基于VAR模型的河南农村金融发展与农民收入的实证分析

宋保胜，王 丽

(河南农业大学 经济与管理学院，河南 郑州 450046)

农民收入问题已成为新时期三农发展的着力点，是农业现代化发展的终极目标。“十四五”规划强调要强化高质量金融服务农业经济发展的能力，活跃农村经济市场，促进农民收入获得实质性进展，为三农发展注入“血液”。据统计，1978年，我国绝大部分的农村居民家庭人均纯收入是133.6元，到2010年时达到了5980元，增长近40倍，成就斐然。囿于城市拥有发达的经济环境和市场环境，很大程度上发挥了虹吸效应，进而拓展了城市居民收入的提升空间，而传统的农村环境使得市场空间狭小，致使农村居民人均纯收入远远低于城市居民，这种收入差距由1978年的2.57∶1增加到2010年的4.33∶1，这需要加强顶层设计与问计于民相统筹，破解影响农民收入增加的堵点和难点。河南省享有“中原粮仓”的称号，顾名思义，农村人口占比相对较大，随着我国金融惠农政策的不断改革和普及，河南省农村金融在农业发展和农民收入方面取得了阶段性成果，但仍有部分农村金融供给端出现滞后问题，农民增收困难和农村金融发力不足成为当前农村环境的现实反照。如何使农村金融与三农发展统筹衔接，国家出台了相关促进农民增收的文件指南，提出要从农村需求这一视角出发，创新金融机构对三农的服务机制，推动借贷资金用于发展现代农业产业，鼓励农户小额信用贷款，建立“金融服务下沉”赋能“农村资源释放”的长效机制。同时，精准创新农村金融政策，加强政策导向与农村实际需求有效衔接，提高建设农村贷款公司、村镇银行等贷款机构，促进金融政策倾斜农村发展，缓解三农领域贷款压力，打破金融产品受限的局面。2021年，农业农村部相继发布了《社会资本投资农业农村指引》，强调在以农民主体地位和根本利益的前提下，增加乡村振兴金融服务模式，继续扩大金融服务“三农”模式试点范围，使得现代种养业、农副产品加工业、乡村现代化服务业等多个领域相互融合。同时，要按照农户需求差异性特征，各类农业银行、信用社需要打造乡村振兴金融，构建县域、村域服务三农发展的信贷体系，在农民贷款中加强贷款力度，提高三农贷款精耕细作的管理水平，推动金融振兴乡村，推陈出新提高金融服务质效。国内外诸多学者也非常重视农村金融发展动态，他们分别从不同视角阐述农村金融发展与农民收入之间的逻辑关系。其中，王淑英等利用2000-2009年30个省份数据，构建Durbin面板实证模型，分析农村金融发展与农村经济之间的长期均衡关系[1]。赖薇薇认为，在广袤的农村推广普及农业科技，离不开综合健全的农村金融产品和资金支撑，发挥金融服务功能在很大程度上能够推动农业科技迈进一大步，发挥联动效应进而创造粮食收入[2]。余新平、熊皛白等进行实证检验，探讨农村存款、农业保险赔付对农民收入提高有积极作用[3]。贾立、王红明运用1978-2008年西部地区统计数据，基于计量模型角度，运用脉冲响应分析了农村金融发展规模、效率、结构与农民收入之间的响应轨迹及动态变化[4]。 LIN Yonghui认为构建农村金融市场发展机制，促进农村金融市场循环发展及金融资源开放共享，从而带动经济高质量发展，缩小收入鸿沟[5]。刘晓瑜、杨念建立VAR模型，进一步实证分析农村金融发展规模会对农民收入产生促进作用，完善的金融基础设施会推动农村社会经济发展[6]。孙继辉结合新时代农村发展愿景，创新现代化农村信贷政策为农民收入提高带来新导向、新思路[7]。吴晓求指出，金融是农村社会经济发展的驱动力，是实体经济和农民收入上升的血脉，应从金融创新和金融监管角度出发，构建服务化的农村金融体系[8]。张乐、黄斌全等构建面板数据，运用固定效应模型解释受制度规制的农村金融，很大程度上限制农业经济高质量增长，即政府制定的金融制度未能融合于经济制度[9]。赵洪丹、赵宣凯等人建立面板数据计量模型研究发现，当农村金融发展机制经过创新后，农村经济发展产生递增效应，城乡收入差距出现递减效应[10]。朱德莉运用VECM模型深入分析农村金融发展与农民收入之间的关系[11]。

