基于VAR模型的河南農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入的實證分析

宋保勝，王 麗

(河南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，河南 鄭州 450046)

農(nóng)民收入問題已成為新時期三農(nóng)發(fā)展的著力點，是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的終極目標(biāo)?！笆奈濉币?guī)劃強調(diào)要強化高質(zhì)量金融服務(wù)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的能力，活躍農(nóng)村經(jīng)濟市場，促進農(nóng)民收入獲得實質(zhì)性進展，為三農(nóng)發(fā)展注入“血液”。據(jù)統(tǒng)計，1978年，我國絕大部分的農(nóng)村居民家庭人均純收入是133.6元，到2010年時達(dá)到了5980元，增長近40倍，成就斐然。囿于城市擁有發(fā)達(dá)的經(jīng)濟環(huán)境和市場環(huán)境，很大程度上發(fā)揮了虹吸效應(yīng)，進而拓展了城市居民收入的提升空間，而傳統(tǒng)的農(nóng)村環(huán)境使得市場空間狹小，致使農(nóng)村居民人均純收入遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于城市居民，這種收入差距由1978年的2.57∶1增加到2010年的4.33∶1，這需要加強頂層設(shè)計與問計于民相統(tǒng)籌，破解影響農(nóng)民收入增加的堵點和難點。河南省享有“中原糧倉”的稱號，顧名思義，農(nóng)村人口占比相對較大，隨著我國金融惠農(nóng)政策的不斷改革和普及，河南省農(nóng)村金融在農(nóng)業(yè)發(fā)展和農(nóng)民收入方面取得了階段性成果，但仍有部分農(nóng)村金融供給端出現(xiàn)滯后問題，農(nóng)民增收困難和農(nóng)村金融發(fā)力不足成為當(dāng)前農(nóng)村環(huán)境的現(xiàn)實反照。如何使農(nóng)村金融與三農(nóng)發(fā)展統(tǒng)籌銜接，國家出臺了相關(guān)促進農(nóng)民增收的文件指南，提出要從農(nóng)村需求這一視角出發(fā)，創(chuàng)新金融機構(gòu)對三農(nóng)的服務(wù)機制，推動借貸資金用于發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，鼓勵農(nóng)戶小額信用貸款，建立“金融服務(wù)下沉”賦能“農(nóng)村資源釋放”的長效機制。同時，精準(zhǔn)創(chuàng)新農(nóng)村金融政策，加強政策導(dǎo)向與農(nóng)村實際需求有效銜接，提高建設(shè)農(nóng)村貸款公司、村鎮(zhèn)銀行等貸款機構(gòu)，促進金融政策傾斜農(nóng)村發(fā)展，緩解三農(nóng)領(lǐng)域貸款壓力，打破金融產(chǎn)品受限的局面。2021年，農(nóng)業(yè)農(nóng)村部相繼發(fā)布了《社會資本投資農(nóng)業(yè)農(nóng)村指引》，強調(diào)在以農(nóng)民主體地位和根本利益的前提下，增加鄉(xiāng)村振興金融服務(wù)模式，繼續(xù)擴大金融服務(wù)“三農(nóng)”模式試點范圍，使得現(xiàn)代種養(yǎng)業(yè)、農(nóng)副產(chǎn)品加工業(yè)、鄉(xiāng)村現(xiàn)代化服務(wù)業(yè)等多個領(lǐng)域相互融合。同時，要按照農(nóng)戶需求差異性特征，各類農(nóng)業(yè)銀行、信用社需要打造鄉(xiāng)村振興金融，構(gòu)建縣域、村域服務(wù)三農(nóng)發(fā)展的信貸體系，在農(nóng)民貸款中加強貸款力度，提高三農(nóng)貸款精耕細(xì)作的管理水平，推動金融振興鄉(xiāng)村，推陳出新提高金融服務(wù)質(zhì)效。國內(nèi)外諸多學(xué)者也非常重視農(nóng)村金融發(fā)展動態(tài)，他們分別從不同視角闡述農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入之間的邏輯關(guān)系。其中，王淑英等利用2000-2009年30個省份數(shù)據(jù)，構(gòu)建Durbin面板實證模型，分析農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟之間的長期均衡關(guān)系[1]。賴薇薇認(rèn)為，在廣袤的農(nóng)村推廣普及農(nóng)業(yè)科技，離不開綜合健全的農(nóng)村金融產(chǎn)品和資金支撐，發(fā)揮金融服務(wù)功能在很大程度上能夠推動農(nóng)業(yè)科技邁進一大步，發(fā)揮聯(lián)動效應(yīng)進而創(chuàng)造糧食收入[2]。余新平、熊皛白等進行實證檢驗，探討農(nóng)村存款、農(nóng)業(yè)保險賠付對農(nóng)民收入提高有積極作用[3]。賈立、王紅明運用1978-2008年西部地區(qū)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，基于計量模型角度，運用脈沖響應(yīng)分析了農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、效率、結(jié)構(gòu)與農(nóng)民收入之間的響應(yīng)軌跡及動態(tài)變化[4]。 LIN Yonghui認(rèn)為構(gòu)建農(nóng)村金融市場發(fā)展機制，促進農(nóng)村金融市場循環(huán)發(fā)展及金融資源開放共享，從而帶動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，縮小收入鴻溝[5]。劉曉瑜、楊念建立VAR模型，進一步實證分析農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模會對農(nóng)民收入產(chǎn)生促進作用，完善的金融基礎(chǔ)設(shè)施會推動農(nóng)村社會經(jīng)濟發(fā)展[6]。孫繼輝結(jié)合新時代農(nóng)村發(fā)展愿景，創(chuàng)新現(xiàn)代化農(nóng)村信貸政策為農(nóng)民收入提高帶來新導(dǎo)向、新思路[7]。吳曉求指出，金融是農(nóng)村社會經(jīng)濟發(fā)展的驅(qū)動力，是實體經(jīng)濟和農(nóng)民收入上升的血脈，應(yīng)從金融創(chuàng)新和金融監(jiān)管角度出發(fā)，構(gòu)建服務(wù)化的農(nóng)村金融體系[8]。張樂、黃斌全等構(gòu)建面板數(shù)據(jù)，運用固定效應(yīng)模型解釋受制度規(guī)制的農(nóng)村金融，很大程度上限制農(nóng)業(yè)經(jīng)濟高質(zhì)量增長，即政府制定的金融制度未能融合于經(jīng)濟制度[9]。趙洪丹、趙宣凱等人建立面板數(shù)據(jù)計量模型研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)農(nóng)村金融發(fā)展機制經(jīng)過創(chuàng)新后，農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生遞增效應(yīng)，城鄉(xiāng)收入差距出現(xiàn)遞減效應(yīng)[10]。朱德莉運用VECM模型深入分析農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入之間的關(guān)系[11]。

