陳明 河北省財政科學(xué)與政策研究所

中國農(nóng)村金融服務(wù)與農(nóng)民收入關(guān)系
——基于2004—2015年數(shù)據(jù)的實證研究

陳明 河北省財政科學(xué)與政策研究所

本文使用2004—2015年數(shù)據(jù)，運用VAR模型，實證分析了中國農(nóng)村金融服務(wù)與農(nóng)民收入的關(guān)系。研究結(jié)論包括：（1）本文選取千人擁有銀行機構(gòu)網(wǎng)點數(shù)等七個指標(biāo)來測算農(nóng)村金融服務(wù)水平，測算結(jié)果顯示，經(jīng)過長期的發(fā)展，我國在提升農(nóng)村金融服務(wù)的水平方面獲得顯著的成績，我國農(nóng)村金融服務(wù)水平在一直提升；(2)幾十年來我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)取得了巨大的進(jìn)步，農(nóng)村居民的收入水平也持續(xù)升高。但是，現(xiàn)階段我國農(nóng)民人均純收入還處在非常低的水平下，增長速度緩慢并且收入差距明顯；(3)實證結(jié)果顯示我國農(nóng)村金融服務(wù)與農(nóng)民收入二者之間具有長期的均衡關(guān)系，農(nóng)村金融服務(wù)水平對農(nóng)民收入的正向作用較為顯著，農(nóng)民收入對農(nóng)村金融服務(wù)水平有正向積極的作用，但是這種作用并不明顯。

農(nóng)村金融服務(wù) 農(nóng)民收入 實證分析

一、引言

作為現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)社會核心的金融能夠提高資源配置效率，優(yōu)化社會資源的配置，金融服務(wù)正在影響著經(jīng)濟(jì)社會的方方面面。我國目前面臨著嚴(yán)峻的“三農(nóng)”問題，“三農(nóng)”問題中最重要的是如何提高農(nóng)民收入，它的實現(xiàn)離不開農(nóng)村金融的發(fā)展。在我國推進(jìn)城鎮(zhèn)化建設(shè)和完善農(nóng)村金融服務(wù)體系的關(guān)鍵階段，正確認(rèn)識農(nóng)村金融服務(wù)與農(nóng)民收入之間的關(guān)系，對于促進(jìn)農(nóng)村金融服務(wù)良好發(fā)展與農(nóng)民增收具有重要意義。

隨著我國對“三農(nóng)”問題重視程度的加大，國內(nèi)關(guān)于農(nóng)村金融和農(nóng)民收入關(guān)系的學(xué)術(shù)著作也逐漸增多，我國學(xué)者在此方面的學(xué)術(shù)成果大致歸納為如下兩種觀點，一是前者對后者有正向的促進(jìn)作用，二是前者對后者有反向的抑制作用。在農(nóng)村金融發(fā)展推動農(nóng)民收入增長方面：郭沛實證分析了參加小額信貸項目的農(nóng)戶的收入變化情況，以此來反映這些被調(diào)查的農(nóng)戶所受到的經(jīng)濟(jì)影響情況，研究結(jié)果得出小額信貸項目能夠?qū)Ρ容^貧困的農(nóng)戶的收入水平具有正向的作用。林毅夫等認(rèn)為，農(nóng)村金融體系改革是促進(jìn)農(nóng)民增收的關(guān)鍵，對此，應(yīng)該大力發(fā)展中小金融機構(gòu)，并發(fā)揮其在支農(nóng)過程中的巨大作用。王虎、范從來通過實證研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村地區(qū)金融的發(fā)展和人均固定資產(chǎn)投資、財政支農(nóng)力度等幾個指標(biāo)呈現(xiàn)著正向相關(guān)的關(guān)系，農(nóng)村地區(qū)金融的發(fā)展對農(nóng)民收入的增長具有很大的促進(jìn)作用，但是農(nóng)村金融發(fā)展卻導(dǎo)致了城鄉(xiāng)收入差距的進(jìn)一步擴(kuò)大。陳志堅、范惠芳運用灰色關(guān)聯(lián)法進(jìn)行研究，證明了農(nóng)村金融發(fā)展能夠有效帶動農(nóng)民收入的提高，在眾多指標(biāo)中農(nóng)村貨幣化程度對農(nóng)民收入產(chǎn)生的作用效果最為顯著。張立軍、湛永根據(jù)中國近二十多年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行農(nóng)村金融發(fā)展、就業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)開放程度等指標(biāo)的實證分析，他們認(rèn)為農(nóng)村地區(qū)金融的發(fā)展會引起城鄉(xiāng)之間收入差距的加大。錢永坤、張紅兵通過實證分析得出了加大農(nóng)村金融支持有利于提高農(nóng)民收入的結(jié)論。楊雯通過提出農(nóng)村金融發(fā)展和農(nóng)民收入二者之間具有互為因果的正向聯(lián)系。郭為對各省數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)我國農(nóng)村地區(qū)金融的發(fā)展對農(nóng)民增收具有正向的促進(jìn)作用，并且非正規(guī)的金融的作用有時甚至?xí)笥谡?guī)金融。樓裕勝運用計量模型驗證了農(nóng)村地區(qū)金融的發(fā)展水平和農(nóng)民收入增長之間具有一定的關(guān)聯(lián)性。方金兵等人認(rèn)為我國農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民收入的增加的推進(jìn)作用非常明顯，但是由于我國農(nóng)村地區(qū)金融抑制現(xiàn)象的存在，致使這種促進(jìn)作用沒有得到充分發(fā)揮。

