2023年农村金融对农牧民收入的影响.docx

农村金融对农牧民收入的影响 ：以民族地区青海为例，采用向量自回归（var）的方法，研究农村金融开展对农牧民收入的影响。农村金融开展效率、农村金融开展结构和农村固定资产投资规模对农牧民收入有促进作用，农村金融开展的规模对农牧民的收入增长产生负面抑制作用。对策建议是：拓宽融资渠道，创新金融产品；完善农村金融开展环境；推进金融效劳便利化，与物理网点形成互补；扩大农村金融规模，强化支农效率。 关键词：农村金融开展；农牧民收入；var模型 一、前言 列政策性文件聚焦“三农〞问题，因为“三农〞问题一直是关系到国家整体开展的根本性问题，而农民收入问题是解决“三农〞问题的核心。无论怎样提高农民的收入，都需要大量的资金积累和投入，都离不开农村金融的支持。青海作为经济欠兴旺地区，农村金融开展相对滞后，农牧民贷款难和小微企业融资环境尚未从根本上得到改善，农牧区融资特别是基层农牧区融资难问题仍然较为突出。因此，必须深化农村金融改革，开展农村金融，着力增强金融效劳“三农〞的功能，为农牧民增收提供必要的金融支持，这对建设当代新农村、新牧区具有重要意义。 二、文献回忆 金融开展对农民收入影响，国内外学者对其作了大量的研究，主要分为以下观点： （一）产生正向的促进作用。greenwood等（1990）直接讨论了金融开展与收入分配的关系，发现在金融开展初期，金融开展促进了经济增长，同时也扩大了收入差距。随着经济增长，这一差距将逐步缩小。[1]李鹤等（2023）利用1996—2023年我国东北的相关数据，建立了向量误差修正模型，分析了农村金融开展与农民收入的关系。研究发现，农村金融开展规模和人均固定资产投资水平，对农村居民非农收入具有长期正相关作用。[2] （二）产生负向的抑制作用。lee等（2022）认为，导致越来越大的贫富差距的原因在于金融资产越来愈多地集中到富人手中。[3]刘旦（202223）利用生产函数模型，通过1978—2022年相关数据进行实证分析发现，农村金融开展对农民增收有一定的负面影响。[4]从以上分析能得出，农村金融开展和农民收入之间存在相关关系。并且农村金融开展对农民收入有很大影响。但是，许多研究忽略了区域的特殊性，特别是对于经济欠兴旺的民族地区，如何通过开展农村金融促进农牧民增收的研究成果较少。本研究以XX省为例，探讨农村金融开展与该省农牧民收入增长的关系，并提出了该省农村金融开展和农牧民增收的政策建议。 三、数据说明和模型设定 （一）模型介绍。向量自回归模型（以下简称var）自1980年由sims创造后被广泛应用于宏观建模和政策分析并在实践中不断改进。本研究使用eviews8.0，运用var来检测农村金融开展对农牧民收入的影响。 （二）指标选取。模型所需指标的选取，如表1所示。 （三）数据来源与模型设定。本研究运用XX省1999—2023年相关数据，所有的标数据均来自青海统计年鉴，通过对相关数据进行相比等处理得出。设定的模型如下：lny＝c＋λ1lnx1＋λ2lnx2＋λ3lnx3＋λ4lnx4＋μ其中：y代表农牧民纯收入；x1、x2、x3和x4分别代表农村金融开展规模、效率、结构和农村固定资产投资水平；c代表常数项；λ为各指标对农牧民收入的弹性，即影响程度；μ代表随机误差项。 四、实证分析 （一）单位根检验。单位根检验是检查时间序列中有没有单位根。如果时间序列中有单位根，那么时间序列是非平稳的。然后对时间序列进行建模将导致伪回归现象。因此，在对时间序列建模时，首先要检验时间序列中是否存在单位根。本研究运用adf检验，如假设存在非平稳序列，就进行一阶差分处理，要是还不行，继续差分处理，直到平稳为止。如表2、表3所示：通过观察adf的结果。从表2可以看出，虽然lnx1和lnx2表现平稳，然而数据lny、lnx3、lnx4都非平稳，不满足同阶单整。因此需要一阶差分。从表3看出，经过一阶差分后，5个数据都平稳，接下来开始协整检验。 （二）协整检验。通过johansan协整检验，可以确定本研究自变量lny与4个自变量之间是否存在长期的稳定关系。基于var模型的johansan协整检验，在协整检验之初要最大滞后阶数的选取。统计结果，如表4所示：根据赤池信息标准（aic）和施瓦茨（sc）的最小值进行确定，模型的最大滞后期是2。