綜上所述，已有的研究成果從不同的角度探討農(nóng)村金融發(fā)展如何促進農(nóng)民收入增加，但大多是從表面分析了兩者之間的關(guān)系，從農(nóng)村金融服務(wù)發(fā)展、金融資源高效配置與農(nóng)民收入提高這三方面的實證研究比較缺乏。因此，本文在已有研究基礎(chǔ)上，引入生產(chǎn)函數(shù)，基于河南農(nóng)村實際情況，從農(nóng)村金融供給服務(wù)農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的微觀機理入手，構(gòu)建VAR計量經(jīng)濟模型，實證檢驗農(nóng)村金融發(fā)展怎樣促進農(nóng)民收入，厘清新時代農(nóng)村金融發(fā)展如何助推農(nóng)民收入提高的內(nèi)部機理，也為今后其他農(nóng)村地區(qū)金融創(chuàng)新發(fā)展提供新的方法借鑒。

一、模型構(gòu)建、數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)設(shè)計

(一)模型構(gòu)建

為了深入分析河南省農(nóng)村地區(qū)金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長之間的內(nèi)在邏輯，根據(jù)柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的傳統(tǒng)分析框架，將農(nóng)村金融發(fā)展的規(guī)模、效率和結(jié)構(gòu)引入傳統(tǒng)函數(shù)中，并將其作為一項“要素投入”進行生產(chǎn)，獲得最大產(chǎn)出。借鑒余新平等[3]學(xué)者采用的研究方法，將衡量農(nóng)村金融發(fā)展的各要素引入生產(chǎn)函數(shù)，生產(chǎn)函數(shù)表示為:

Y=f(L,K)

(1)

(1)式中Y表示農(nóng)民收入，K表示農(nóng)業(yè)資本總投入，L表示勞動力投入。

考慮到農(nóng)村金融發(fā)展相關(guān)數(shù)據(jù)的可獲得性，最終選取農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)、農(nóng)村金融發(fā)展效率作為度量河南農(nóng)村金融發(fā)展水平的指標(biāo)，分別用X1、X2、X3表示，即農(nóng)村金融發(fā)展水平是這三個變量的函數(shù):

