金融支持農村的發(fā)展研究

宋龍澤

摘 要：解決“三農”問題一直是我國的重要任務之一，而農業(yè)的發(fā)展是解決三農問題的關鍵。同時，農業(yè)收入的增加對于拉動消費，刺激投資，擴大內需，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)協(xié)調發(fā)展，社會和諧穩(wěn)定，全面建設小康社會，都有非常重要的意義和深遠的影響。本文通過對以往數(shù)據的收集，建立計量模型，分析農村的發(fā)展和金融支持之間的關系，我國目前農村金融市場并不十分發(fā)達，對農村農業(yè)發(fā)展的支持力度不夠。為了解決農村發(fā)展問題，必須完善農村金融市場，促進農村經濟和協(xié)調發(fā)展。

關鍵詞：金融支持；收入城鎮(zhèn)化率；金融效率指標；非線性回歸

一、文獻綜述

（一）國外研究狀況

20世紀70年代，McKinnon（1973）和Shaw（1973）從不同的角度對金融與發(fā)展進行了研究，他們研究的對象都是金融受到抑制的發(fā)展中經濟，他們最突出貢獻就是建立了一個聯(lián)系金融深化與經濟增長關系的框架，并主要分析了不發(fā)達國家所特有的“金融抑制”現(xiàn)象，得到的結論是“在所有情況下，實際增長率下降且金融體系的實際規(guī)模下降，都會嚴重妨礙經濟的發(fā)展過程，自由化對經濟發(fā)展是非常重要的?！闭_地指出政府對銀行的宏觀控制將有礙于金融發(fā)展，金融抑制最終影響一國的經濟發(fā)展過程這一不良后果。

國外對農村金融也進行了大量的研究，以世界銀行的綜合研究報告最具有代表性。在報告中，雅榮、本杰明、皮普雷克（2002）認為農村金融的目標應該定位于兩個方面：促進整體經濟增長和減少貧困。報告還認為由于政策不適當，法律體系不健全導致了農村金融時常運行效率低下，由此總結了金融業(yè)績評估的分析框架，包括兩個標準，即覆蓋性和持續(xù)性，并以此衡量標準對泰國的農業(yè)與農業(yè)合作社銀行、印度尼西亞人民銀行的小額信貸部和孟家拉鄉(xiāng)村銀行幾個成功的金融機構做了經驗總結。

目前國際上已存在較多對金融與經濟發(fā)展的關系的研究，美國農業(yè)經濟學家舒爾茨基于美國的農業(yè)實際情況，把農戶聯(lián)系為企業(yè)，即農民也就相當于企業(yè)家，從理性小農的角度出發(fā)，農戶就是一個追求利潤最大化的組織，而農民就是具有利潤最大化動機的理性人。對此持相反意見的斯科特認為小農的最優(yōu)化行為在于勞動辛苦程度與消費滿足的均衡而不是利潤與成本之間的比較，換句話說，小農堅持的是生存取向原則和安全第一原則。

（二）國內研究狀況

國內學者對農村金融的研究頗多，在金融對農村經濟發(fā)展的支持方面和農村金融體制改革方面取得了一定的成果。

徐志勇（2003）認為農業(yè)和農村經濟發(fā)展關系著國民經濟全局。從可持續(xù)發(fā)展的角度，對欠發(fā)達地區(qū)農業(yè)和農村經濟發(fā)展的金融支持問題進行了探討，闡述了金融支持不足的原因和農村金融不適應農村經濟發(fā)展的方面，提出了農村金融改革的思路構架及金融支持農村經濟發(fā)展的著力點[1]。劉會蓀、李漢鈴、馮興元（2005）深入分析了農村中小企業(yè)信貸供求環(huán)境與相關政策的現(xiàn)狀，提出了推行農村金融政策改革、促進農村金融多元化的思路[2]。張斌（2011）闡述了中國農村金融體制變革的過程，并提出了創(chuàng)新思路[3]。劉松竹、劉科學（2006） 通過對我國農村金融所存在的問題進行分析，應對金融支農工作中的難點，總結了金融支持農村經濟發(fā)展的有效途徑[4]。梁雯（2014）探討了形成我國當前農村金融問題的制度原因，強調了制度創(chuàng)新的重要性[5]。曹麗萍（2014）提出了應該更新現(xiàn)代農業(yè)發(fā)展理念，不斷完善涉農金融機制，從而為我國社會主義新農村建設中的農業(yè)現(xiàn)代化提供優(yōu)良的金融環(huán)境與金融保障，真正破除城鄉(xiāng)二元化結構，促進城鄉(xiāng)一體化發(fā)展[6]。