综上所述，已有的研究成果从不同的角度探讨农村金融发展如何促进农民收入增加，但大多是从表面分析了两者之间的关系，从农村金融服务发展、金融资源高效配置与农民收入提高这三方面的实证研究比较缺乏。因此，本文在已有研究基础上，引入生产函数，基于河南农村实际情况，从农村金融供给服务农村经济发展的微观机理入手，构建VAR计量经济模型，实证检验农村金融发展怎样促进农民收入，厘清新时代农村金融发展如何助推农民收入提高的内部机理，也为今后其他农村地区金融创新发展提供新的方法借鉴。

一、模型构建、数据来源与指标设计

(一)模型构建

为了深入分析河南省农村地区金融发展与农民收入增长之间的内在逻辑，根据柯布—道格拉斯生产函数的传统分析框架，将农村金融发展的规模、效率和结构引入传统函数中，并将其作为一项“要素投入”进行生产，获得最大产出。借鉴余新平等[3]学者采用的研究方法，将衡量农村金融发展的各要素引入生产函数，生产函数表示为:

Y=f(L,K)

(1)

(1)式中Y表示农民收入，K表示农业资本总投入，L表示劳动力投入。

考虑到农村金融发展相关数据的可获得性，最终选取农村金融发展规模、农村金融发展结构、农村金融发展效率作为度量河南农村金融发展水平的指标，分别用X1、X2、X3表示，即农村金融发展水平是这三个变量的函数:

F=h(X1,X2,X3)

(2)

对(2)式进行高数计算取全微分，然后代入式(1)计算转化整理可得

(3)

(3)中β1反映资本的边际产出，而β2、β3、β4又分别反映X1、X2、X3这些变量的边际产出。假定给dP左右两边同时除以m用以解释农民人均收入良性发展，通过转化计算得到以下农村人均产出增长模型方程：

dp/m=β1dK+β2dX2+β3dX3

(4)

如果不考虑财政支农强度和收入分配政策等因素的影响，用LNY代表农民人均纯收入，农村信用社存贷款总和与第一产业生产总值的比率(用X1)代表dk，印证了农村金融发展在农村社会发展中，确实对农民收入可持续增长有积极意义，进而研究计算获得以下基本计量模型：

dLNY=β0+β1dX1+β2dX2+β3dX3+μ

(5)

(5)式中β0表示常数项，μ表示随机误差项，β1、β2、β3分别代表各变量的弹性系数。由(5)式观察很显然看出LNY的农民收入水平量与X1、X2、X3变量及其滞后量之间在一定程度上具有稳定关系。考虑到相关变量会存在一定滞后性，为此设定VAR模型进行实证分析：

(6)

公式中的i表示滞后阶数。

(二)数据来源

涉及的变量包括农民收入水平、农村金融发展规模、农村金融发展效率和农村金融发展结构。

农民收入水平(LNY)。采用《中国统计年鉴》(1988-2018)中在扣除价格因素后，选定农村居民人均纯收入数据真实反映农民收入水平。

农村金融发展规模(X1)反映农村地区的金融发展水平的基本情况，规模的扩大，能够惠及并满足广袤农村的金融诉求。用农村信用社存贷款总和除以第一产业生产总值来反映其金融发展规模。

农村金融发展效率(X2)是指各银行加快储蓄贷款和储蓄存款之间的转化速度和能力。部分学者在研究金融发展效率指标时，通常在所学理论指引下，结合实际情况计算农村贷款余额与农村存款余额比值来解释，而本文在此基础上借鉴前人成果，根据河南农村经济环境，采用农村信用社贷款余额与存款余额的比值表达其发展效率，在这里存贷款比值越大，说明农村金融支农力度越强，服务三农的效率越高。

农村金融发展结构(X3)反映PPP模式下引入多元化金融机构为三农发展提供不同的金融服务，解决三农多方面需求，给予贷款建设农村现代农业产业园等各种企业发展，打破农民以种植农业为主的内卷化问题。本文选用金融机构的贷款余额与农信社的贷款余额之比表示农村金融发展结构，用X3表示。

数据来源方面，农信社存款余额、农信社贷款余额、农信社存贷款总和、第一产业生产总值的相关数据来源于《中国统计年鉴》(1988-2018)、《河南统计年鉴》，金融机构贷款余额相关数据来源于《中国金融年鉴》。

二、实证检验结果与分析

(一)单位根检验

为了实现时间序列数据平稳性，通过Eviews10软件对各序列数据进行单位根检验。囿于农村居民人均纯收入变量波动较大，影响实证结果准确性，为此对其取对数，用LNY表示。检验结果如表1所示，LNY、X1、X2、X3这些序列数据全部呈现非平稳状态，运用Eviews工具将其所有数据做差分处理，即DLNY、DX1、DX2、DX3依次表示一阶差分后的数据，最终结果显示所有差分后的数据在5%的显著性上变为平稳状态，故可进行下一步协整分析。