F=h(X1,X2,X3)

(2)

對(2)式進行高數(shù)計算取全微分，然后代入式(1)計算轉(zhuǎn)化整理可得

(3)

(3)中β1反映資本的邊際產(chǎn)出，而β2、β3、β4又分別反映X1、X2、X3這些變量的邊際產(chǎn)出。假定給dP左右兩邊同時除以m用以解釋農(nóng)民人均收入良性發(fā)展，通過轉(zhuǎn)化計算得到以下農(nóng)村人均產(chǎn)出增長模型方程：

dp/m=β1dK+β2dX2+β3dX3

(4)

如果不考慮財政支農(nóng)強度和收入分配政策等因素的影響，用LNY代表農(nóng)民人均純收入，農(nóng)村信用社存貸款總和與第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值的比率(用X1)代表dk，印證了農(nóng)村金融發(fā)展在農(nóng)村社會發(fā)展中，確實對農(nóng)民收入可持續(xù)增長有積極意義，進而研究計算獲得以下基本計量模型：

dLNY=β0+β1dX1+β2dX2+β3dX3+μ

(5)

(5)式中β0表示常數(shù)項，μ表示隨機誤差項，β1、β2、β3分別代表各變量的彈性系數(shù)。由(5)式觀察很顯然看出LNY的農(nóng)民收入水平量與X1、X2、X3變量及其滯后量之間在一定程度上具有穩(wěn)定關(guān)系?？紤]到相關(guān)變量會存在一定滯后性，為此設(shè)定VAR模型進行實證分析：

(6)

公式中的i表示滯后階數(shù)。

(二)數(shù)據(jù)來源

涉及的變量包括農(nóng)民收入水平、農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、農(nóng)村金融發(fā)展效率和農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)。

農(nóng)民收入水平(LNY)。采用《中國統(tǒng)計年鑒》(1988-2018)中在扣除價格因素后，選定農(nóng)村居民人均純收入數(shù)據(jù)真實反映農(nóng)民收入水平。

農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模(X1)反映農(nóng)村地區(qū)的金融發(fā)展水平的基本情況，規(guī)模的擴大，能夠惠及并滿足廣袤農(nóng)村的金融訴求。用農(nóng)村信用社存貸款總和除以第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值來反映其金融發(fā)展規(guī)模。

農(nóng)村金融發(fā)展效率(X2)是指各銀行加快儲蓄貸款和儲蓄存款之間的轉(zhuǎn)化速度和能力。部分學(xué)者在研究金融發(fā)展效率指標(biāo)時，通常在所學(xué)理論指引下，結(jié)合實際情況計算農(nóng)村貸款余額與農(nóng)村存款余額比值來解釋，而本文在此基礎(chǔ)上借鑒前人成果，根據(jù)河南農(nóng)村經(jīng)濟環(huán)境，采用農(nóng)村信用社貸款余額與存款余額的比值表達(dá)其發(fā)展效率，在這里存貸款比值越大，說明農(nóng)村金融支農(nóng)力度越強，服務(wù)三農(nóng)的效率越高。

農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)(X3)反映PPP模式下引入多元化金融機構(gòu)為三農(nóng)發(fā)展提供不同的金融服務(wù)，解決三農(nóng)多方面需求，給予貸款建設(shè)農(nóng)村現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)園等各種企業(yè)發(fā)展，打破農(nóng)民以種植農(nóng)業(yè)為主的內(nèi)卷化問題。本文選用金融機構(gòu)的貸款余額與農(nóng)信社的貸款余額之比表示農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)，用X3表示。

數(shù)據(jù)來源方面，農(nóng)信社存款余額、農(nóng)信社貸款余額、農(nóng)信社存貸款總和、第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值的相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》(1988-2018)、《河南統(tǒng)計年鑒》，金融機構(gòu)貸款余額相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國金融年鑒》。

二、實證檢驗結(jié)果與分析

(一)單位根檢驗

為了實現(xiàn)時間序列數(shù)據(jù)平穩(wěn)性，通過Eviews10軟件對各序列數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。囿于農(nóng)村居民人均純收入變量波動較大，影響實證結(jié)果準(zhǔn)確性，為此對其取對數(shù)，用LNY表示。檢驗結(jié)果如表1所示，LNY、X1、X2、X3這些序列數(shù)據(jù)全部呈現(xiàn)非平穩(wěn)狀態(tài)，運用Eviews工具將其所有數(shù)據(jù)做差分處理，即DLNY、DX1、DX2、DX3依次表示一階差分后的數(shù)據(jù)，最終結(jié)果顯示所有差分后的數(shù)據(jù)在5%的顯著性上變?yōu)槠椒€(wěn)狀態(tài)，故可進行下一步協(xié)整分析。

