庫漢麗

摘要：在相關(guān)政策的支持下，湖北省農(nóng)民收入逐年上升，增長率卻呈下降趨勢。基于湖北省2005～2017年的數(shù)據(jù)統(tǒng)計，建立了湖北省農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入影響的理論模型，通過多元線性回歸模型實證探究了湖北省農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入的影響程度。結(jié)果顯示：農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)村金融發(fā)展效率同向作用于農(nóng)民收入，并且農(nóng)村金融發(fā)展效率的作用效果優(yōu)于農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村金融發(fā)展;農(nóng)民收入;多元線性

一、引言

湖北省在我國中部地區(qū)的農(nóng)業(yè)大省中的地位不言而喻。2016年湖北省農(nóng)民人均收入為15145.85元，較2015年增長了8.5%，2017年農(nóng)民人均收入為16228.97元，較2016年增長了7.2%。由此可知，雖然湖北省農(nóng)民收入逐年上升，但增長率卻呈下降趨勢。湖北省農(nóng)村金融發(fā)展日趨多元化，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模不斷擴大，農(nóng)村金融發(fā)展效率逐步提高。近年來，國家相繼出臺多種扶農(nóng)政策，使得湖北省農(nóng)村居民收入不斷增加，但增長率卻呈下降趨勢，湖北省農(nóng)村金融沒能真正發(fā)揮出在農(nóng)村經(jīng)濟中應(yīng)有的作用，抑制了農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展速度的提升。如何發(fā)揮出農(nóng)村金融的作用使之更好地服務(wù)于農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展是一個急需解決的問題。

二、農(nóng)村金融作用于農(nóng)民收入的影響機制

減貧效應(yīng)。減貧效應(yīng)主要作用在農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模上，發(fā)展規(guī)模越大，農(nóng)村金融機構(gòu)可以給居民提供更多的資金支持，居民可以獲得更多的貸款。在短期，農(nóng)村金融的發(fā)展規(guī)模對農(nóng)民收入增加有促進(jìn)作用（劉玉、修長柏和賈鳳菊，2016），農(nóng)村金融發(fā)展為農(nóng)民借貸提供可能，農(nóng)民可通過小額貸款緩解生活壓力，改善收入，促進(jìn)農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入提高（任碧云和姚博，2013）;在長期，農(nóng)村金融的發(fā)展能夠促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟增長，農(nóng)村經(jīng)濟增長又可以帶來農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，最終可以達(dá)到提高農(nóng)民收入的目的（李鶴和張啟文2019）。

收入分配效應(yīng)。收入分配效應(yīng)主要作用在農(nóng)村金融發(fā)展效率上。農(nóng)村金融發(fā)展效率與資金轉(zhuǎn)化率同向變動。一方面，由于資金的逐利性，會有更多的資金流向金融機構(gòu)，農(nóng)村存款轉(zhuǎn)化為農(nóng)村貸款的比例越大，優(yōu)化農(nóng)村金融服務(wù)水平，而農(nóng)村金融服務(wù)水平與農(nóng)民收入正相關(guān)（張榮，2017），即農(nóng)村金融發(fā)展效率正向促進(jìn)農(nóng)民增收。另一方面，金融機構(gòu)的信貸比例增大，有利于農(nóng)村金融機構(gòu)吸收更多的資金投資于農(nóng)村建設(shè)，主要投資于農(nóng)村教育、基礎(chǔ)建設(shè)等方面。有利于農(nóng)村教育的提高，農(nóng)民也可以通過借貸方式支撐子女學(xué)習(xí)教育，農(nóng)村的中小企業(yè)也可以借助向農(nóng)村金融機構(gòu)融資得以發(fā)展壯大。優(yōu)化農(nóng)村資金配置，提高資金轉(zhuǎn)化率，降低成本（王思彤，2019），有利于農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展，農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展正向促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展，進(jìn)而提高農(nóng)民收入，農(nóng)村金融發(fā)展效率正向促進(jìn)農(nóng)民增收（劉玉紅，2015）。

減貧效應(yīng)和收入分配效應(yīng)通過給農(nóng)民提供更好的金融資源分配提高農(nóng)民收入。我國農(nóng)民收入水平較低，需要增強減貧效應(yīng)和收入分配效應(yīng)，提高農(nóng)民收入。