在農(nóng)村金融發(fā)展抑制農(nóng)民收入增長方面：喬海曙指出農(nóng)村地區(qū)存在嚴(yán)重的金融抑制現(xiàn)象，同時正規(guī)金融支農(nóng)力度不足，使得農(nóng)民增收目標(biāo)受到阻礙。張杰認(rèn)為金融機構(gòu)里面的農(nóng)戶存款會流向非農(nóng)部門，相應(yīng)的農(nóng)戶貸款需求很難得到滿足，同時農(nóng)村的正規(guī)金融未能彌補農(nóng)村資金的缺口。章奇等發(fā)現(xiàn)農(nóng)村正規(guī)金融機構(gòu)較低的資金配置效率擴(kuò)大了城鄉(xiāng)之間的收入差距。許崇正等研究得出，九十年代以前，影響農(nóng)民增收的重要因素包括農(nóng)村信貸、農(nóng)產(chǎn)品價格等；九十年代以后，農(nóng)村信貸資金支農(nóng)力度不足，沒有發(fā)揮推動農(nóng)民收入增長的作用，教育和就業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)揮了主要的促進(jìn)作用。溫濤等研究得出，我國農(nóng)村地區(qū)的金融發(fā)展對農(nóng)民收入的提升不僅沒有帶動作用反而具有減緩作用。李喜梅等通過實證得出，陜西省農(nóng)村金融的發(fā)展導(dǎo)致了農(nóng)村資金外流，進(jìn)而阻礙了農(nóng)民收入的增長，牛凱龍、李澤廣通過實證研究再次證明了這個結(jié)論。劉旦研究發(fā)現(xiàn)，我國農(nóng)村地區(qū)的金融效率偏低，這成為阻礙農(nóng)民收入提升的一個重要原因。周一鹿等，通過對我國改革開放三十年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究發(fā)現(xiàn)，在短期內(nèi)農(nóng)村金融發(fā)展并沒有推動農(nóng)民增收，而在長期內(nèi)則存在明顯的負(fù)面影響。錢水土等研究說明了我國農(nóng)村地區(qū)金融效率與農(nóng)民收入呈現(xiàn)著負(fù)相關(guān)的關(guān)系，這是因為農(nóng)村地區(qū)資金配置的低效率嚴(yán)重阻礙了農(nóng)民收入的提升。

二、農(nóng)村金融服務(wù)水平測算

（一）農(nóng)村金融服務(wù)水平指標(biāo)的設(shè)定

本文結(jié)合數(shù)據(jù)的可得性和金融服務(wù)可及性選擇金融服務(wù)機構(gòu)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)（營業(yè)網(wǎng)點和服務(wù)人員數(shù)量）、存貸款水平、農(nóng)業(yè)保險服務(wù)情況等7項反映金融服務(wù)狀況的具體指標(biāo)來建立農(nóng)村金融服務(wù)指標(biāo)體系，具體指標(biāo)見表1。