对建立的滞后期为2的var模型的稳定性进行检验，使用单位圆的方法，如图1所示：根据图1显示，所有的特征根都落在单位圆内，因此认为所建立的var模型是稳定的。随后，对变量进行协整检验，结果如表5、表6所示：从表5和表6的结果看出，当原假设为不存在协整关系时，在5％的置信水平下，p值小于0.05，拒绝原假设，即数据之间存在协整关系；综合迹统计量和最大特征值统计量综合来看拒接秩为1的假设，说明变量之间至少存在两个协整关系。如表7所示：根据表7的结果，协整关系式可以写为：lny＝-1.484013lnx1＋1.20235503lnx2＋0.83306lnx3＋0.377893lnx4通过协整方程式得出，农村金融开展效率（x2）、农村金融开展结构（x3）和农村固定资产投资（x4）系数为正，说明三者对农牧民收入影响程正相关关系。而农村金融开展效率（x2）的系数要比另外两者大，即农村金融开展效率对农牧民收入的促进作用更大；农村金融开展规模（x1）系数为负，说明其对农牧民收入成负相关关系，即农村金融开展规模对农牧民收入的提高起抑制作用。农村金融开展规模每增加1个百分点，农牧民纯收入就下降1.484013个百分点；农村金融开展效率每增加1个百分点，农牧民纯收入增加1.20235503个百分点；农村金融开展结构每增加1个百分点，农牧民纯收入就增加0.83306个百分点；农村固定资产投资规模每增加1个百分点，农牧民纯收入就增加0.377893个百分点。 （三）格兰杰因果检验。被解释变量与解释变量数据之间的因果关系，如表8所示：由表8看出，在5％的置信水平下，lnx1和lnx4是lny的格兰杰原因，lnx2和lny互为格兰杰因果关系。而lnx3与lny互不为对方的格兰杰原因。 五、结论和对策建议 （一）结论。通过对民族地区XX省农村金融和农牧民收入的状况分析发现：1999—2023年间，XX省农村金融开展效率、农村金融开展结构和农村固定资产投资规模对农牧民收入有促进作用，然而农村金融开展规模并没有促进农牧民增收，反而起抑制作用。 （二）对策建议。 1.拓宽融资渠道，创新金融产品。充分考虑农牧民、专业合作社、家庭农场等农业经营主体缺乏有效担保物的实际，积极稳妥地推进农村土地、草场承包经营权和农民住房财产权抵押贷款试点工作，创新“两权〞抵押担保模式，拓宽农村融资渠道，促进农牧业加快开展。借鉴省外成功经验，为专业合作社的温棚确权颁证，形成银行贷款抵押物权，银行据此向农牧民发放贷款。推动活体畜禽抵押（牛羊）、农业保单融资等信贷业务，形成全方位、多元化的农村资产抵押融资模式。探索建立农业补贴＋农业信贷＋农业保险的联动机制，形成金融支农综合体系[5]。 2.完善农村金融开展环境。贫困地区农牧民由于金融知识缺乏所导致的金融需求缺乏问题，严重影响了贫困群体与金融机构的有效对接，也制约了金融扶贫的效率。为此XX省政府及有关部门应参与和推进农村金融生态环境建设，加强农村信用体系建设、金融素质教育和金融人才教育，提高农民投资环境，增加农民人均资本收入。 3.推进金融效劳便利化，与物理网点形成互补。针对青海民族地区地域广阔、银行网点少的状况，充分发挥互联网和移动通讯在信息获取、传输、共享效率和本钱等方面的优势，按照金融机构网点、惠农金融效劳点、非现金支付工具、电子支付工具有机结合的总体架构，建立覆盖城乡的现代化支付体系，形成完善、便利的金融效劳网络。金融机构要采取积极有效的措施，加快推进农区村级惠农金融效劳点全覆盖，牧业区有条件、有需求的村级惠农金融效劳点全覆盖，满足农牧民“远不出乡、近不出村〞便可享受小额取款、余额查询、领取补贴的金融效劳需求。 4.扩大农村金融规模，强化支农效率。民间融资是农牧区重要的金融供给渠道，可以在很大程度上弥补正规金融供给的缺乏，具有正规金融机构不可替代的经济效应。因此，需要逐步放开民间融资，减少对民间金融的管控，尊重民间融资的契约自由，保护自由契约的内容。当然，还需要政府对民间金融给予正确的引导和积极的培育。此外，鉴于在一些农村信用社存款和贷款之间的巨大差异，监管部门应采取鼓励措施，促进农村储蓄转化为农村贷款更多转化，进一步完善农村储蓄贷款的转化率，提升农村金融开展效率[6]。 第7页 共7页