三、建立模型

（一）模型設(shè)定

本文用農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模指標(biāo)農(nóng)村金融和發(fā)展效率指標(biāo)兩個指標(biāo)來代表農(nóng)村金融發(fā)展?fàn)顩r。將農(nóng)民收入看作“產(chǎn)出”，將農(nóng)村金融發(fā)展看作“投入”。該方法已被溫濤、冉光和（2005）等學(xué)者廣泛應(yīng)用，在已有函數(shù)模型下加以擴展，構(gòu)建如下模型。

其中l(wèi)nY為因變量，lnX1、lnX2為自變量，α代表常數(shù)項，β1、β2分別表示農(nóng)村金融發(fā)展水平指標(biāo)的彈性系數(shù)，μ代表隨機誤差項。

本文通過SPSS軟件采用逐步分析法設(shè)定模型。設(shè)定的模型如下。

其中l(wèi)nY為因變量，lnX1為自變量，α1代表常數(shù)項，β11表示農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模指標(biāo)的彈性系數(shù)，μ1代表隨機誤差項。

其中l(wèi)nY為因變量，lnX1和lnX2為自變量，α2代表常數(shù)項，β12和β22分別表示農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模指標(biāo)的彈性系數(shù)和農(nóng)村金融發(fā)展效率的彈性系數(shù)，μ2代表隨機誤差項。

（二）變量選取和數(shù)據(jù)來源

1. 變量選取

本文以農(nóng)村居民人均純收入衡量農(nóng)民收入情況，以農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、農(nóng)村金融發(fā)展效率指標(biāo)來研究農(nóng)村金融發(fā)展情況。表1為各變量說明總結(jié)。

2. 數(shù)據(jù)來源及處理

因為湖北農(nóng)村信用社是在2005年成立的，所以選取的數(shù)據(jù)主要是來源于2005～2017年湖北金融年鑒和2017年湖北省國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報，在各年鑒中有些數(shù)據(jù)有所殘缺，用預(yù)測的方法將所缺數(shù)據(jù)填充，確保數(shù)據(jù)完整。各項原始數(shù)據(jù)如表2所示。

根據(jù)上表原始數(shù)據(jù)所得到的本文研究指標(biāo)數(shù)據(jù)，如表3所示。

（三）實證檢驗過程和實證結(jié)果分析

本文利用SPSS軟件，通過逐步回歸法和步進(jìn)回歸法建立回歸方程，通過對各變量擬合優(yōu)度的檢驗、T檢驗，來準(zhǔn)確分析回歸方程的有效性，得到最優(yōu)回歸。

1. 擬合優(yōu)度檢驗

用R2來表示自變量與因變量之間線性關(guān)系的相關(guān)程度，R2越接近1表示相關(guān)強度越強。檢驗結(jié)果如表4。

由于調(diào)整R方能更準(zhǔn)確地反映樣擬合程度，因此本文用調(diào)整R方進(jìn)行衡量。由表4可知，隨著回歸模型變量的增加，調(diào)整R方也由0.908增大到0.946，說明模型2比模型1的回歸方程擬合的更好。

2. T檢驗

T用來檢驗常數(shù)項和各自變量的偏回歸系數(shù)均為0的假設(shè)，由表8可知，常數(shù)項和lnX2的Sig.=0<0.05，lnX1的Sig.=0.04<0.05，所以假設(shè)不成立，各系數(shù)不為零，并且lnX1和lnX2都對回歸方程有很大的貢獻(xiàn)，即是解釋變量lnX1和lnX2與被解釋變量lnY之間總體線性關(guān)系顯著。

3. 模型回歸結(jié)果

通過一系列多元線性回歸檢驗可得回歸模型為：

當(dāng)X2保持不變，自變量X1變化1%時，因變量Y在95%的顯著性水平下與自變量同向變化3.158%;當(dāng)X1保持不變，自變量X2變化1%時，因變量Y在95%的顯著性水平下與自變量同向變化3.686%。自變量X2對因變量的影響大于自變量X1，表明農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)村金融發(fā)展效率與農(nóng)民收入正向變動。

