农村金融的间接减贫效应分析：安徽宣城数据

刘 炯，吴海军，李萍萍

（宣城职业技术学院，安徽 宣城 242000）

改革开放以来，伴随着经济的巨大成功，我国贫困问题得以有效缓解。经过多年的努力，截至2018 年4 月，宣城市贫困人口只有2 240人，但农村贫困人数占总贫困人口的比例仍高达79.1%[1]，农村贫困依然是宣城市城乡经济协调发展的掣肘，减低直至消除贫困依然是实现宣城市经济社会可持续发展的重要任务。现有的研究业已表明，农村金融发展减缓农村贫困，既具有直接效应，亦发挥间接效应，而且间接效应明显高于直接效应[2]，为此，本文使用EVIEWS9.0 软件，采取协整检验与格兰杰因果关系检验等方法，分析宣城市农村金融发展通过农村经济增长的间接减贫效应，以期为宣城市以及经济发展水平相当的地区金融扶贫提供数据支撑。

一、模型设定、变量选取与数据说明

（一）模型设定

依据总量生产函数，把农村金融作为一项独立的投入，反映农村经济产出（增长）和农村金融发展的生产函数如下：

其中，F 表示农村金融发展，为模型（1）的解释变量；K表示不变的农村资本投入，本文不考虑农村金融直接减贫效应，所以假设资本投入不变；L 代表农村劳动力投入，为模型的控制变量；Y 表示农村经济产出。模型（1）可简化为：

宣城市地处安徽省东南边陲，经济与金融发展相对滞后，贫困群体得到金融支持的能力与机会有限，农村金融发展主要通过农村经济增长间接缓解贫困，故而将农村经济增长减低农村贫困的模型设定为：

其中，POV代表农村贫困。

综合来看，模型（2）刻画农村金融发展对农村经济增长的影响，模型（3）反映农村经济增长减低农村贫困的作用机制，Y 作为中介变量，传导解释变量F 对被解释变量POV 的间接影响，检验农村金融发展是否通过农村经济增长间接减低农村贫困。

（二）变量选取

对贫困水平的衡量是本文的被解释变量，选用农村居民恩格尔系数，并用ECO表示，该系数越大，说明农民更多的收入用于基本生存消费，农村居民家庭越贫困。反之，该系数越小，意味农民精神文化方面的花销更大，贫困逐渐降低；中介变量为对农村经济增长的衡量，选用农村居民人均个人可支配收入，并用PDI 表示，它代表农村居民可以自由支配的收入水平，是农村居民消费支出最为重要的决定因素；尽管宣城市农村金融市场有农业银行、邮储银行、村镇银行与民间金融等，但合作金融机构仍是其主力军，因此采用农村合作金融机构存款与贷款总额对第一产业生产总值之比来衡量农村金融发展，并将其定义为农村金融相关比率，用RFIR 表示，作为解释变量。RFIR越大，说明农村金融发展规模越大水平越高；本文主要研究农村金融间接减贫效应，将农村劳动力投入视为控制变量，采用第一产业就业比例表示，记为RE。

（三）数据说明

考量时间序列数据的可得性、可比性与有效性，本文选取2003至2018年的年度数据，全部来源于2004～2019年度的《宣城统计年鉴》，在正式分析讨论之前，以2003 年为基期，对PDI 使用消费者价格指数进行调整，扣除价格变动因素以反映农村居民实际收入水平；并对PDI 进行对数变换，记为LNPDI，以免数据波动幅度过大可能影响计量分析。

二、计量分析

（一）单位根检验

现实中的有关经济问题的时间序列大多非平稳，需要进行平稳性检验，以避免出现虚假回归。如果原序列不平稳，则需要作出差分处理，然后再对差分执行平稳性检验。

用 ΔECO、ΔLNPDI、ΔRFIR 与 ΔRE 依次表示变量ECO、LNPDI、RFIR 与RE 的一阶差分，采用ADF 检验法进行检验，表1给出检验结果。

表1 说明，三种显著性水平下，变量ECO、LNPDI、RFIR 与RE 的原序列都不平稳。一阶差分后，ΔECO、ΔRFIR、ΔLNPDI 与ΔRE 都在5%的显著性水平下平稳，是以ECO、LNPDI、RFIR 与RE 皆为一阶单整序列，可能具有某种稳定的线性组合，可以展开协整分析。

