山西省农村金融发展对农村居民消费的影响

曹晋　李丽

摘要：农村金融发展是促进农村居民增收和提高农村居民消费水平的重要工具。以山西省为例，选取1988～2019年的宏观统计数据，研究农村金融发展对农村居民消费的作用机制，并检验其是否存在中介效应。研究发现，山西省农村金融发展规模和农村金融发展结构均与农村居民消费显著正相关，而农村金融发展效率和农村居民消费水平负相关，金融发展规模对居民消费的影响存在显著的中介效应，金融发展结构对居民消费的影响为直接效应，不存在中介效应。为提高山西省农村居民消费水平，建议金融机构应提高金融服务能力，扩大信贷规模，加大金融工具创新，提供灵活便捷的融资放贷，提高金融发展对农村居民消费的贡献。

关键词：农村金融发展;农村居民消费;中介效应

一、引言

近年来我国经济向着“新常态”方向转变，在刺激经济持续稳定增长的过程中，投资与出口的拉动作用逐渐放缓，而消费对经济增长的作用越来越明显，在城镇消费市场逐渐饱和的状况下，党和国家逐渐转移了工作重心，越来越关注农村居民的消费问题。2020年2月发布“中央一号文件”再次强调了解决“三农”问题的重要性，并指出要继续抓好安全稳定就业，增加农村居民收入，促进农村居民消费，维护农村社会的和谐稳定。

山西省地处我国中部，农村金融体系不健全，金融发展明显滞后。截至2019年，山西省农村信用社的机构数量为108家，地区村镇银行数量仅占全国村镇银行总数的4.7%。山西省农村人口众多，但消费支出较低。截至2019年底，农村常住人口为1508.57万人，农村居民的人均消费为9728元，而城镇居民人均消费为21159元，两者差距较大。由此看来，山西省农村金融体系发展滞后，人口较多，消费需求增长潜力大，消费市场广阔。因此有必要研究山西省农村金融发展对农村居民消费的内在影响机制。

二、文献回顾与理论分析

（一）关于金融发展与消费关系的文献梳理

国外学者关于金融发展与消费之间关系的研究主要针对全体居民，未划分城镇居民与农村居民，没有进行异质性分析。Flavin（1981）的研究表明：流动性约束越大，对居民消费的影响越大，消费者会根据自己的实际收入水平进行消费。Jappell 和 Pagano（1989）通过研究发现，随着地区金融的不断发展，居民可以通过金融信贷获得可用资金，从而可以通过适度地超前消费提高消费水平。Maria 和 Geolach（2001）研究了英国居民的消费行为，发现在完全自由市场中，金融发展会降低信贷约束，刺激居民消费。这与Bayoumi（1993）的研究结论一致。

由于我国农村经济发展落后，城乡收入差距过大，农村消费不足等问题一直备受社会各界关注，因此国内关于金融发展与农村居民消费的研究成果较为丰富。文启湘、刘卫锋（2005）从农村金融发展与农村居民增收、农村居民消费倾向等方面，通过理论研究表明农村金融发展有助于提高农村居民的收入，缓解农村居民的流动性约束，刺激农村居民消费。倪超军（2018）发现农村金融发展效率提升了农民消费。郭震（2019）研究了中国农村金融效率与消费结构的关系，表明农村金融效率对消费结构具有促进作用。国内学者普遍认为农村金融发展有助于提高农村消费水平，但是多基于全国层面，区域性的研究较少。

（二）農村金融发展影响农村消费水平的理论分析

对于山西省农村金融发展对农村居民消费水平影响的研究，可以从直接影响和间接影响两个方面进行分析。

关于直接影响，农村金融的发展带动了消费信贷的增长，满足了农民的资金需求，总效用得以增加，农民实现了当期消费和跨期消费，消费水平得到提高。

关于间接影响，收入是影响消费的最重要的因素之一。山西省农村金融的发展能够为农业发展提供信贷支持，提升农业生产效率和农业产业升级，同时也可以带动第二产业和第三产业在农村地区的发展，促进山西省农村居民更好地进行生产经营，提高农村居民的家庭经营性收入。山西省农村金融的发展带动农村企业的发展，为农村居民提供更多的就业岗位，提升农村居民的工资性收入。另外，政府采取转移支付措施，使财富分配向农村中低收入群体倾斜，可以直接增加农村居民的可支配收入，缩小城乡收入差距，刺激农村居民消费。具体影响机制如图1所示。

三、模型设计与变量说明

（一）模型设计

本文将农村金融发展水平引入传统消费函数，并将其作为影响消费的重要解释变量，得到新的消费函数的表达式。该表达式能够反映农村金融发展水平与农村居民消费及农村居民可支配收入与农村居民消费之间的关系。