四、結(jié)論分析及建議

（一）研究結(jié)論

通過實證研究農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模每變化1%時，農(nóng)民收入在95%的顯著性水平下同向變化3.158%;農(nóng)村金融發(fā)展效率每變化1%時，農(nóng)民收入在95%的顯著性水平下同向變化3.686%。農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模和農(nóng)村金融發(fā)展效率都是正向促進(jìn)農(nóng)民收入增收，且農(nóng)村金融發(fā)展效率對促進(jìn)農(nóng)民增收的作用優(yōu)于農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模。

（二）對策建議

1. 擴大農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模

拓寬農(nóng)村資金供給渠道。農(nóng)村金融機構(gòu)開發(fā)出適合農(nóng)村居民的專有信貸模式，深入了解農(nóng)村居民的需求從而制定出適合農(nóng)村居民需要的信貸模式;開發(fā)更多的其他種類的農(nóng)村金融的服務(wù)，為農(nóng)村居民提供更多的服務(wù)便利，以期吸引更多的農(nóng)民能夠真正地參與到農(nóng)村金融的各種活動中，發(fā)展農(nóng)村金融。

2. 提高農(nóng)村金融發(fā)展效率

降低對涉農(nóng)微小企業(yè)的貸款門檻，有利于讓更多的農(nóng)民接觸到各種金融活動，同時也增加了農(nóng)村金融機構(gòu)對涉農(nóng)貸款種類的選擇性，降低對涉農(nóng)微小企業(yè)的貸款門檻可以從通過政府制定相關(guān)政策或者深化農(nóng)村金融機構(gòu)改革，如從湖北省農(nóng)村發(fā)展的現(xiàn)狀以及農(nóng)村金融發(fā)展的現(xiàn)狀出發(fā)，在農(nóng)村金融機構(gòu)可以接受的前提下，可以通過法律法規(guī)強制降低農(nóng)業(yè)貸款的利率，提高涉農(nóng)貸款的比例，提高農(nóng)村金融發(fā)展效率。金融機構(gòu)與政府相配合，一起降低對涉農(nóng)微小企業(yè)的貸款門檻。

參考文獻(xiàn)：

[1]婁永躍.農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長問題研究[J].金融理論與實踐，2010（05）：46-50.

[2]劉玉春，修長柏，賈鳳菊.中國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長的實證分析[J].農(nóng)村金融研究，2016（26）：63-67.

[3]高彬.農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入關(guān)系的研究[D].濟南：山東大學(xué)，2018.

[4]王思彤.農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入的影響研究[J].中國商論，2019（05）：48-49.

[5]李鶴，張啟文.農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民非農(nóng)收入影響的實證分析[J].統(tǒng)計與決策，2019（06）：111-114.

[6]牛凱龍，李澤廣.中國農(nóng)村金融供給與城鄉(xiāng)收入差距的實證分析[J].金融與經(jīng)濟，2010（05）：55-59.

[7]周一鹿，冉光和，錢太一.經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期農(nóng)村金融資源開發(fā)對農(nóng)民收入影響效應(yīng)研究[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2010（10）：33-39.

[8]丁述軍，曹玉環(huán).農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入的效應(yīng)研究——基于直接效應(yīng)和間接效應(yīng)比較角度[J].東北農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2017（04）：60-69.

[9]錢水土，周永濤.農(nóng)村金融發(fā)展影響農(nóng)民收入增長的機制研究[J].金融理論與實踐，2011（02）：57-62.

[10]Frank W.Agbola，Angelito Acupan，Amir Mahmood. Does microfinance reduce poverty？New evidence from Northeastern Mindanao，the Philippines[J].Journal of Rural Studies，2017（50）：159-171.

[11]Mellor J W，Malik S J.The Impact of Growth in Small CommercialFarm Productivity on Rural Poverty Reduction[J].World Development，2017（91）.

[12]Alexiou C，Vogiazas S，Nellis J G.Reassessing the Relationship Between the Financial Sector and Economic Growth：Dynamic Panel Evidence[J].International Journal of Finance and Economics，2018（06）.

（作者單位：西北工業(yè)大學(xué)）