就業(yè)結構的變化時，一般采用農(nóng)村地區(qū)非農(nóng)工作的就業(yè)人數(shù)與從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)就業(yè)人數(shù)的比例K來衡量。由于統(tǒng)計年鑒中只有農(nóng)林漁業(yè)的就業(yè)人數(shù)，我們用該數(shù)值近似表示農(nóng)業(yè)的從業(yè)人數(shù)。

實證分析的數(shù)據(jù)來源于2004-2018年的《安徽省統(tǒng)計年鑒》。

（二）實證檢驗

1.各變量的單位根檢驗

一般而言，直接對時間序列的數(shù)據(jù)進行回歸分析，很可能表現(xiàn)為虛假的回歸。原因在于時間序列數(shù)據(jù)一般都是非平穩(wěn)的。因此，在進行實證檢驗之前，要先對貸款、就業(yè)結構和收入數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。運用Eviews7.0軟件，對各變量采用ADF檢驗，一般原假設表示變量不穩(wěn)定，設為備擇假設表示變量是穩(wěn)定的，設為如果不拒絕H0，說明該序列不平穩(wěn)；拒絕H0，說明該序列是平穩(wěn)的，檢驗結果如表1。

表1 ADF檢驗結果

由表1的ADF檢驗結果可知，農(nóng)村人均純收入Z、農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模指標F和農(nóng)村就業(yè)結構K都是非平穩(wěn)的時間序列。上述變量的一階差分序列是平穩(wěn)的，它們是一階單整序列，各變量之間可能具有協(xié)整關系。因此，下面進行協(xié)整檢驗（Cointegration Test）。

2.協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗采用Johansen的方法，目的是檢驗Z、F和K之間是否具有一種長期、穩(wěn)定的關系。協(xié)整檢驗結果如表2所示。

表2 協(xié)整檢驗結果

由于跡統(tǒng)計量0.239318小于5%顯著性的臨界值3.841466，P值為0.6247，所以，接受At most 2的零假設，即Z、F、K之間存在協(xié)整的關系，從而得到相應的協(xié)整方程為：

括號內(nèi)是標準差。通過此關系式我們知道，Z與F是具有正相關的長期均衡關系；農(nóng)村就業(yè)結構指標和農(nóng)村人均純收入負相關。說明安徽農(nóng)村地區(qū)的非農(nóng)就業(yè)沒有能夠很好地促進農(nóng)民增收。

3.格蘭杰因果關系檢驗

上述協(xié)整方程反映了農(nóng)村金融發(fā)展、農(nóng)村就業(yè)結構與農(nóng)民收入的增長之間存在長期的均衡關系。但是，我們不知道農(nóng)民收入與農(nóng)村金融發(fā)展、農(nóng)村就業(yè)結構之間的因果關系，我們需要進一步對Z和F、Z和 K之間分別進行格蘭杰因果檢驗。Z和 F之間格蘭杰因果檢驗結果如表3。

在原假設F does not Granger Cause Z情況下，P值為0.0466，小于0.05，拒絕原假設，即F是Z的格蘭杰原因；說明至少在95%的置信水平下，金融發(fā)展水平F是農(nóng)民收入Z的格蘭杰原因。在原假設Z does not Granger Cause F下，P值為0.0075，小于0.05，拒絕原假設，至少在99%的置信水平下，Z是F的格蘭杰原因。

Z和K的格蘭杰因果關系檢驗結果如表4。

表3 F和Z的格蘭杰因果關系檢驗

表4 Z和K的格蘭杰因果關系檢驗

在原假設K does not Granger Cause Z下，P值為0.3766，接受原假設，即K不是Z的格蘭杰原因；在原假設Z does not Granger Cause K下，P值為0.3877，接受原假設，Z不是K的格蘭杰原因。說明K和Z之間不存在雙向的格蘭杰因果關系。

三、結論與建議

（一）結論

依據(jù)上述實證分析，我們發(fā)現(xiàn)：第一，安徽農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模對提高農(nóng)村人均收入水平具有促進作用；安徽農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模與安徽農(nóng)村人均收入互為格蘭杰因果關系。農(nóng)商行等金融機構主要通過以下方面來為農(nóng)村經(jīng)濟服務。一是提供融資服務。近年來，以安徽農(nóng)商行為代表的主要涉農(nóng)金融機構不斷加大對農(nóng)村特色、優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)和新興產(chǎn)業(yè)的信貸支持力度。截至 2018年末，安徽農(nóng)商行發(fā)放的農(nóng)業(yè)貸款余額高達 3849億元。全省金融機構總的涉農(nóng)信貸余額接近萬億元。二是提供儲蓄服務。農(nóng)民閑置資金可以存入農(nóng)商行等金融機構，既帶來利息收入，也積攢了一定的資金。儲蓄吸收的存款為農(nóng)商行的信貸投放提供了資金來源，促進了農(nóng)村經(jīng)濟的增長，提高了農(nóng)民收入。三是創(chuàng)新金融服務。依托“社區(qū)e銀行”，連接免費電商平臺，為農(nóng)副產(chǎn)品銷售搭建了無形市場。四是創(chuàng)新金融產(chǎn)品。如農(nóng)商行開發(fā)的金農(nóng)易貸卡、流轉收益保證信貸等有力地支持了農(nóng)民的信貸需要。