其中C表示农村居民的人均消费支出，Y表示农村居民的人均可支配收入，F表示农村金融发展水平。用农村金融发展规模（FS）、效率（FE）和结构（FC）来具体度量农村金融发展水平（F），可以得到反映农村金融发展水平的函数关系式：F=f2（FS，FE，FC）对F全微分并令

因此，可得到如下可以反映农村金融发展与农村居民消费关系的模型：

dCt=α0+α1dFSt+α2dFEtα3dFCt+α4dYt+εt

其中，α0是一个常数项，α1，α2，α3分别代表山西省农村金融发展的规模、效率和结构的边际消费，α4表示农村居民人均可支配收入的边际消费倾向，εt为随机误差项，t为时间变量。Ct代表了第t年山西省农村居民的人均消费支出，FSt、FEt和FCt分别代表第t年山西省的农村金融发展规模、效率和结构，Yt代表第t年农村居民人均可支配收入。

为了便于检验山西省农村金融发展的各变量对农村居民人均消费支出的影响，本研究以此模型进行实证分析：

LnCt=α0+α1LnFStα2LnFEt+α3LnFCt+α4LnYt+α5It+εt

（二）变量选取

被解释变量：山西省农村居民人均消费支出（C）。

核心解释变量：山西省农村金融发展规模（FS）、效率（FE）和结构（FC）。选取山西省农村金融发展规模（FS）、效率（FE）和结构（FC）三个指标来衡量山西省农村金融发展水平。

山西省金融发展规模采用农村存贷款余额与农村社会生产总值的比值表示;山西省金融发展效率采用农村贷款余额与存款余额的比值表示;山西省金融发展结构采用乡镇企业贷款余额与贷款余额的比值表示。

控制变量：农村居民收入指标（Y）。农村固定资产投资（I），采用农村固定资产投资与农村社会生产总值之比表示。

四、实证分析

（一）平稳性检验

本文首先采用ADF检验，分析各时间序列指标的平稳性。由ADF检验结果可知，在一定的显著性水平下，变量LnFS、LnFE、LnFC、LnC、LnY、I为非平稳序列，但一阶差分通过了单位根检验。

（二）直接效应检验——OLS法

本文采用最小二乘法（OLS）进行回归分析。以农村居民人均消费支出（C）作为被解释变量，以农村金融发展规模（FS）、效率（FE）和结构（FC）作为解释变量，以农村居民人均可支配收入（Y）和农村固定资产投资（I）作为控制变量。具体的模型回归结果如表1所示。

LnCt=α0+α1LnFStα2LnFEt+α3LnFCt+α4LnYt+α5It+εt

从结果来看，山西省农村金融发展规模（FS）和农村金融发展结构（FC）的回归系数分别为0.127和0.109，在1%和5%的水平上显著，对农村居民的人均消费水平有一定的积极影响。农村金融发展效率（FE）的回归系数是-0.026，但不显著，说明山西省农村金融发展的效率对农村居民消费水平的贡献并不高。农村人均可支配收入（Y）的回归系数为0.855，在1%水平上显著。这说明农村人均收入（Y）仍然是农村人均消费水平（C）的主要决定因素。农村固定资产投资（I）的回归系数为0.254，在5%水平上显著，说明山西省农村居民固定资产投资对农村居民消费具有正向影响。

（三）间接效应检验——中介模型

1. 關于农村金融发展规模的中介效应问题

本文将山西省农村居民人均可支配收入作为中介变量，建立以下中介效应模型：

LnCt=β0+β1LnFSt+β2LnIt+μ1，t（1）

LnYt=γ0+γ1LnFSt+γ2LnIt+μ2，t（2）

LnCt=δ0+δ1LnYt+δ2LnFSt+δ3LnIt+μ3，t（3）

上式中δ2为直接效应，δ1γ1为中介效应，中介效应在总效应中所占比值为δ1γ1/（δ2+δ1γ1），直接效应在总效应中所占比值为δ2/（δ2+δ1γ1）。将数据代入三个模型中，得到如表2所示结果。

由表2知，山西省农村金融发展规模的系数为1.034，且在1%水平上显著，表明山西省农村金融发展规模在一定程度上提升了农村居民人均消费水平。

式（2）的回归结果中，农村金融发展规模的系数为0.912，且在1%水平上显著，表明山西省农村金融发展规模在一定程度上提升了农村居民人均可支配收入。

式（3）的回归结果中，农村金融发展规模的回归系数为0.194，表明山西省农村金融发展规模每增长1个单位，山西省农村居民人均消费水平将增加0.194个单位;山西省农村居民人均可支配收入的回归系数为0.921，在1%水平上显著，说明农村居民的消费受收入水平的影响较大;农村固定资产投资的回归系数为0.350，在1%水平上具有显著性，说明农村固定资产投资对农村居民消费具有积极影响。