表1 ADF单位根检验

(二)协整检验

平稳的时间数据才能进行协整检验，由表1ADF检验可知，差分后的各变量是一阶单整平稳序列。Johansen协整检验DLNY、DX1、DX2、DX3这四个变量时，不言而喻首先确定其滞后阶数，根据AIC和SC准则，判别出滞后期2是DLNY、DX1、DX2、DX3最佳期数。又因为该模型规定协整检验的滞后阶数必须比向量自回归模型阶数小1，故Johansen检验滞后期确定为1，最后检验变量之间是否存在协整关系，协整检验结果见表2。表2说明了农村金融发展效率、农村金融发展规模、农村金融发展结构和农民收入增长这些变量呈现稳定的线性组合，即它们存在协整关系。此外，对VAR进行科学严谨的平稳性检验之后，观察图1发现，该模型中的所有特征根均被包含在单位圆以内，这足以证明VAR模型是非常稳定的。

表2 Johansen协整检验结果

图1 AR根图

由表2观察，DLNY、DX1、DX2、DX3变量在Johansen协整检验下，存在多个协整关系，这些变量的标准化协整方程如下所示：

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

(7)

通过实证检验后得出该方程残差项是平稳的，因此这4个变量在1988-2018年这个时间区间是存在长期均衡关系。通过Eviews10软件分析结果可知，X1、X3与LNY存在正向关系，而X2与LNY存在负向关系。上述方程中各协整向量反映了农村金融发展规模每增加1个单位，农民收入就增加1.756998个单位，农村金融发展效率每增加1个单位，农民收入就减少0.028061个单位。说明当地政府加大政策监督与扶持，加强农村各银行的贷存转化能力，促进农村金融效率得以提高，在很大程度上也会有助于农民收入增加。而农村金融发展规模可能制约农民收入增加，这说明农村地区主要重视发展第一产业，农业贷款需求量大，而乡镇企业银行、农村信用社受二元经济结构的影响，基于自身利益考虑，将金融机构转向城镇金融市场建设，减少在农村的涉农贷款规模，部分市场经济落后的农村，其农村信用社网点数和村服务点遍布较少，不利于服务农民。

(三)向量误差修正模型

通过协整检验证明了变量LNY、X1、X2、X3之间存在长期均衡关系，但这些变量也出现短期偏离均值的情况，为此，引入向量误差修正模型(VECM)，它是将变量由短期波动变化拉回到长期均衡时的调整力度。该协整方程中的ecm通常代表误差修正项μ作为非均衡误差项，在(7)式基础上再做进一步变换，估计得到误差修正序列如下：

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

(8)

将(8)式代入向量误差修正模型并根据OLS回归后估计误差修正系数，而Eviews软件给出误差修正系数是负的，因此是有效的修正，从而得出向量误差修正模型方程表达式。

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

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

(9)

上述(9)式观察方程可知，误差修正项ecm的系数是负的0.285753，这与反向修正机制相适应。在该方程中的D表示差分后的变量，所有差分后的自变量系数表达了对因变量短期动态规律的影响，模型方程中的滞后期用下标t予以反映。ecm系数反映了相关变量对河南农民收入偏离长期均衡的调整力度，这进一步说明当农村金融发展对农民收入出现短期偏离状态时，经过-0.28573的调整力度拉回至长期均衡状态。

(四)Granger因果关系检验

Granger(1969)提出检验的基本思想：如果x是y的因，但y不是x的因，则x的过去值可以帮助预测y的未来值，但y的过去值却不能帮助预测x的未来值。格兰杰关系并非是真正意义上的因果关系，顶多算是一种动态关系，表明一个变量对另一个变量有“预测能力”。通过上述协整检验可知，变量LNY、X1、X2、X3是长期均衡关系，接下来就用格兰杰检验进一步分析它们的关系。结果见表3。

表3 河南地区农民收入增长与农村金融发展的Granger因果关系

观察表3，总结出DLNY与DX1、DX2、DX3之间的关系，原假设“DX1不是引起LNY变化的Granger原因”，F检验出的统计值为0.542752，与之对应的概率为0.0432，小于0.05，也就是说在5%的显著水平下，拒绝原假设“DX1不是引起DLNY变化的Granger原因”，故说明接受备择假设，即认为DX1是引起DLNY变化的Granger原因。而原假设“DLNY不是DX1的Granger原因”的F统计值为1.906512，概率是0.8128，大于0.1，因此接受原假设，即DLNY不能成为DX1的Granger原因。与此同时，原假设为“DX2不是DLNY的Granger原因”，它的概率显示0.9050，大于0.1，而DLNY也不能成为DX2的Granger原因，其概率为0.8852，大于0.1，所以DLNY和DX2两者都未能成为双向的Granger原因。同理可得，DX3和DLNY之间不能成为彼此的Granger原因。这进一步说明在促进农民收入增长方面，河南地区农村金融发展效率、规模发挥的积极效应不明显，仍然主导需求追随角色，应加强推动河南地区农村金融发展供给领先的作用机制。