第二，農(nóng)村就業(yè)結構與農(nóng)村人均收入是負相關關系；農(nóng)村地區(qū)就業(yè)結構與農(nóng)民增收之間互不為格蘭杰因果關系，表明非農(nóng)就業(yè)對提高農(nóng)民收入的作用沒能有效顯現(xiàn)。安徽農(nóng)村就業(yè)結構的改善與安徽農(nóng)民增收之間不存在格蘭杰因果關系?？赡艿脑蛴校阂皇前不帐寝r(nóng)業(yè)大省。農(nóng)林牧副漁是農(nóng)村的主導產(chǎn)業(yè)。近年來安徽實施精準脫貧，因地制宜地發(fā)展特色養(yǎng)殖、蔬菜種植、茶葉、特種林產(chǎn)品、中藥材等產(chǎn)業(yè)，經(jīng)營性收入占比較大。二是非農(nóng)就業(yè)崗位需要相應的技能。只有那些身體健康、教育程度較高和擁有一技之長的勞動力才可能獲得非農(nóng)就業(yè)機會。長期以來，城市教育投資好于農(nóng)村導致農(nóng)民缺乏良好的教育培訓，阻礙了農(nóng)民從事非農(nóng)就業(yè)。三是近年來外出農(nóng)民工回鄉(xiāng)，利用在外學到的技術在鄉(xiāng)村從事經(jīng)營活動，獲得經(jīng)營性收入。外出務工的農(nóng)民受自身文化水平和技能的制約，往往就業(yè)層次和質(zhì)量不高，工資收入相對較低，即使外出，獲得的工資收入也可能會低于回鄉(xiāng)農(nóng)民的經(jīng)營性收入。

（二）建議

1.金融方面

一是支持農(nóng)村小型金融機構的建設。除了農(nóng)商行、郵儲銀行外，應該降低市場準入門檻，支持村鎮(zhèn)銀行的建設，允許具有合作性質(zhì)的民間金融存在，如有些地方已經(jīng)存在的資金互助組。它們可以比較靈活地滿足農(nóng)民金融需求額度小、次數(shù)多的特點，能有效彌補正規(guī)金融的不足。

二是加大信貸支持力度。運用市場機制減少農(nóng)村金融資源外流，擴大涉農(nóng)貸款規(guī)模，特別是對鄉(xiāng)村振興、特色小鎮(zhèn)建設、農(nóng)村基礎設施建設、扶貧產(chǎn)業(yè)等加大融資服務的力度。

三是開發(fā)適合農(nóng)村的金融產(chǎn)品。結合農(nóng)村的經(jīng)濟現(xiàn)實，首先是積極穩(wěn)妥嘗試流轉收益保證貸款、產(chǎn)權按揭貸款等新品種。其次是與擔保公司、保險公司合作，充分激活農(nóng)村的各類可擔保資產(chǎn)，緩解農(nóng)民和集體經(jīng)濟組織融資難的問題。

四是改進農(nóng)村金融服務。首先，完善現(xiàn)有的服務設施，加快布放農(nóng)村地區(qū)的自助終端設備，開展汽車銀行等便民服務。其次，依托互聯(lián)網(wǎng)打造便捷的金融服務。開發(fā)以手機為載體、線上自助的貸款辦理、結算、理財和消費的服務產(chǎn)品。

2.非農(nóng)就業(yè)方面

一是重視對農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)技能培訓。對離開鄉(xiāng)村從事非農(nóng)就業(yè)的農(nóng)民重點培訓擬從事職業(yè)所需要的具體技能，提高外出獲得就業(yè)的機會、層次和質(zhì)量；對外出從事非農(nóng)就業(yè)困難的人群，重點培訓他們在鄉(xiāng)村從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務和生活服務業(yè)的相關技能。

二是鼓勵農(nóng)民個人創(chuàng)業(yè)。對于有創(chuàng)業(yè)意愿和技能的個人，政府應該提供政策支持，特別是在創(chuàng)業(yè)培訓、項目用地、財政貼息、稅收優(yōu)惠等方面給予大力支持。

三是發(fā)展農(nóng)村特色產(chǎn)業(yè)。我省各地農(nóng)村資源豐富，可以著力發(fā)展資源優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)。如皖南山區(qū)具有豐富的旅游資源，應因地制宜制定發(fā)展旅游的戰(zhàn)略規(guī)劃，開發(fā)旅游資源，創(chuàng)辦旅游服務行業(yè)，為農(nóng)民提供非農(nóng)就業(yè)途徑。具有區(qū)位優(yōu)勢的城郊地區(qū)可以大力發(fā)展周末度假、休閑、農(nóng)家樂等產(chǎn)業(yè)，增加非農(nóng)就業(yè)人數(shù)。

四是發(fā)展農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)。鼓勵農(nóng)民合資創(chuàng)辦企業(yè)，對糧食、油料等農(nóng)產(chǎn)品進行深加工，延伸產(chǎn)品價值鏈，創(chuàng)造更多的非農(nóng)就業(yè)崗位。