表1 農(nóng)村金融服務(wù)指標(biāo)體系

（二）數(shù)據(jù)選取

本文以2004年至2015年我國31個省市的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，農(nóng)村金融服務(wù)主體機構(gòu)主要涵蓋政策性銀行、股份制銀行，農(nóng)商銀、農(nóng)信社、新型農(nóng)村金融機構(gòu)和保險公司等。本文所涉及到的數(shù)據(jù)來自于中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒、中國保險年鑒、中國金融年鑒、中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站和中國農(nóng)村金融服務(wù)報告。綜合考慮到廣大農(nóng)村地區(qū)金融服務(wù)的可得性特點以及保證農(nóng)村地區(qū)金融服務(wù)數(shù)據(jù)的說服力，在選取農(nóng)村地區(qū)萬人擁有銀行機構(gòu)網(wǎng)點數(shù)、農(nóng)村地區(qū)萬人擁有銀行機構(gòu)服務(wù)人員數(shù)指標(biāo)數(shù)據(jù)時，只考慮農(nóng)信社、農(nóng)商行、農(nóng)合行和其他新型農(nóng)村金融機構(gòu)的營業(yè)網(wǎng)點和服務(wù)人員。

（三）對農(nóng)村金融服務(wù)水平指標(biāo)的主成分分析

1.原始變量的相關(guān)系數(shù)矩陣

對所選的7個指標(biāo)變量之間的相關(guān)性進(jìn)行分析，得到相關(guān)矩陣，從相關(guān)矩陣表中可以看出，所有的相關(guān)系數(shù)都遠(yuǎn)大于0.3，這說明7個變量之間存在很強的線性關(guān)系，適合做主成分分析。

2.反映像相關(guān)矩陣

對所選的7個指標(biāo)變量之間進(jìn)行反映像相關(guān)分析。如果原始變量間存在較強的相互重疊和傳遞的影響，則在經(jīng)過對其處理后的偏相關(guān)系數(shù)一定是很小的。通過觀察可以發(fā)現(xiàn)，除了在主對角線上的元素相對較大以外，其他大部分元素大都較小，同時可以明顯發(fā)現(xiàn)在對角線上的元素的值與1接近，驗證了這些變量具有較強的相關(guān)性，也就說明其適合做主成分分析。

3.KMO檢驗和Bartlett球度檢驗

表5 KMO和Bartlett的檢驗

由表5可以看到，KMO=0.876，大于0.8，表明各指標(biāo)之間有很強的相關(guān)性；并且，Bartlett球度檢驗顯示其卡方統(tǒng)計量是198.797，自由度是21，單側(cè)概率P值是0，明顯小于顯著性水平0.01，表明拒絕單位陣原假設(shè)。通過KMO檢驗和Bartlett球度檢驗的檢驗結(jié)果可以明確斷定此數(shù)據(jù)很適合做主成分分析。

4.主成分提取

利用SPSS20.0分析軟件的主成分分析法完成信息提取，公因子方差表給出了此次分析從每個原始變量中所提取的信息，從中可以看到全部七個原始變量信息損失程度均很小，主成分很好地包含了全部七個原始變量的絕大部分信息。

利用SPSS分析軟件，遵循累計貢獻(xiàn)率大于80%以及特征值大于1的判斷原則，選出一個主成分，主成分累計方差貢獻(xiàn)率是96.372%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于80%，主成分特征值是6.743，明顯大于1，從這里可以判斷這個主成分已經(jīng)含有七個原始變量指標(biāo)的絕大部分原始信息，分析效果良好。

通過碎石圖可以看出選擇一個主成分來代表原始的七個指標(biāo)效果良好，起到降維的作用。通過這一個主成分來進(jìn)行測算并研究農(nóng)村地區(qū)金融服務(wù)水平，得到了成分矩陣也就是初始因子載荷矩陣，分別是X1：0.979、X2：0.997、X3：0.941、X4：0.988、X5：0.993、X6：0.983、X7：0.989。從初始因子載荷矩陣中可以看出，原始的七個指標(biāo)變量在F1上有很大載荷，從而可以斷定F1很好地反映了七個指標(biāo)所包含的全部信息。

