農(nóng)村金融發(fā)展與貧困減少的實(shí)證研究

廣東外語外貿(mào)大學(xué)　秦芳

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農(nóng)村金融發(fā)展與貧困減少的實(shí)證研究

廣東外語外貿(mào)大學(xué)秦芳

摘 要：本文研究了政府干預(yù)下的農(nóng)村金融發(fā)展與貧困減少之間的關(guān)系，采用1979年～2010年的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析。研究發(fā)現(xiàn)，市場化狀態(tài)下的農(nóng)村金融發(fā)展不能減少農(nóng)村貧困，而政府干預(yù)下的農(nóng)村金融發(fā)展卻有利于貧困減少。原因在于，金融資本是逐利的，市場化的農(nóng)村金融發(fā)展較少將金融資源投放到農(nóng)村地區(qū)，而政府干預(yù)下的農(nóng)村金融的強(qiáng)制“親貧”效應(yīng)使得金融機(jī)構(gòu)不得不將資金配置到農(nóng)村地區(qū)，從而減少農(nóng)村貧困。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村金融 貧困發(fā)生率 政府干預(yù)

1　引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)獲得持續(xù)增長，GDP由1978年的3645億元增加到2014年的635910億元，居民生活水平也獲得了極大的提高。但不可否認(rèn)的是，貧困人口依然存在，并且其減少速度有所減緩。伴隨著經(jīng)濟(jì)的快速增長，我國的金融業(yè)也逐漸發(fā)展起來，金融發(fā)展的規(guī)模和效率都有很大的提高。由于金融市場的發(fā)展與繁榮，政府開始利用金融手段來解決貧困問題。

Burgess和Pande（2003）在運(yùn)用了印度農(nóng)村地區(qū)銀行部門的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究后發(fā)現(xiàn)，銀行機(jī)構(gòu)在農(nóng)村地區(qū)的設(shè)立的數(shù)量每增加1%，農(nóng)村貧困率將降低0.34%。Geda等（2006）使用埃塞爾比亞農(nóng)村家庭數(shù)據(jù)的實(shí)證研究表明，人們通過使用金融產(chǎn)品能顯著的平滑其消費(fèi)，降低貧困。Jalilian 和Kirkpatrick（2001）在對26個國家的跨國分析中得出，發(fā)展中國家的金融發(fā)展每提高1%，窮人的收入將增長0.4%。Dollar和Kraay（2001）的研究發(fā)現(xiàn)，無論經(jīng)濟(jì)是處于正的增長時期還是負(fù)的增長時期，經(jīng)濟(jì)增長都是有利于窮人的。Ravallion（2001）的研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)收入分配極其不平等時，即使整個經(jīng)濟(jì)擁有較高的增長率，其對貧困減少也不會產(chǎn)生絲毫作用。

溫濤等（2005）的實(shí)證研究表明，金融發(fā)展不利于農(nóng)民收入增長。崔艷娟、孫剛（2012）的實(shí)證結(jié)果顯示，金融發(fā)展對貧困減緩的作用大約18%是由于金融發(fā)展的影響，約30%是由于金融發(fā)展產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)，而收入分配的作用僅為11%左右。丁志國等（2011）的研究表明，我國農(nóng)村金融對減緩貧困的間接效應(yīng)的明顯高于直接效應(yīng)。呂勇斌、趙培培（2014）利用面板回歸分析得出，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模有利于減緩農(nóng)村地區(qū)的貧困程度，農(nóng)村金融發(fā)展效率對減緩農(nóng)村地區(qū)的貧困有負(fù)向影響。

從以上文獻(xiàn)可知，大部分學(xué)者都認(rèn)為金融發(fā)展有利于降低貧困。但是，金融發(fā)展過程受到政府干預(yù)會如何呢？目前這方面的研究在國內(nèi)還比較少。本文基于中國特殊的財政體制改革背景，對存在政府干預(yù)的農(nóng)村金融發(fā)展和貧困之間的關(guān)系進(jìn)行分析，以期為研究金融發(fā)展和貧困問題提供一個新的視角。

2　模型構(gòu)建、指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)說明

2.1計量模型設(shè)定

采用1979年～2010年的時間序列數(shù)據(jù)，選用相關(guān)指標(biāo)構(gòu)建VAR計量模型進(jìn)行分析?？紤]到本文的研究目的，加入農(nóng)村金融和政府干預(yù)的交叉項(xiàng)指標(biāo)。計量模型如（1）。

2.2指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)說明

（1）貧困發(fā)生率指標(biāo)（PI）。以低于貧困線以下的人口占農(nóng)村總?cè)丝诘谋嚷蕘砗饬控毨Оl(fā)生率。

（2）農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模指標(biāo)（FD）。FD=農(nóng)村存貸款/農(nóng)村GDP。其中農(nóng)村存款為農(nóng)業(yè)存款和農(nóng)戶儲蓄之和；農(nóng)村貸款為鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款和農(nóng)業(yè)貸款之和。農(nóng)村GDP為第一產(chǎn)業(yè)GDP與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值之和。

（3）農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)（NGDP）。采用農(nóng)村人均GDP來表示農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)。

（4）政府干預(yù)指標(biāo)（GOV）。采用財政支出與財政收入的比值來衡量財政收支缺口。

（5）農(nóng)村收入分配指標(biāo)（NJN）。采用農(nóng)村居民收入的基尼系數(shù)來衡量農(nóng)村收入分配差距。

本文數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》和《中國農(nóng)村貧困監(jiān)測報告》。

3　實(shí)證結(jié)果與分析

3.1單位根檢驗(yàn)

采用ADF單位根檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性。Ln和D表示對相應(yīng)數(shù)據(jù)取對數(shù)和一階差分。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，所有序列符合協(xié)整檢驗(yàn)的要求，可以采用協(xié)整方法檢驗(yàn)變量之間的長期均衡關(guān)系。