（二）协整检验

按照检验对象的不同，协整检验分为两类：其一，基于回归结果中的残差项，采用ADF 检验法检验，如Engle-Granger 两步检验法；其二，基于回归参数，比如Johansen协整检验[3]。由于ECO、LNPDI、RFIR 与RE 都是I（1）过程，符合协整分析的条件，因而使用Engle-Granger 两步检验法进行回归分析并检验变量之间是否具有协整关系。

首先，运用普通最小二乘法构建LNPDI 与RFIR、RE的回归模型，估计LNPDI与RFIR、RE的长期均衡关系：

常数项与变量RFIR、RE 的t 检验统计量值分别为32.666 6、5.087 4、-6.790 4，其相应的P 检验的值顺次为0.000 0、0.000 2、0.000 0，R2=0.980 5，Adjusted R2=0.987 8，F=326.15，常数项与变量RFIR、RE都是显著的，方程拟合效果很好。在回归方程（4）的窗口下，生成残差序列e1，如果其水平序列平稳，那么LNPDI 与RFIR、RE 则具有（1，1）阶协整关系。因此，需要对e1的水平序列进行单位根检验。

表1 单位根检验表

表2 显示，e1在1%显著性水平下平稳，表明农村居民人均可支配收入LNPDI与农村金融相关比率RFIR之间存在着长期均衡的协整关系，且二者之间呈现正向关系，即农村金融相关比率越大，农村居民人均可支配收入越高，实证结果符合传统的金融发展理论。究其原因，长期来看，农村金融规模的扩大，为农村生产经营以及农业现代化建设提供资金支持，促进农村经济产业化与工业化发展，优化农村资源配置，推动农村技术进步，而后促进农村经济增长，带动农民收入增加。

协整方程（4）还表明，第一产业就业比例RE 负向影响农村经济增长LNPDI，其原因是，在一定的技术条件以及其他投入不变的情况下，农村劳动力投入过多，已经超过生产要素的最适比例，其隐含的政策建议是，转移农村过剩的劳动力，将提高农村生产效率，促进农村经济增长。

其次，运用普通最小二乘法建立ECO与LNPDI的回归模型，估计二者之间的长期均衡关系：

ECO=1.325 1-0.106 7LNPDI

表2 残差项单位根检验结果

常数项与变量LNPDI的t检验统计量值分别为13.685 3、-9.541 7，其相应的P 检验的值均为零，R2=0.866 7，Adjusted R2=0.857 2，F=91.04，常数项与变量LNPDI都是显著的，方程拟合效果较好。在回归方程（5）的窗口下，生成残差序列e2，表3 反映e2水平序列在1%显著性水平下平稳。表明农村居民恩格尔系数ECO与农村居民人均可支配收入LNPDI 之间存在着长期均衡的协整关系，且二者之间呈现负向关系，即农村居民人均可支配收入越高，农村居民恩格尔系数越小，贫困程度越低，这与国内外学者的主流观点是一致的。究其根源，长期内，在经济增长的带动下，贫困地区的社会财富水平不断提高，教育培训与卫生健康条件得到改善，生产效率逐步提升，贫困人口从事非农生产活动的技能增加机会提升，贫困家庭收入来源渠道不断扩大且收入不断增加，同时经济增长带来税收增加，使得政府能够为贫困群体提供更多的就业机会，并有更多的财力向贫困群体提供转移支付与保险保障，进而产生积极的减贫效应[4]。