5.我國農(nóng)村金融服務(wù)水平歷年得分

經(jīng)過SPSS20.0軟件測算F1主成分的表達(dá)式如下：

SPSS20.0軟件自動輸出F1得分，同時，由于只得到一個主成分，根據(jù)綜合得分公式：

綜合得分F=主成分F1的方差貢獻(xiàn)率×主成分F1的得分

經(jīng)過SPSS20.0軟件進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理后，得到2004年至2015年我國農(nóng)村金融服務(wù)水平值，如表10。從測算結(jié)果可以清楚看到，農(nóng)村金融服務(wù)水平的增長趨勢非常明顯，2004年農(nóng)村金融服務(wù)水平的得分為-1.20071，此后，隨著時間的推移農(nóng)村金融服務(wù)水平的得分逐漸增加，在2015年達(dá)到最高值1.70745。

表10 我國歷年農(nóng)村金融服務(wù)水平值

（四）小結(jié)

根據(jù)經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化處理后的計算結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，2004年至2015年我國農(nóng)村金融服務(wù)水平一直處于持續(xù)提高狀態(tài)，且增幅明顯，在2015年達(dá)到最高值。農(nóng)村金融服務(wù)水平的顯著提高，得益于我國金融市場的發(fā)展以及國家政策的大力支持，為服務(wù)“三農(nóng)”提供了強有力的支持。

三、金融服務(wù)水平與農(nóng)民收入增長關(guān)系的實證分析

本文在第一章對農(nóng)村金融服務(wù)和農(nóng)民收入二者的關(guān)系進(jìn)行了理論上的分析，在第二章對我國農(nóng)村金融服務(wù)的現(xiàn)狀和農(nóng)民收入二者的現(xiàn)狀也做了詳盡的分析，本章將從實證的角度出發(fā)，探究我國農(nóng)村金融服務(wù)與農(nóng)民收入之間的是否存在關(guān)系，它們之間是正相關(guān)的關(guān)系還是負(fù)相關(guān)的關(guān)系以及它們之間的因果關(guān)系等。

（一）指標(biāo)設(shè)定和數(shù)據(jù)選取

本文為探究我國農(nóng)村地區(qū)金融服務(wù)水平與農(nóng)民收入之間的關(guān)系，選取了前文第三章節(jié)中對我國農(nóng)村地區(qū)金融服務(wù)水平（F）的測算結(jié)果作為農(nóng)村金融服務(wù)指標(biāo)，同時選取了我國農(nóng)村居民人均純收入入(Y)代表農(nóng)民收入指標(biāo)。

1.農(nóng)村金融服務(wù)指標(biāo)

我國農(nóng)村地區(qū)金融服務(wù)水平（F）的測算結(jié)果是通過農(nóng)村地區(qū)萬人擁有銀行機構(gòu)網(wǎng)點數(shù)、農(nóng)村地區(qū)萬人擁有銀行機構(gòu)服務(wù)人員數(shù)、農(nóng)村居民儲蓄存款額（人均值）、農(nóng)村居民涉農(nóng)貸款額（人均值）、保險公司農(nóng)業(yè)保險保費收入（人均值）、保險公司農(nóng)業(yè)保險賠款及給付（人均值）、國家財政支農(nóng)支出（人均值）等七個原始變量得出，選擇這七個指標(biāo)能夠比較好的反映和評價我國農(nóng)村地區(qū)歷年的金融服務(wù)水平。數(shù)據(jù)來源于中國保險年鑒、中國金融年鑒、中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站和中國農(nóng)村金融服務(wù)報告等，時間涵蓋范圍從2004年至2015年。

2.農(nóng)民收入指標(biāo)

本文選取農(nóng)村地區(qū)居民人均純收入(Y)指標(biāo)，并2000年為基期，通過歷年農(nóng)村地區(qū)居民消費價格指數(shù)對農(nóng)村地區(qū)居民人均純收入的名義值進(jìn)行處理進(jìn)而得到實際值。農(nóng)村地區(qū)居民價格消費指數(shù)和農(nóng)村地區(qū)居民人均純收入的原始數(shù)據(jù)均來源于2004-2015年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。