3.2協(xié)整檢驗(yàn)

采用基于VAR模型的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)來判斷各變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。首先采用AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則同時達(dá)到最小來確定模型的滯后階數(shù)，其Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平下，LnFD、LnGOV、LnNGDP、LnNJN、LnPI和LnGFD這六個變量之間存在一個協(xié)整關(guān)系，協(xié)整方程如（2）。

由上式可知，農(nóng)村金融發(fā)展與貧困發(fā)生率正相關(guān)，而政府干預(yù)下的農(nóng)村金融與貧困發(fā)生率卻是負(fù)相關(guān)的。在我國的金融發(fā)展進(jìn)程中，農(nóng)村金融的二元結(jié)構(gòu)導(dǎo)致其發(fā)展先天不足，使得農(nóng)村金融在國家的控制下不斷地將農(nóng)村經(jīng)濟(jì)資源輸送給城市和工業(yè)。一方面，金融發(fā)展的“門檻”效應(yīng)進(jìn)一步阻礙了窮人對金融服務(wù)的獲取，其“嫌貧愛富”的天性使得低收入農(nóng)民難以從金融機(jī)構(gòu)獲得貸款；另一方面，農(nóng)村存款余額遠(yuǎn)高于農(nóng)村貸款余額，金融機(jī)構(gòu)在吸收農(nóng)村存款后并未將其用于發(fā)放農(nóng)村貸款，農(nóng)村金融資源的配置缺乏效率。再加上近年來各大商業(yè)銀行不斷追求自身的利潤最大化，減少農(nóng)村金融網(wǎng)點(diǎn)，并且網(wǎng)點(diǎn)幾乎只吸收存款而不發(fā)放貸款，農(nóng)村資金不斷流出。所有這些使得農(nóng)村金融不能有效地發(fā)揮減少農(nóng)村貧困的作用。相反，政府對金融發(fā)展的干預(yù)抑制了金融資本的逐利性，在加上其強(qiáng)制性的支農(nóng)政策資金，使得金融資源被迫投向農(nóng)村地區(qū)，更多的農(nóng)戶能夠獲得貸款，這有利于提高農(nóng)戶的收入，從而降低農(nóng)村的貧困人口。

農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長提高了貧困發(fā)生率，可能是因?yàn)槲覈霓r(nóng)村經(jīng)濟(jì)還處于發(fā)展的早期階段，這階段的發(fā)展更加注重經(jīng)濟(jì)增長的效率。但從經(jīng)濟(jì)發(fā)展的長期來看，隨著農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的不斷提高，經(jīng)濟(jì)增長會產(chǎn)生“涓滴”效應(yīng)，其好處會自發(fā)地從富人流向窮人，農(nóng)村貧困發(fā)生率將勢必降低。

3.3格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

由上面的實(shí)證結(jié)果可知變量之間存在協(xié)整關(guān)系，采用格蘭杰因果檢驗(yàn)來確定變量的因果關(guān)系，結(jié)果顯示，農(nóng)村金融發(fā)展和政府干預(yù)下的農(nóng)村金融發(fā)展和農(nóng)村貧困發(fā)生率互為格蘭杰原因。這表明，農(nóng)村金融發(fā)展和政府干預(yù)下的農(nóng)村金融發(fā)展都會影響貧困發(fā)生率，而反過來，貧困發(fā)生率也會影響農(nóng)村金融發(fā)展。

4　結(jié)論與政策建議

利用1979年～2010年的時間序列數(shù)據(jù)對存在政府干預(yù)下的中國農(nóng)村金融在減少貧困方面的作用進(jìn)行了實(shí)證研究，研究發(fā)現(xiàn)，中國整體的金融發(fā)展并沒有降低農(nóng)村的貧困發(fā)生率，而在政府干預(yù)下的農(nóng)村金融卻有助于提高農(nóng)民收入，從而降低貧困發(fā)生率。結(jié)合以上結(jié)論，筆者提出以下政策建議。

第一，政府應(yīng)該采取措施推動農(nóng)村金融的組織制度創(chuàng)新，減少農(nóng)村金融抑制，提高農(nóng)村金融供給。政府應(yīng)鼓勵和引導(dǎo)正規(guī)金融機(jī)構(gòu)和非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)之間的競爭，提高農(nóng)村金融市場的發(fā)展效率。

第二，政府應(yīng)為金融扶貧作用的發(fā)揮營造良好的金融生態(tài)環(huán)境。國外金融扶貧的成功都離不開政府的支持。另外，政府還可以通過該平臺向農(nóng)戶普及金融知識和信貸政策，讓更多的農(nóng)戶參與金融市場。

第三，金融機(jī)構(gòu)應(yīng)開發(fā)設(shè)計針對農(nóng)戶的信貸產(chǎn)品。為了有效地實(shí)施金融扶貧，金融機(jī)構(gòu)應(yīng)該開發(fā)針對農(nóng)戶、小商販、小手工業(yè)者等低收入群體的信貸產(chǎn)品和服務(wù)，滿足農(nóng)戶的多元化需求。

參考文獻(xiàn)

［1］ 溫濤，冉光和，熊德平.中國金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2005（9）.

［2］ 丁志國，譚伶俐，趙晶.農(nóng)村金融對減少貧困的作用研究［J］.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2011（11）.

［3］ 呂勇斌，趙培培.我國農(nóng)村金融發(fā)展與反貧困績效：基于2003—2010年的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2014（1）.

作者簡介：秦芳（1990-），女，苗族，廣東外語外貿(mào)大學(xué)碩士研究生，主要從事農(nóng)村金融方面的研究。

中圖分類號：F224

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：2096-0298（2016）04（c）-057-02