湖北省农村金融发展对农民收入的影响研究

库汉丽

摘要：在相关政策的支持下，湖北省农民收入逐年上升，增长率却呈下降趋势。基于湖北省2005～2017年的数据统计，建立了湖北省农村金融发展对农民收入影响的理论模型，通过多元线性回归模型实证探究了湖北省农村金融发展对农民收入的影响程度。结果显示：农村金融发展规模和农村金融发展效率同向作用于农民收入，并且农村金融发展效率的作用效果优于农村金融发展规模。

关键词：农村金融发展;农民收入;多元线性

一、引言

湖北省在我国中部地区的农业大省中的地位不言而喻。2016年湖北省农民人均收入为15145.85元，较2015年增长了8.5%，2017年农民人均收入为16228.97元，较2016年增长了7.2%。由此可知，虽然湖北省农民收入逐年上升，但增长率却呈下降趋势。湖北省农村金融发展日趋多元化，农村金融发展规模不断扩大，农村金融发展效率逐步提高。近年来，国家相继出台多种扶农政策，使得湖北省农村居民收入不断增加，但增长率却呈下降趋势，湖北省农村金融没能真正发挥出在农村经济中应有的作用，抑制了农村经济发展速度的提升。如何发挥出农村金融的作用使之更好地服务于农村经济发展是一个急需解决的问题。

二、农村金融作用于农民收入的影响机制

减贫效应。减贫效应主要作用在农村金融发展规模上，发展规模越大，农村金融机构可以给居民提供更多的资金支持，居民可以获得更多的贷款。在短期，农村金融的发展规模对农民收入增加有促进作用（刘玉、修长柏和贾凤菊，2016），农村金融发展为农民借贷提供可能，农民可通过小额贷款缓解生活压力，改善收入，促进农村居民财产性收入提高（任碧云和姚博，2013）;在长期，农村金融的发展能够促进农村经济增长，农村经济增长又可以带来农业技术进步，最终可以达到提高农民收入的目的（李鹤和张启文2019）。

收入分配效应。收入分配效应主要作用在农村金融发展效率上。农村金融发展效率与资金转化率同向变动。一方面，由于资金的逐利性，会有更多的资金流向金融机构，农村存款转化为农村贷款的比例越大，优化农村金融服务水平，而农村金融服务水平与农民收入正相关（张荣，2017），即农村金融发展效率正向促进农民增收。另一方面，金融机构的信贷比例增大，有利于农村金融机构吸收更多的资金投资于农村建设，主要投资于农村教育、基础建设等方面。有利于农村教育的提高，农民也可以通过借贷方式支撑子女学习教育，农村的中小企业也可以借助向农村金融机构融资得以发展壮大。优化农村资金配置，提高资金转化率，降低成本（王思彤，2019），有利于农村经济的发展，农村经济发展正向促进农业发展，进而提高农民收入，农村金融发展效率正向促进农民增收（刘玉红，2015）。

减贫效应和收入分配效应通过给农民提供更好的金融资源分配提高农民收入。我国农民收入水平较低，需要增强减贫效应和收入分配效应，提高农民收入。

三、建立模型

（一）模型设定

本文用农村金融发展规模指标农村金融和发展效率指标两个指标来代表农村金融发展状况。将农民收入看作“产出”，将农村金融发展看作“投入”。该方法已被温涛、冉光和（2005）等学者广泛应用，在已有函数模型下加以扩展，构建如下模型。

其中lnY为因变量，lnX1、lnX2为自变量，α代表常数项，β1、β2分别表示农村金融发展水平指标的弹性系数，μ代表随机误差项。

本文通过SPSS软件采用逐步分析法设定模型。设定的模型如下。

其中lnY为因变量，lnX1为自变量，α1代表常数项，β11表示农村金融发展规模指标的弹性系数，μ1代表随机误差项。

其中lnY为因变量，lnX1和lnX2为自变量，α2代表常数项，β12和β22分别表示农村金融发展规模指标的弹性系数和农村金融发展效率的弹性系数，μ2代表随机误差项。

（二）变量选取和数据来源

1. 变量选取

本文以农村居民人均纯收入衡量农民收入情况，以农村金融发展规模、农村金融发展效率指标来研究农村金融发展情况。表1为各变量说明总结。

2. 数据来源及处理

因为湖北农村信用社是在2005年成立的，所以选取的数据主要是来源于2005～2017年湖北金融年鉴和2017年湖北省国民经济和社会发展统计公报，在各年鉴中有些数据有所残缺，用预测的方法将所缺数据填充，确保数据完整。各项原始数据如表2所示。

根据上表原始数据所得到的本文研究指标数据，如表3所示。

（三）实证检验过程和实证结果分析

本文利用SPSS軟件，通过逐步回归法和步进回归法建立回归方程，通过对各变量拟合优度的检验、T检验，来准确分析回归方程的有效性，得到最优回归。

1. 拟合优度检验

用R2来表示自变量与因变量之间线性关系的相关程度，R2越接近1表示相关强度越强。检验结果如表4。

由于调整R方能更准确地反映样拟合程度，因此本文用调整R方进行衡量。由表4可知，随着回归模型变量的增加，调整R方也由0.908增大到0.946，说明模型2比模型1的回归方程拟合的更好。

2. T检验

T用来检验常数项和各自变量的偏回归系数均为0的假设，由表8可知，常数项和lnX2的Sig.=0<0.05，lnX1的Sig.=0.04<0.05，所以假设不成立，各系数不为零，并且lnX1和lnX2都对回归方程有很大的贡献，即是解释变量lnX1和lnX2与被解释变量lnY之间总体线性关系显著。

3. 模型回归结果

通过一系列多元线性回归检验可得回归模型为：

当X2保持不变，自变量X1变化1%时，因变量Y在95%的显著性水平下与自变量同向变化3.158%;当X1保持不变，自变量X2变化1%时，因变量Y在95%的显著性水平下与自变量同向变化3.686%。自变量X2对因变量的影响大于自变量X1，表明农村金融发展规模和农村金融发展效率与农民收入正向变动。

四、结论分析及建议

（一）研究结论

通过实证研究农村金融发展规模每变化1%时，农民收入在95%的显著性水平下同向变化3.158%;农村金融发展效率每变化1%时，农民收入在95%的显著性水平下同向变化3.686%。农村金融发展规模和农村金融发展效率都是正向促进农民收入增收，且農村金融发展效率对促进农民增收的作用优于农村金融发展规模。

（二）对策建议

1. 扩大农村金融发展规模

拓宽农村资金供给渠道。农村金融机构开发出适合农村居民的专有信贷模式，深入了解农村居民的需求从而制定出适合农村居民需要的信贷模式;开发更多的其他种类的农村金融的服务，为农村居民提供更多的服务便利，以期吸引更多的农民能够真正地参与到农村金融的各种活动中，发展农村金融。

2. 提高农村金融发展效率

降低对涉农微小企业的贷款门槛，有利于让更多的农民接触到各种金融活动，同时也增加了农村金融机构对涉农贷款种类的选择性，降低对涉农微小企业的贷款门槛可以从通过政府制定相关政策或者深化农村金融机构改革，如从湖北省农村发展的现状以及农村金融发展的现状出发，在农村金融机构可以接受的前提下，可以通过法律法规强制降低农业贷款的利率，提高涉农贷款的比例，提高农村金融发展效率。金融机构与政府相配合，一起降低对涉农微小企业的贷款门槛。

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（作者单位：西北工业大学）