（二）實證分析過程

1.單位根檢驗（ADF）

對我國農(nóng)村居民人均純收入Y和農(nóng)村金融服務(wù)水平F時間序列使用ADF檢驗法進(jìn)行單位根檢驗。通過時序圖可以明顯看到Y(jié)的序列隨時間變化有顯著的上升趨勢，因此采用包含常數(shù)項和線性時間趨勢項的形式對其進(jìn)行檢驗，農(nóng)村金融服務(wù)水平F序列在均值0上下波動，因此采用不包含時間趨勢項和常數(shù)的檢驗方程形式進(jìn)行檢驗。

通過檢驗可以發(fā)現(xiàn)Y、F 均為非平穩(wěn)變量，對非平穩(wěn)變量采用差分法，結(jié)果顯示它們的二階差分D(Y,2)、D(F,2)均拒絕了存在單位根的假設(shè)，表示處理后的數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，我國農(nóng)村居民人均純收入Y和農(nóng)村金融服務(wù)水平F均是二階單整的時間序列。

2.E-G兩步法協(xié)整檢驗

通過前文對單位根進(jìn)行檢驗發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民人均純收入Y和農(nóng)村金融服務(wù)水平F的二階差分序列都是平穩(wěn)的，它們之間具有存在協(xié)整關(guān)系的可能。因此本部分以農(nóng)村金融服務(wù)水平F作為解釋變量，同時以農(nóng)村居民人均純收入Y作為被解釋變量，采用E-G兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗。

首先，采用OLS方法估計出回歸模型，得出：

計量結(jié)果表明，調(diào)整后的R2是0.9823，F(xiàn)統(tǒng)計量是555.76，相伴概率是0。通過Q統(tǒng)計量和LM統(tǒng)計量檢驗也可以進(jìn)一步證明本文所得出的模型無序列自相關(guān)。采用滯后階數(shù)為零且無常數(shù)項、無時間趨勢項的形式對這個方程的殘差序列進(jìn)行ADF檢驗，由計量結(jié)果可以看到，ADF值是-3.385467小于相應(yīng)的臨界值-2.886101，因此表明可以拒絕原假設(shè)。證實在1%顯著性水平下殘差序列是一個平穩(wěn)序列，由此可以判定農(nóng)村居民人均純收入Y和農(nóng)村金融服務(wù)水平F二者存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。

3.VAR模型的建立

本文根據(jù)AIC、SC、HQ信息準(zhǔn)則同時結(jié)合似然比LR檢驗和FPE檢驗，確定了本文所建立的VAR模型的最優(yōu)滯后期是2。進(jìn)而對VAR模型穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗，檢驗結(jié)果可以明顯看出，代表著特征方程四個根的圓點均在圓之內(nèi)，證明所建立的VAR模型是穩(wěn)定的。由此，說明能夠在所構(gòu)建的VAR模型基礎(chǔ)上對所要研究的內(nèi)容進(jìn)一步分析。

本文建立穩(wěn)定的VAR模型之后，在VAR模型約束的情況下對農(nóng)村居民人均純收入Y與農(nóng)村金融服務(wù)水平F進(jìn)行格蘭杰因果檢驗，從分析結(jié)果可以看到：農(nóng)村金融服務(wù)水平F作為被解釋變量時，P值是0.1814，接受原假設(shè)，結(jié)果說明農(nóng)村居民人均純收入Y不是農(nóng)村金融服務(wù)水平F的格蘭杰原因；接下來將農(nóng)村居民人均純收入Y作為被解釋變量時可以看到，在5%顯著水平下，P值是0.0269，拒絕原假設(shè)，結(jié)果說明我國農(nóng)村金融服務(wù)水平F是我國農(nóng)村居民人均純收入Y的格蘭杰原因。

4.脈沖響應(yīng)

在所構(gòu)建的穩(wěn)定的VAR模型基礎(chǔ)上進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，可以得到農(nóng)村金融服務(wù)水平F與農(nóng)村居民人均純收入Y相互作用的脈沖響應(yīng)圖。