表1 ADF單位根檢驗

(二)協(xié)整檢驗

平穩(wěn)的時間數(shù)據(jù)才能進行協(xié)整檢驗，由表1ADF檢驗可知，差分后的各變量是一階單整平穩(wěn)序列。Johansen協(xié)整檢驗DLNY、DX1、DX2、DX3這四個變量時，不言而喻首先確定其滯后階數(shù)，根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則，判別出滯后期2是DLNY、DX1、DX2、DX3最佳期數(shù)。又因為該模型規(guī)定協(xié)整檢驗的滯后階數(shù)必須比向量自回歸模型階數(shù)小1，故Johansen檢驗滯后期確定為1，最后檢驗變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，協(xié)整檢驗結(jié)果見表2。表2說明了農(nóng)村金融發(fā)展效率、農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)和農(nóng)民收入增長這些變量呈現(xiàn)穩(wěn)定的線性組合，即它們存在協(xié)整關(guān)系。此外，對VAR進行科學(xué)嚴(yán)謹(jǐn)?shù)钠椒€(wěn)性檢驗之后，觀察圖1發(fā)現(xiàn)，該模型中的所有特征根均被包含在單位圓以內(nèi)，這足以證明VAR模型是非常穩(wěn)定的。

表2 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

圖1 AR根圖

由表2觀察，DLNY、DX1、DX2、DX3變量在Johansen協(xié)整檢驗下，存在多個協(xié)整關(guān)系，這些變量的標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程如下所示：

LNY=1.756998X1-0.028061X2+0.554151X3+μ

(7)

通過實證檢驗后得出該方程殘差項是平穩(wěn)的，因此這4個變量在1988-2018年這個時間區(qū)間是存在長期均衡關(guān)系。通過Eviews10軟件分析結(jié)果可知，X1、X3與LNY存在正向關(guān)系，而X2與LNY存在負(fù)向關(guān)系。上述方程中各協(xié)整向量反映了農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模每增加1個單位，農(nóng)民收入就增加1.756998個單位，農(nóng)村金融發(fā)展效率每增加1個單位，農(nóng)民收入就減少0.028061個單位。說明當(dāng)?shù)卣哟笳弑O(jiān)督與扶持，加強農(nóng)村各銀行的貸存轉(zhuǎn)化能力，促進農(nóng)村金融效率得以提高，在很大程度上也會有助于農(nóng)民收入增加。而農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)?？赡苤萍s農(nóng)民收入增加，這說明農(nóng)村地區(qū)主要重視發(fā)展第一產(chǎn)業(yè)，農(nóng)業(yè)貸款需求量大，而鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)銀行、農(nóng)村信用社受二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的影響，基于自身利益考慮，將金融機構(gòu)轉(zhuǎn)向城鎮(zhèn)金融市場建設(shè)，減少在農(nóng)村的涉農(nóng)貸款規(guī)模，部分市場經(jīng)濟落后的農(nóng)村，其農(nóng)村信用社網(wǎng)點數(shù)和村服務(wù)點遍布較少，不利于服務(wù)農(nóng)民。

(三)向量誤差修正模型

通過協(xié)整檢驗證明了變量LNY、X1、X2、X3之間存在長期均衡關(guān)系，但這些變量也出現(xiàn)短期偏離均值的情況，為此，引入向量誤差修正模型(VECM)，它是將變量由短期波動變化拉回到長期均衡時的調(diào)整力度。該協(xié)整方程中的ecm通常代表誤差修正項μ作為非均衡誤差項，在(7)式基礎(chǔ)上再做進一步變換，估計得到誤差修正序列如下：

ecm=LNY-1.756998X1+0.026551X2-0.554151X3

(8)

將(8)式代入向量誤差修正模型并根據(jù)OLS回歸后估計誤差修正系數(shù)，而Eviews軟件給出誤差修正系數(shù)是負(fù)的，因此是有效的修正，從而得出向量誤差修正模型方程表達(dá)式。

DLNYt=0.003873-1.257549DLNYt-1+0.060144DX1t-1

-10.70461DX2t-1-1.436383DX3t-1-0.285753ecmt-1

(9)