参照Mackinnon（1995）等人的测算中介效应大小的方法，通过表2中的系数来计算检验中介效应是否存在以及具体数值，计算得出山西省农村居民人均消费的中介效应为81.25%，说明山西省农村金融发展提升了山西省农村居民消费水平，通过中介效应促进了农民增收，进而促进居民消费的提高。

表3中Sobel的Z值为3.931，所以显著拒绝原假设，即存在中介效应。

表4中的bootstrap检验结果显示0，不在置信区间（0.1366528，0.2636628）中，说明中介效应显著，即存在中介效应。

2. 关于农村金融发展结构的中介效应问题

将山西省农村居民人均可支配收入作为中介变量，建立以下中介效应模型：

LnCt=θ0+θ1LnFCt+θ2LnIt+ω1，t（4）

LnYt=τ0+τ1LnFCt+τ2LnIt+ω1，t（5）

LnCt=φ0+φ1LnYt+φ2LnFCt+φ3LnI+ω3，t

（6）

其中φ2为直接效应，而φ1τ1为中介效应，因此中介效应在总效应中的比值为φ1τ1/（φ2+φ1τ1），直接效应在总效应中的比值为φ2/（φ2+φ1τ1）。将数据代入三个模型中，得到结果如表5所示。

由表5可知，模型（4）中农村金融发展结构的系数为0.404，且不显著，即检验停止，说明农村金融发展结构对农村居民消费的影响不存在中介效应。

3. 稳健性检验

为了保证上述估计结果的有效性，考虑到了山西省农村居民人均消费水平与农村金融发展可能互为因果的内生性问题，以山西省农村金融发展的滞后项作为工具变量，采用滞后变量自回归模型进行稳健性检验（见表6）。结果发现上述结论仍稳健可靠。

五、结语

研究发现，山西省农村金融发展水平从农村金融发展规模和结构两个方面提升了农村居民的消费水平，而农村金融发展效率却抑制了农村居民消费。山西省农村金融发展规模对农村居民消费水平的影响存在中介效应，金融发展结构对消费水平的影响不存在中介效应。基于此，本文提出以下几方面的对策建议：

第一，健全农村金融体系，拉动农村居民消费。要积极抓住“十四五”发展机遇，加强农村资本市场建设，努力发展农村证券业务、保险业务和信托业务市场，加快村镇银行建设，加大对农村居民资金要素的供给，促进农村居民增收，提高消费水平。

第二，提高对乡镇企业的支持力度，为农村居民增加就业机会。努力健全城乡一体化发展机制，促进城乡平等的交流和双向流动，继续增加对乡镇企业的支持，促进乡镇企业的发展和创新。

第三，创新农村金融服务，提高农村金融发展效率。提高农村金融机构金融服务能力，扩大信贷规模，加大金融工具创新，提供灵活便捷的融资放贷。加快农村居民金融知识的普及，创新绿色信贷的发展，促进传统农业的转型升级，增加农村居民收入和消费支出。

第四，加强农村金融风险管控，确保农村金融安全发展。加强外部监管，充分发挥市场机制作用，形成良好的金融市场氛围，使正规与非正规金融机构在良好的市场氛围中有序竞争。建立风险预警體系，在遇到异常情况时，能够及时分析并发布预警，控制风险，最大限度地减少损失。完善相关法律法规，确保农村良好金融秩序的形成。加强社会信用体系建设，明确借款者的信用状况和还款能力，同时加强自身的风险管控能力，积极对市场情况进行监控，防范潜在风险。

参考文献：

[1]Marjorie A.Flavin.The Adjustment of Consumption to Changing Expectations about Future Income[J].Marjorie A.Flavin，1981，89（05）：974-1009.

[2]Jappell，Pagano.Consumption Function and Capital Market Imperfections：an Intertemporal Comparision[J].American Economic Review，1989（79）：1088-1105.

[3]Bayoumi. Financial Deregulation and Consumption in the United Kingdom[J]. The Review of Economics and Statistics，1993，75（03）：536-539

[4]文启湘，刘卫锋.扩大农民消费需求的金融支持研究[J].湘潭大学学报（哲学社会科学版），2005（01）：13-16+146.

[5]倪超军，王燕.农村金融发展、城乡收入差距与农民消费——基于省际面板数据SYS-GMM和分位数回归的实证分析[J].商业经济研究，2018（23）：114-116.

[6]郭震.农村金融市场结构、金融效率与农村消费结构的关系研究[J].商业经济研究，2019（22）：174-177.

（作者单位：云南师范大学泛亚商学院。李丽为通信作者）