可以明顯發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村金融服務(wù)水平F一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊立即能夠?qū)r(nóng)村居民人均純收入Y產(chǎn)生正向影響的效果。雖然在短期來說，農(nóng)村居民人均純收入Y的響應(yīng)還處于較低水平，然而從長期來看，明顯呈現(xiàn)出農(nóng)村居民人均純收入的響應(yīng)增幅逐年變大的趨勢。圖6顯示的是農(nóng)村居民人均純收入Y對農(nóng)村金融服務(wù)水平F沖擊的累積脈沖響應(yīng)圖，從整體趨勢上看，農(nóng)村居民人均純收入Y對于農(nóng)村金融服務(wù)水平F沖擊的累積響應(yīng)效果非常明顯，產(chǎn)生了持續(xù)、正向的影響。因此可以斷定農(nóng)村金融服務(wù)水平F的沖擊對農(nóng)村居民人均純收入Y起到了非常積極的作用。圖7、圖8顯示從短期和長期來看，農(nóng)村金融服務(wù)水平F對于來自農(nóng)村居民人均純收入Y一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)均不顯著，面對農(nóng)村居民人均純收入Y的沖擊，農(nóng)村金融服務(wù)水平F的累積脈沖響應(yīng)趨勢也很平緩，因此，能夠認(rèn)為農(nóng)村居民人均純收入Y對農(nóng)村金融服務(wù)水平F的只有有限的影響力度。

5.方差分解

方差分解是用來描繪所構(gòu)建的VAR模型系統(tǒng)各變量之間動態(tài)作用的方法，通過將整個系統(tǒng)的均方差分解成全部變量沖擊所做出的貢獻(xiàn)，以此來研究系統(tǒng)內(nèi)各個沖擊對于所預(yù)測變量的解釋程度如何。本文利用這種方法，分析了各個變量對農(nóng)村金融服務(wù)水平F的貢獻(xiàn)率，從中可以發(fā)現(xiàn)，在第6期以后方差分解結(jié)果顯示基本穩(wěn)定的狀態(tài)，從長期來看，農(nóng)村金融服務(wù)水平F變化中大約98%是由其自身決定的，貢獻(xiàn)很大；農(nóng)村居民人均純收入Y的沖擊從長期來看只能解釋農(nóng)村金融服務(wù)水平F變化的2%左右，貢獻(xiàn)效果很微弱，解釋力很不明顯。

分析各個變量對農(nóng)村居民人均純收入Y的貢獻(xiàn)率，可以發(fā)現(xiàn)，在第7期以后方差分解結(jié)果顯示出其基本呈現(xiàn)穩(wěn)定的狀態(tài)，從長期來看，農(nóng)村居民人均純收入Y波動變化中有大約96%來自農(nóng)村金融服務(wù)水平F貢獻(xiàn)，其解釋力度很大；相比之下，農(nóng)村居民人均純收入Y從長期來看只能解釋對自身變化的3%左右，貢獻(xiàn)效果一般。

四、結(jié)論

本文通過對2004--2015年之間我國農(nóng)村居民人均純收入和農(nóng)村金融服務(wù)水平關(guān)系的實證分析得出以下結(jié)論：

1.我國農(nóng)村居民人均純收入和我國農(nóng)村金融服務(wù)水平二者具有穩(wěn)定且顯著的相關(guān)性。

2.我國農(nóng)村金融服務(wù)水平對我國農(nóng)村居民人均純收入的正向作用較為顯著。從短期來看，我國農(nóng)村金融服務(wù)水平對我國農(nóng)村居民人均純收入的影響處于相對比較低的水平，從長期來看，我國農(nóng)村金融服務(wù)水平對我國農(nóng)村居民人均純收入的影響呈現(xiàn)明顯的逐年上升趨勢。

3.我國農(nóng)村居民人均純收入對我國農(nóng)村金融服務(wù)水平有正向的作用，但是這種正向的作用不明顯。即使從長期來看，這種影響所表現(xiàn)出來的趨勢也非常平緩。

[1]張立軍,湛永.中國農(nóng)村金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響[J].中央財經(jīng)大學(xué)學(xué)報.

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陳明（1988-），男，河北承德人，專業(yè)：國民經(jīng)濟(jì)學(xué)，研究方向：財政政策，河北省財政科學(xué)與政策研究所、研究實習(xí)員。