上述(9)式觀察方程可知，誤差修正項ecm的系數(shù)是負(fù)的0.285753，這與反向修正機制相適應(yīng)。在該方程中的D表示差分后的變量，所有差分后的自變量系數(shù)表達(dá)了對因變量短期動態(tài)規(guī)律的影響，模型方程中的滯后期用下標(biāo)t予以反映。ecm系數(shù)反映了相關(guān)變量對河南農(nóng)民收入偏離長期均衡的調(diào)整力度，這進一步說明當(dāng)農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入出現(xiàn)短期偏離狀態(tài)時，經(jīng)過-0.28573的調(diào)整力度拉回至長期均衡狀態(tài)。

(四)Granger因果關(guān)系檢驗

Granger(1969)提出檢驗的基本思想：如果x是y的因，但y不是x的因，則x的過去值可以幫助預(yù)測y的未來值，但y的過去值卻不能幫助預(yù)測x的未來值。格蘭杰關(guān)系并非是真正意義上的因果關(guān)系，頂多算是一種動態(tài)關(guān)系，表明一個變量對另一個變量有“預(yù)測能力”。通過上述協(xié)整檢驗可知，變量LNY、X1、X2、X3是長期均衡關(guān)系，接下來就用格蘭杰檢驗進一步分析它們的關(guān)系。結(jié)果見表3。

表3 河南地區(qū)農(nóng)民收入增長與農(nóng)村金融發(fā)展的Granger因果關(guān)系

觀察表3，總結(jié)出DLNY與DX1、DX2、DX3之間的關(guān)系，原假設(shè)“DX1不是引起LNY變化的Granger原因”，F(xiàn)檢驗出的統(tǒng)計值為0.542752，與之對應(yīng)的概率為0.0432，小于0.05，也就是說在5%的顯著水平下，拒絕原假設(shè)“DX1不是引起DLNY變化的Granger原因”，故說明接受備擇假設(shè)，即認(rèn)為DX1是引起DLNY變化的Granger原因。而原假設(shè)“DLNY不是DX1的Granger原因”的F統(tǒng)計值為1.906512，概率是0.8128，大于0.1，因此接受原假設(shè)，即DLNY不能成為DX1的Granger原因。與此同時，原假設(shè)為“DX2不是DLNY的Granger原因”，它的概率顯示0.9050，大于0.1，而DLNY也不能成為DX2的Granger原因，其概率為0.8852，大于0.1，所以DLNY和DX2兩者都未能成為雙向的Granger原因。同理可得，DX3和DLNY之間不能成為彼此的Granger原因。這進一步說明在促進農(nóng)民收入增長方面，河南地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展效率、規(guī)模發(fā)揮的積極效應(yīng)不明顯，仍然主導(dǎo)需求追隨角色，應(yīng)加強推動河南地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展供給領(lǐng)先的作用機制。

(五)脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解

格蘭杰檢驗結(jié)果反映自變量農(nóng)村金融發(fā)展的規(guī)模是因變量農(nóng)民收入提高的原因。在此基礎(chǔ)上借鑒Sims(1980)提出的向量自回歸做脈沖響應(yīng)分析，借鑒余興兵等的研究過程和方法依次建立DLNY和DLNY、DLNY和DX1、DX1和DLNY、DX1和DX1的脈沖響應(yīng)圖，通過脈沖響應(yīng)函數(shù)深入反映DLNY對DX1的強度變化。從圖2觀察可知，在滯后2期之前，河南地區(qū)農(nóng)村居民收入受到自身沖擊的負(fù)向影響比較大，但這種負(fù)向響應(yīng)在2期之后很快變小，說明對促進自身發(fā)展的效果十分明顯。農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模在短期內(nèi)對農(nóng)民收入的影響沖擊較大，在滯后3期時，負(fù)向效應(yīng)幅度最大，但是在滯后期3以后，這種負(fù)向響應(yīng)影響逐漸縮小，而且很明顯向正向響應(yīng)趨近。說明LNY經(jīng)過沖擊之后，LNY波動不斷走向上升且逐漸呈收斂狀態(tài)，在一定程度上提高了農(nóng)民收入，說明金融發(fā)展在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展中的重要性。此外，河南地區(qū)農(nóng)民收入這一因變量發(fā)出信息沖擊后，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模這一自變量呈現(xiàn)出波動響應(yīng)，但其正向沖擊時期較長，而負(fù)向沖擊極短。這種沖擊波動在滯后2.5期后基本呈現(xiàn)逐漸消失。

圖2 農(nóng)民收入與農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模對相關(guān)沖擊的脈沖反映

