農(nóng)村金融的間接減貧效應分析：安徽宣城數(shù)據(jù)

劉 炯，吳海軍，李萍萍

（宣城職業(yè)技術(shù)學院，安徽 宣城 242000）

改革開放以來，伴隨著經(jīng)濟的巨大成功，我國貧困問題得以有效緩解。經(jīng)過多年的努力，截至2018 年4 月，宣城市貧困人口只有2 240人，但農(nóng)村貧困人數(shù)占總貧困人口的比例仍高達79.1%[1]，農(nóng)村貧困依然是宣城市城鄉(xiāng)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的掣肘，減低直至消除貧困依然是實現(xiàn)宣城市經(jīng)濟社會可持續(xù)發(fā)展的重要任務?，F(xiàn)有的研究業(yè)已表明，農(nóng)村金融發(fā)展減緩農(nóng)村貧困，既具有直接效應，亦發(fā)揮間接效應，而且間接效應明顯高于直接效應[2]，為此，本文使用EVIEWS9.0 軟件，采取協(xié)整檢驗與格蘭杰因果關(guān)系檢驗等方法，分析宣城市農(nóng)村金融發(fā)展通過農(nóng)村經(jīng)濟增長的間接減貧效應，以期為宣城市以及經(jīng)濟發(fā)展水平相當?shù)牡貐^(qū)金融扶貧提供數(shù)據(jù)支撐。

一、模型設定、變量選取與數(shù)據(jù)說明

（一）模型設定

依據(jù)總量生產(chǎn)函數(shù)，把農(nóng)村金融作為一項獨立的投入，反映農(nóng)村經(jīng)濟產(chǎn)出（增長）和農(nóng)村金融發(fā)展的生產(chǎn)函數(shù)如下：

其中，F(xiàn) 表示農(nóng)村金融發(fā)展，為模型（1）的解釋變量；K表示不變的農(nóng)村資本投入，本文不考慮農(nóng)村金融直接減貧效應，所以假設資本投入不變；L 代表農(nóng)村勞動力投入，為模型的控制變量；Y 表示農(nóng)村經(jīng)濟產(chǎn)出。模型（1）可簡化為：

宣城市地處安徽省東南邊陲，經(jīng)濟與金融發(fā)展相對滯后，貧困群體得到金融支持的能力與機會有限，農(nóng)村金融發(fā)展主要通過農(nóng)村經(jīng)濟增長間接緩解貧困，故而將農(nóng)村經(jīng)濟增長減低農(nóng)村貧困的模型設定為：

其中，POV代表農(nóng)村貧困。

綜合來看，模型（2）刻畫農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟增長的影響，模型（3）反映農(nóng)村經(jīng)濟增長減低農(nóng)村貧困的作用機制，Y 作為中介變量，傳導解釋變量F 對被解釋變量POV 的間接影響，檢驗農(nóng)村金融發(fā)展是否通過農(nóng)村經(jīng)濟增長間接減低農(nóng)村貧困。

（二）變量選取

對貧困水平的衡量是本文的被解釋變量，選用農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)，并用ECO表示，該系數(shù)越大，說明農(nóng)民更多的收入用于基本生存消費，農(nóng)村居民家庭越貧困。反之，該系數(shù)越小，意味農(nóng)民精神文化方面的花銷更大，貧困逐漸降低；中介變量為對農(nóng)村經(jīng)濟增長的衡量，選用農(nóng)村居民人均個人可支配收入，并用PDI 表示，它代表農(nóng)村居民可以自由支配的收入水平，是農(nóng)村居民消費支出最為重要的決定因素；盡管宣城市農(nóng)村金融市場有農(nóng)業(yè)銀行、郵儲銀行、村鎮(zhèn)銀行與民間金融等，但合作金融機構(gòu)仍是其主力軍，因此采用農(nóng)村合作金融機構(gòu)存款與貸款總額對第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值之比來衡量農(nóng)村金融發(fā)展，并將其定義為農(nóng)村金融相關(guān)比率，用RFIR 表示，作為解釋變量。RFIR越大，說明農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模越大水平越高；本文主要研究農(nóng)村金融間接減貧效應，將農(nóng)村勞動力投入視為控制變量，采用第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比例表示，記為RE。