二、我國金融支持農村發(fā)展的問題

金融支持是保證農村經濟平穩(wěn)發(fā)展的基本點，而我國融資難的問題，直接制約了農村經濟的發(fā)展，那么農村融資問題就是解決“三農”難題的關鍵所在。改革開放之后，雖然農村經濟也積極發(fā)展，但是在工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的大方向下，資本向城市聚集，且國家對農村金融的支持力度不夠，導致資金無法滿足農村經濟發(fā)展的需求。民間金融作為我國農村融資的一個重要途徑，由于缺乏規(guī)范性的引導，形成了功能錯位、結構不合理現(xiàn)象。要想解決這一難題，一是要在政策上尋求改革，二就是要豐富理論，將理論與我國的實際緊密結合起來。

（一）農業(yè)貸款水平相對偏低，不良貸款比例較高

農村經濟的主要金融服務機構農村信用社因資金實力和自身服務水平有限，存在不少不良資產等問題，難以滿足農村經濟發(fā)展的資金需求，資金缺口也隨之擴大。

此外，據金融機構貸款投向統(tǒng)計結果，近幾年來，主要金融機構、主要農村金融機構本外幣農村貸款余額和農戶貸款余額以及農業(yè)貸款余額增速呈現(xiàn)回落趨勢。

（二）農村資金嚴重外流

目前，我國農村金融市場上，正規(guī)農村金融機構的種類和數(shù)量雖然有所增加，但是由于商業(yè)利益的驅使，造成農村金融機構在廣大農村地區(qū)積極吸收存款，通過行內資金轉移以及其所在的城市網點，將從農村吸收的大量資金通過信貸和證券買賣等一些途徑轉移到城市，使得農村信貸的投入呈現(xiàn)減少的趨勢。

盡管從20世紀90年代以來，農村金融機構的貸款利率活動空間已有較大幅度的提高，農村信用社貸款利率可以在中國人民銀行基準貸款利率基礎上最高上浮25%。但是貸款利率的上浮還不足以抵消農村金融機構的經營和資金成本，約束利率管制引起了農村金融組織減少對農村企業(yè)信貸資金的投入。近年來，隨著新農村建設的深入推進，農村金融機構也加大了對農村信貸投入的力度，但農業(yè)信貸的投入與農業(yè)GDP在國民經濟中的地位仍然不相協(xié)調。

三、金融支持農村發(fā)展的實證分析

（一）非線性回歸簡介

非線性回歸過程是用來建立因變量與一組自變量之間的非線性關系，可以在自變量與因變量之間建立任意形式的模型。對于看起來是非線性，但是能夠通過變量轉換轉化為線性的模型，稱之為本質線性模型，反之，則稱之為本質非線性模型，如

y=b0+eb1x1+…+ebnxn+μ

（二）指標體系建立

本文在選取衡量農村發(fā)展水平的指標時沒有選擇人口城鎮(zhèn)化率，而是選擇了收入城鎮(zhèn)化率來衡量城鎮(zhèn)化發(fā)展水平，即第一產業(yè)總產值占國內生產總值的比重，用URM表示。農村發(fā)展水平不僅僅表現(xiàn)在城鎮(zhèn)人口的增長，更重要的是農民收入的增加。農民的收入包括農業(yè)收入和非農業(yè)收入兩部分，當非農業(yè)收入占農民收入的絕大部分時，多數(shù)是因為農民選擇了從事農業(yè)之外的其他產業(yè)進行工作，與土地隔離。從某種意義上來說，意味著農民向城鎮(zhèn)人口身份的轉變。非農業(yè)收入越高，收入城鎮(zhèn)化率就越低，二者之間呈反向變動的關系。

在選擇衡量一個國家或地區(qū)金融發(fā)展水平的指標時，本文選擇了金融效率指標。金融體系的主要作用就是把儲蓄轉化為投資，那么從某種程度上說，如何有效地把存款轉化為貸款就可以衡量金融體系的效率。所以用農村金融機構貸款余額與存款余額之比來充當金融體系效率指標，用LD表示，衡量農村金融體系的效率。

本文對1986年到2011年的數(shù)據進行處理，所有的樣本數(shù)據均來自于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國金融年鑒》。

（三）結果分析

觀察收入城鎮(zhèn)化率對金融效率指標的散點圖，整個散點的分布大體上呈現(xiàn)二元函數(shù)或者e指數(shù)的分布，因此可以判斷整個非線性回歸模型中可能包含了Mistcherlich模型的形式。算上最左邊的那個點，整個圖形又近似于對勾函數(shù)的形式。從經驗和已有的圖標信息，我們將非線性回歸模型建立為