(五)脉冲响应函数和方差分解

格兰杰检验结果反映自变量农村金融发展的规模是因变量农民收入提高的原因。在此基础上借鉴Sims(1980)提出的向量自回归做脉冲响应分析，借鉴余兴兵等的研究过程和方法依次建立DLNY和DLNY、DLNY和DX1、DX1和DLNY、DX1和DX1的脉冲响应图，通过脉冲响应函数深入反映DLNY对DX1的强度变化。从图2观察可知，在滞后2期之前，河南地区农村居民收入受到自身冲击的负向影响比较大，但这种负向响应在2期之后很快变小，说明对促进自身发展的效果十分明显。农村金融发展规模在短期内对农民收入的影响冲击较大，在滞后3期时，负向效应幅度最大，但是在滞后期3以后，这种负向响应影响逐渐缩小，而且很明显向正向响应趋近。说明LNY经过冲击之后，LNY波动不断走向上升且逐渐呈收敛状态，在一定程度上提高了农民收入，说明金融发展在农业经济发展中的重要性。此外，河南地区农民收入这一因变量发出信息冲击后，农村金融发展规模这一自变量呈现出波动响应，但其正向冲击时期较长，而负向冲击极短。这种冲击波动在滞后2.5期后基本呈现逐渐消失。

图2 农民收入与农村金融发展规模对相关冲击的脉冲反映

脉冲响应的含义就是通过给随机误差项释放一个标准差信息时，它会对内生变量目前和今后的值产生影响，用方差分解更进一步说明各变量对自身及其他变量所做出的贡献度，研究做出LNY、X1、X2、X3的方差分解情况，其结果如表4所示。DLNY的方差贡献率从第1期的100%下降至65%，第2期贡献度下降到83%，随后一直下降，但DLNY的贡献度一直保持在65%以上，可能原因是政策的不确定性以及市场环境等因素均使得农民收入产生波动。X1对LNY的贡献度从第1期的0上升到第10期的1.52%，信贷规模的普及为农民创造了申请贷款的机会，使大部分农民认知到非农投资发展的前景，从而获得更多非农收入。X2对LNY的贡献度从第1期的0上升到第10期的24%。而X3对LNY的贡献度从第1期的0慢慢上升，在滞后5期时达到最大9.03%，但是受自身波动作用其贡献度总体趋势逐渐减弱的影响，X3对LNY的贡献度比较小，农民收入的贡献度受自身影响最大。

表4 农民纯收入的方差分解结果

三、结论

通过研究1988-2018年河南统计数据，构建VAR模型进行实证研究。从长期来看，河南地区农村金融发展规模、结构能够推动农民收入增长，而农村金融发展效率在一定程度上抑制农民收入增长，说明农村金融发展效率对农民收入提高存在一定滞后期。通过研究脉冲响应给出结论，农村金融发展规模在长期中会使得农民收入上升，结合实证研究，提出针对性建议：一是金融资源是农业经济发展的重要力量，农业经济发展为金融机构的良好运转注入活力，应大力促进农村金融资源供给与农民实际诉求相符合，使得金融服务与农业经济发展无缝衔接，促进金融资源配置效率提高。加强对农村信用、邮政储蓄银行等金融机构存款和贷款的监督管理，提高农业存贷款转化，破解农户和小微型企业融资难、放款慢的堵点，最终改善金融机构不愿贷的状况。在乡村振兴战略下，应该根据农村地区不同的自然禀赋，提供适合的金融产品，降低农民贷款的门槛，提高农民贷款积极性，使得农村金融机构和农村收入协同发展。二是金融服务与农业经济发展是农民收入增加的题中应有之义，政府应该构建政策长效机制，将河南地区农村金融服务范围扩大至一二三产业中，深层次、宽领域引进农村金融主体，扩大存贷款总额，进一步发力缩小金融支农功能服务的空白地带，使得各类银行保险服务在农村社会中做到精耕细作。此外，政府应给每个村扩大金融网点，一方面实现农村金融服务供需平衡，农民得到资金保障后，购买农机具为种植农业发展提供内生动力，另一方面也能推动农村农业银行、商业银行、信用社的良性发展。三是农村金融结构的合理性对于农村发展至关重要，政府应该调整农村金融发展结构，把控好农信社的贷款余额与金融机构的贷款余额，监督规范金融市场发展，在投资乡镇企业建设和三农发展方面，必须合理分配资金贷款比例和各类银行的贷款供给力度，使得金融机构发展成为农民收入提高的助推器和重要引擎。