（三）數(shù)據(jù)說明

考量時間序列數(shù)據(jù)的可得性、可比性與有效性，本文選取2003至2018年的年度數(shù)據(jù)，全部來源于2004～2019年度的《宣城統(tǒng)計年鑒》，在正式分析討論之前，以2003 年為基期，對PDI 使用消費者價格指數(shù)進行調(diào)整，扣除價格變動因素以反映農(nóng)村居民實際收入水平；并對PDI 進行對數(shù)變換，記為LNPDI，以免數(shù)據(jù)波動幅度過大可能影響計量分析。

二、計量分析

（一）單位根檢驗

現(xiàn)實中的有關(guān)經(jīng)濟問題的時間序列大多非平穩(wěn)，需要進行平穩(wěn)性檢驗，以避免出現(xiàn)虛假回歸。如果原序列不平穩(wěn)，則需要作出差分處理，然后再對差分執(zhí)行平穩(wěn)性檢驗。

用 ΔECO、ΔLNPDI、ΔRFIR 與 ΔRE 依次表示變量ECO、LNPDI、RFIR 與RE 的一階差分，采用ADF 檢驗法進行檢驗，表1給出檢驗結(jié)果。

表1 說明，三種顯著性水平下，變量ECO、LNPDI、RFIR 與RE 的原序列都不平穩(wěn)。一階差分后，ΔECO、ΔRFIR、ΔLNPDI 與ΔRE 都在5%的顯著性水平下平穩(wěn)，是以ECO、LNPDI、RFIR 與RE 皆為一階單整序列，可能具有某種穩(wěn)定的線性組合，可以展開協(xié)整分析。

（二）協(xié)整檢驗

按照檢驗對象的不同，協(xié)整檢驗分為兩類：其一，基于回歸結(jié)果中的殘差項，采用ADF 檢驗法檢驗，如Engle-Granger 兩步檢驗法；其二，基于回歸參數(shù)，比如Johansen協(xié)整檢驗[3]。由于ECO、LNPDI、RFIR 與RE 都是I（1）過程，符合協(xié)整分析的條件，因而使用Engle-Granger 兩步檢驗法進行回歸分析并檢驗變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系。

首先，運用普通最小二乘法構(gòu)建LNPDI 與RFIR、RE的回歸模型，估計LNPDI與RFIR、RE的長期均衡關(guān)系：

常數(shù)項與變量RFIR、RE 的t 檢驗統(tǒng)計量值分別為32.666 6、5.087 4、-6.790 4，其相應的P 檢驗的值順次為0.000 0、0.000 2、0.000 0，R2=0.980 5，Adjusted R2=0.987 8，F(xiàn)=326.15，常數(shù)項與變量RFIR、RE都是顯著的，方程擬合效果很好。在回歸方程（4）的窗口下，生成殘差序列e1，如果其水平序列平穩(wěn)，那么LNPDI 與RFIR、RE 則具有（1，1）階協(xié)整關(guān)系。因此，需要對e1的水平序列進行單位根檢驗。

表1 單位根檢驗表

表2 顯示，e1在1%顯著性水平下平穩(wěn)，表明農(nóng)村居民人均可支配收入LNPDI與農(nóng)村金融相關(guān)比率RFIR之間存在著長期均衡的協(xié)整關(guān)系，且二者之間呈現(xiàn)正向關(guān)系，即農(nóng)村金融相關(guān)比率越大，農(nóng)村居民人均可支配收入越高，實證結(jié)果符合傳統(tǒng)的金融發(fā)展理論。究其原因，長期來看，農(nóng)村金融規(guī)模的擴大，為農(nóng)村生產(chǎn)經(jīng)營以及農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設提供資金支持，促進農(nóng)村經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)化與工業(yè)化發(fā)展，優(yōu)化農(nóng)村資源配置，推動農(nóng)村技術(shù)進步，而后促進農(nóng)村經(jīng)濟增長，帶動農(nóng)民收入增加。