综合回归方程（4）、（5），农村金融相关比率与农村居民人均可支配收入之间呈现长期稳定的正向关系，农村居民人均可支配收入与农村居民恩格尔系数之间呈现长期均衡的负向关系，据此判断，农村金融发展通过农村经济增长这一传导中介发挥积极有效的间接减贫作用。

（三）格兰杰因果检验

协整分析反映，变量RFIR 与LNPDI、RE 与LNPDI、ECO 与LNPDI 均存在协整关系，为了探讨它们之间究竟存在什么样的因果关系，本文运用格兰杰因果关系检验法进行检验。

表3 G ranger因果关系检验结果

表3 可知，在5%的显著性水平上，RFIR 拒绝原假设，是LNPDI的格兰杰原因，LNPDI接受原假设，不是RFIR的格兰杰原因，RFIR与LNPDI之间存在单向的格兰杰因果关系；在5%的显著性水平上，LNPDI 是ECO 的格兰杰原因，但ECO不是LNPDI的格兰杰原因，ECO与LNPDI之间亦仅存在单方向的格兰杰因果关系。显然，农村金融相关比率RFIR对农村居民人均可支配收入LNPDI以及农村居民人均可支配收入LNPDI对农村居民恩格尔系数ECO都存在显著的格兰杰影响，农村金融发展促进农村经济增长，农村经济增长减低农村贫困，这和我们的协整分析结果保持一致。

格兰杰检验还表明，农村经济增长LNPDI 是第一产业就业比例RE的单方向格兰杰原因，原因是农村经济增长扩大非农生产，非农就业机会增加，转移第一产业多余劳动力，扩大农村居民收入来源渠道，增加农村居民收入，减缓农村贫困。

三、结论与建议

（一）结论

协整分析表明，宣城市农村金融发展与农村经济增长之间、农村经济增长与农村贫困减低之间皆存在着长期稳定的均衡关系，农村金融发展正向影响农村经济增长，农村经济增长反向影响农村贫困。这说明，农村金融发展为农村生产提供资金，发展农村生产，促进农村经济增长，农村经济增长改善农村生产要素条件、带动农村生产力水平提升、向农村居民提供更多的就业机会，使得农村居民家庭收入来源多样化，多渠道增加农村居民收入，进而缓解农村居民贫困。

格兰杰因果关系检验显示，宣城市农村金融发展单方向促进农村经济增长，农村经济增长单方向减低农村贫困，农村金融发展通过农村经济增长对农村贫困减低产生间接影响。

（二）建议

第一，扩大贫困地区金融供给。加强合作金融、鼓励商业性金融、支持政策性金融、引导民间金融，改善农村金融服务，增加农村地区金融资源投放，扩大农村金融规模，推进农村产业化与工业化经营，助力现代农业与地方特色农业发展，推动贫困地区经济增长，增加就业机会，提升农村居民收入水平，带动贫困人口减贫。

第二，优化农村金融生态。首先，加强农民生产知识与技能的培训，加大农村下一代的教育投入，通过“扶智”带动农村劳动者人力资本与就业机会的提升。其次，大力宣传金融扶贫政策以及成功脱贫的经典案例，增强贫困人口利用金融减贫的意识，提升贫困人口脱贫的动机与能力，积极“扶志”。最后，基于贫困人口的家庭资产状况、生产能力与发展前景，灵活构建贫困地区信用评级制度，依照信用等级确定授信条件，推动金融减贫可持续发展[5]。

第三，完善和创新涉农保险产品。一是扩大新农村合作医疗保险的保险范围，提高贫困人口个人缴费部分财政补贴，提升大病保险报销比例，增强卫生健康水平，彻底杜绝因病致贫，因病返贫，保护既有的减贫成果。二是加大农业政策性保险的财政补贴，提高农户投保率，给高风险性的农业生产搭建一道基本的安全防线。三是创新发展贫困地区创业保险产品，为贫困人口信用增级，为创业保驾护航，为农村减低贫困提供一份坚实的保障。