URM=b1LD+b2*eLD+b3*LD2+b4*LD+b5

把得出的模型輸入到模型框中。spss的非線性過程需要設置待估參數(shù)的初始值，初始值的大小直接影響著模型的收斂性。模型中有5個待估參數(shù)，分別為b1，b2，b3，b4，b5。其中，b1是模型中對勾函數(shù)的部分，表示b1越大，對勾函數(shù)的最低點離原點越遠，可?。?.05，1）求得b1的初始值為0.05；b2為當x=0時的y值與y的最大值只差，由于模型中x不能為0，可取最左邊的這個點來估計b2的初始值，取0.1；b3為二次項的系數(shù)，表示模型中可能包含的二次函數(shù)的開口方向，估計b3的初始值為0.2；b4為一次項的系數(shù)，定義為整個模型上升部分的斜率，可以用散點圖中的兩個點來確定初始值，初始值設為0.25；b5表示非線性模型中一次直線方程部分與y軸的交點，從圖形的趨勢可以得出，b5<0，設置b5為-0.04。

通過迭代歷史記錄表得到了模型的迭代過程，經過了2次主迭代，1次次迭代得到了最優(yōu)解，最后一行就是最終模型的參數(shù)估計值。由此得到了非線性模型為

URM=0.902LD-1.063*eLD-1.156*LD2+6.113*LD-2.716

“參數(shù)估計值”表中得出，b1估計值的標準誤僅為0.634，而且在顯著性水平位5%的水平下，整個置信區(qū)間可以包含b1的估計值，說明b1的估計值是可信的；同理，b4的標準誤為1.294，也比較小，在顯著性水平位5%的水平下，整個置信區(qū)間可以包含b4的估計值；b2，b3，b5的標準誤相比之下就比較大，而且在顯著性水平位5%的水平下，整個置信區(qū)間顯得很寬泛，所以b2，b3，b5的可信度不是很大，可建議性不大。

因變量： 收入城鎮(zhèn)化率（URM）

a. R 方 = 1 -（殘差平方和）/（已更正的平方和）= .800。

“ANOVA方差分析表”給出了關于方差分析的結果，從表中我們可以看出，擬合系數(shù)R2=0.8，擬合模型可以解釋因變量80%的變異情況，擬合效果比較良好。最終，得出模型：

URM=0.902LD-1.063*eLD-1.156*LD2+6.113*LD-2.716

觀察LD的系數(shù)6.113，表示當金融效率指標變化一個單位時，整個收入城鎮(zhèn)化率同向變化6.113個單位。鑒于b2，b3，b5的標準誤比較大，可信度不高，雖然對收入城鎮(zhèn)化率的影響是負的，但系數(shù)都遠小于6.113，最終可以得出，隨著金融效率指標的變化，收入城鎮(zhèn)化率應該是呈現(xiàn)同方向的變化，變化幅度應該小于6.113。

金融效率指標越高，收入鎮(zhèn)化率越大，農村的農業(yè)發(fā)展水平越高。經分析，隨著金融效率指標的提高，存款的利用率得到了提升，更多的資金用于農業(yè)生產，農業(yè)收入的增加將帶動農村經濟的發(fā)展。

綜上所述，要實現(xiàn)農村經濟的協(xié)調發(fā)展，必須加快農村金融體系改革，提高金融對農村發(fā)展的支持力度，將資金留在農村、用于農業(yè)發(fā)展、惠及農民，提高農村資金使用效率，以促進農村經濟快速發(fā)展。（作者單位：貴州財經大學）

參考文獻：

[1] 徐志勇.金融支持農村經濟發(fā)展問題探討[J].華中農業(yè)大學學報（社會科學版）. 2003（3）：3-7.

[2] 劉會蓀、李漢鈴、馮興元. 我國農村中小企業(yè)融資問題與對策[J]. 經濟論壇.2005.

[3] 張斌. 對中國農村金融制度變遷的思考[J]. 經濟研究導刊.2011.

[4] 劉松竹、劉科學. 農村經濟發(fā)展中的金融支持問題研究[J]. 安徽農業(yè)科學. 2006，34（9）：1995-1996.

[5] 梁雯.我國農村金融制度創(chuàng)新的制度經濟學研究[J].時代金融.2014.

[6] 曹麗萍. 現(xiàn)代農業(yè)發(fā)展中的金融支持問題探析[J]. 農業(yè)經濟.2014.