脈沖響應(yīng)的含義就是通過給隨機誤差項釋放一個標(biāo)準(zhǔn)差信息時，它會對內(nèi)生變量目前和今后的值產(chǎn)生影響，用方差分解更進一步說明各變量對自身及其他變量所做出的貢獻度，研究做出LNY、X1、X2、X3的方差分解情況，其結(jié)果如表4所示。DLNY的方差貢獻率從第1期的100%下降至65%，第2期貢獻度下降到83%，隨后一直下降，但DLNY的貢獻度一直保持在65%以上，可能原因是政策的不確定性以及市場環(huán)境等因素均使得農(nóng)民收入產(chǎn)生波動。X1對LNY的貢獻度從第1期的0上升到第10期的1.52%，信貸規(guī)模的普及為農(nóng)民創(chuàng)造了申請貸款的機會，使大部分農(nóng)民認(rèn)知到非農(nóng)投資發(fā)展的前景，從而獲得更多非農(nóng)收入。X2對LNY的貢獻度從第1期的0上升到第10期的24%。而X3對LNY的貢獻度從第1期的0慢慢上升，在滯后5期時達(dá)到最大9.03%，但是受自身波動作用其貢獻度總體趨勢逐漸減弱的影響，X3對LNY的貢獻度比較小，農(nóng)民收入的貢獻度受自身影響最大。

表4 農(nóng)民純收入的方差分解結(jié)果

三、結(jié)論

通過研究1988-2018年河南統(tǒng)計數(shù)據(jù)，構(gòu)建VAR模型進行實證研究。從長期來看，河南地區(qū)農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、結(jié)構(gòu)能夠推動農(nóng)民收入增長，而農(nóng)村金融發(fā)展效率在一定程度上抑制農(nóng)民收入增長，說明農(nóng)村金融發(fā)展效率對農(nóng)民收入提高存在一定滯后期。通過研究脈沖響應(yīng)給出結(jié)論，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模在長期中會使得農(nóng)民收入上升，結(jié)合實證研究，提出針對性建議：一是金融資源是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的重要力量，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展為金融機構(gòu)的良好運轉(zhuǎn)注入活力，應(yīng)大力促進農(nóng)村金融資源供給與農(nóng)民實際訴求相符合，使得金融服務(wù)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展無縫銜接，促進金融資源配置效率提高。加強對農(nóng)村信用、郵政儲蓄銀行等金融機構(gòu)存款和貸款的監(jiān)督管理，提高農(nóng)業(yè)存貸款轉(zhuǎn)化，破解農(nóng)戶和小微型企業(yè)融資難、放款慢的堵點，最終改善金融機構(gòu)不愿貸的狀況。在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略下，應(yīng)該根據(jù)農(nóng)村地區(qū)不同的自然稟賦，提供適合的金融產(chǎn)品，降低農(nóng)民貸款的門檻，提高農(nóng)民貸款積極性，使得農(nóng)村金融機構(gòu)和農(nóng)村收入?yún)f(xié)同發(fā)展。二是金融服務(wù)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展是農(nóng)民收入增加的題中應(yīng)有之義，政府應(yīng)該構(gòu)建政策長效機制，將河南地區(qū)農(nóng)村金融服務(wù)范圍擴大至一二三產(chǎn)業(yè)中，深層次、寬領(lǐng)域引進農(nóng)村金融主體，擴大存貸款總額，進一步發(fā)力縮小金融支農(nóng)功能服務(wù)的空白地帶，使得各類銀行保險服務(wù)在農(nóng)村社會中做到精耕細(xì)作。此外，政府應(yīng)給每個村擴大金融網(wǎng)點，一方面實現(xiàn)農(nóng)村金融服務(wù)供需平衡，農(nóng)民得到資金保障后，購買農(nóng)機具為種植農(nóng)業(yè)發(fā)展提供內(nèi)生動力，另一方面也能推動農(nóng)村農(nóng)業(yè)銀行、商業(yè)銀行、信用社的良性發(fā)展。三是農(nóng)村金融結(jié)構(gòu)的合理性對于農(nóng)村發(fā)展至關(guān)重要，政府應(yīng)該調(diào)整農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)，把控好農(nóng)信社的貸款余額與金融機構(gòu)的貸款余額，監(jiān)督規(guī)范金融市場發(fā)展，在投資鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)建設(shè)和三農(nóng)發(fā)展方面，必須合理分配資金貸款比例和各類銀行的貸款供給力度，使得金融機構(gòu)發(fā)展成為農(nóng)民收入提高的助推器和重要引擎。