協(xié)整方程（4）還表明，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比例RE 負向影響農(nóng)村經(jīng)濟增長LNPDI，其原因是，在一定的技術(shù)條件以及其他投入不變的情況下，農(nóng)村勞動力投入過多，已經(jīng)超過生產(chǎn)要素的最適比例，其隱含的政策建議是，轉(zhuǎn)移農(nóng)村過剩的勞動力，將提高農(nóng)村生產(chǎn)效率，促進農(nóng)村經(jīng)濟增長。

其次，運用普通最小二乘法建立ECO與LNPDI的回歸模型，估計二者之間的長期均衡關(guān)系：

ECO=1.325 1-0.106 7LNPDI

表2 殘差項單位根檢驗結(jié)果

常數(shù)項與變量LNPDI的t檢驗統(tǒng)計量值分別為13.685 3、-9.541 7，其相應的P 檢驗的值均為零，R2=0.866 7，Adjusted R2=0.857 2，F(xiàn)=91.04，常數(shù)項與變量LNPDI都是顯著的，方程擬合效果較好。在回歸方程（5）的窗口下，生成殘差序列e2，表3 反映e2水平序列在1%顯著性水平下平穩(wěn)。表明農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)ECO與農(nóng)村居民人均可支配收入LNPDI 之間存在著長期均衡的協(xié)整關(guān)系，且二者之間呈現(xiàn)負向關(guān)系，即農(nóng)村居民人均可支配收入越高，農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)越小，貧困程度越低，這與國內(nèi)外學者的主流觀點是一致的。究其根源，長期內(nèi)，在經(jīng)濟增長的帶動下，貧困地區(qū)的社會財富水平不斷提高，教育培訓與衛(wèi)生健康條件得到改善，生產(chǎn)效率逐步提升，貧困人口從事非農(nóng)生產(chǎn)活動的技能增加機會提升，貧困家庭收入來源渠道不斷擴大且收入不斷增加，同時經(jīng)濟增長帶來稅收增加，使得政府能夠為貧困群體提供更多的就業(yè)機會，并有更多的財力向貧困群體提供轉(zhuǎn)移支付與保險保障，進而產(chǎn)生積極的減貧效應[4]。

綜合回歸方程（4）、（5），農(nóng)村金融相關(guān)比率與農(nóng)村居民人均可支配收入之間呈現(xiàn)長期穩(wěn)定的正向關(guān)系，農(nóng)村居民人均可支配收入與農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)之間呈現(xiàn)長期均衡的負向關(guān)系，據(jù)此判斷，農(nóng)村金融發(fā)展通過農(nóng)村經(jīng)濟增長這一傳導中介發(fā)揮積極有效的間接減貧作用。

（三）格蘭杰因果檢驗

協(xié)整分析反映，變量RFIR 與LNPDI、RE 與LNPDI、ECO 與LNPDI 均存在協(xié)整關(guān)系，為了探討它們之間究竟存在什么樣的因果關(guān)系，本文運用格蘭杰因果關(guān)系檢驗法進行檢驗。

表3 G ranger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

表3 可知，在5%的顯著性水平上，RFIR 拒絕原假設，是LNPDI的格蘭杰原因，LNPDI接受原假設，不是RFIR的格蘭杰原因，RFIR與LNPDI之間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系；在5%的顯著性水平上，LNPDI 是ECO 的格蘭杰原因，但ECO不是LNPDI的格蘭杰原因，ECO與LNPDI之間亦僅存在單方向的格蘭杰因果關(guān)系。顯然，農(nóng)村金融相關(guān)比率RFIR對農(nóng)村居民人均可支配收入LNPDI以及農(nóng)村居民人均可支配收入LNPDI對農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)ECO都存在顯著的格蘭杰影響，農(nóng)村金融發(fā)展促進農(nóng)村經(jīng)濟增長，農(nóng)村經(jīng)濟增長減低農(nóng)村貧困，這和我們的協(xié)整分析結(jié)果保持一致。

格蘭杰檢驗還表明，農(nóng)村經(jīng)濟增長LNPDI 是第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比例RE的單方向格蘭杰原因，原因是農(nóng)村經(jīng)濟增長擴大非農(nóng)生產(chǎn)，非農(nóng)就業(yè)機會增加，轉(zhuǎn)移第一產(chǎn)業(yè)多余勞動力，擴大農(nóng)村居民收入來源渠道，增加農(nóng)村居民收入，減緩農(nóng)村貧困。

三、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

協(xié)整分析表明，宣城市農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長之間、農(nóng)村經(jīng)濟增長與農(nóng)村貧困減低之間皆存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，農(nóng)村金融發(fā)展正向影響農(nóng)村經(jīng)濟增長，農(nóng)村經(jīng)濟增長反向影響農(nóng)村貧困。這說明，農(nóng)村金融發(fā)展為農(nóng)村生產(chǎn)提供資金，發(fā)展農(nóng)村生產(chǎn)，促進農(nóng)村經(jīng)濟增長，農(nóng)村經(jīng)濟增長改善農(nóng)村生產(chǎn)要素條件、帶動農(nóng)村生產(chǎn)力水平提升、向農(nóng)村居民提供更多的就業(yè)機會，使得農(nóng)村居民家庭收入來源多樣化，多渠道增加農(nóng)村居民收入，進而緩解農(nóng)村居民貧困。

格蘭杰因果關(guān)系檢驗顯示，宣城市農(nóng)村金融發(fā)展單方向促進農(nóng)村經(jīng)濟增長，農(nóng)村經(jīng)濟增長單方向減低農(nóng)村貧困，農(nóng)村金融發(fā)展通過農(nóng)村經(jīng)濟增長對農(nóng)村貧困減低產(chǎn)生間接影響。

（二）建議

第一，擴大貧困地區(qū)金融供給。加強合作金融、鼓勵商業(yè)性金融、支持政策性金融、引導民間金融，改善農(nóng)村金融服務，增加農(nóng)村地區(qū)金融資源投放，擴大農(nóng)村金融規(guī)模，推進農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化與工業(yè)化經(jīng)營，助力現(xiàn)代農(nóng)業(yè)與地方特色農(nóng)業(yè)發(fā)展，推動貧困地區(qū)經(jīng)濟增長，增加就業(yè)機會，提升農(nóng)村居民收入水平，帶動貧困人口減貧。

第二，優(yōu)化農(nóng)村金融生態(tài)。首先，加強農(nóng)民生產(chǎn)知識與技能的培訓，加大農(nóng)村下一代的教育投入，通過“扶智”帶動農(nóng)村勞動者人力資本與就業(yè)機會的提升。其次，大力宣傳金融扶貧政策以及成功脫貧的經(jīng)典案例，增強貧困人口利用金融減貧的意識，提升貧困人口脫貧的動機與能力，積極“扶志”。最后，基于貧困人口的家庭資產(chǎn)狀況、生產(chǎn)能力與發(fā)展前景，靈活構(gòu)建貧困地區(qū)信用評級制度，依照信用等級確定授信條件，推動金融減貧可持續(xù)發(fā)展[5]。

第三，完善和創(chuàng)新涉農(nóng)保險產(chǎn)品。一是擴大新農(nóng)村合作醫(yī)療保險的保險范圍，提高貧困人口個人繳費部分財政補貼，提升大病保險報銷比例，增強衛(wèi)生健康水平，徹底杜絕因病致貧，因病返貧，保護既有的減貧成果。二是加大農(nóng)業(yè)政策性保險的財政補貼，提高農(nóng)戶投保率，給高風險性的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)搭建一道基本的安全防線。三是創(chuàng)新發(fā)展貧困地區(qū)創(chuàng)業(yè)保險產(chǎn)品，為貧困人口信用增級，為創(chuàng)業(yè)保駕護航，為農(nóng)村減低貧困提供一份堅實的保障。