鄉(xiāng)村振興視角下財政與金融對農民收入的交互影響

唐佳琪

摘? 要：本文基于鄉(xiāng)村振興新背景下，采用我國2009年——2016年的30個省份的面板數(shù)據(jù)，實證研究了財政支農與金融支農及其交互作用對農民收入的影響以及我國東、中、西部三個區(qū)域之間的區(qū)域差異。結果表明，全國樣本數(shù)據(jù)顯示財政支農和信貸支農分別對農戶收入增長有正向推動作用，但兩者的交互作用對農民增收具有負的交互效應，在于金融與財政支農的效果具有相互替代性和擠出效應。其中東、中、西部分樣本數(shù)據(jù)揭示了我國財政支農與金融支農的區(qū)域差異性。

關鍵詞：鄉(xiāng)村振興;財政支農;農業(yè)信貸;交互效應

一、引言

黨的十九大報告提出，“實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，農業(yè)農村農民問題是關系國計民生的根本性問題，必須始終把解決好‘三農問題作為全黨工作重中之重?！?018年也是中國改革開放40周年，改革開放以來，從家庭聯(lián)產承包責任制的確立到延續(xù)兩千多年的農業(yè)稅宣告終結，從聚焦“三農”的20個一號文件到大力推進城鎮(zhèn)化到今年新提出的鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，可見農業(yè)的發(fā)展一直都是國家不可忽視的工作重點。

從2009年到2016年的數(shù)據(jù)來看，我國財政支農與金融支農規(guī)模逐年提高，金融支農中的涉農貸款增長超過兩倍。我國財政和金融在三農領域的投入體量較大，但是支出占比卻不高。在農民家庭人均收入上，東部地區(qū)明顯高于全國平均收入，高于中、西部，而中部收入水平高于西部地區(qū)，但低于全國平均水平。這也在側面反映了體現(xiàn)了我國在東中西部區(qū)域發(fā)展的不平衡、非同步性，在城鎮(zhèn)化進程中不僅存在城鄉(xiāng)發(fā)展差異也存在區(qū)域不平衡發(fā)展的特征。

二、文獻綜述

（一）政府財政及金融信貸資金必須投入“三農”的原因

公共財政理論認為市場經濟體制下，財政具有履行政府彌補市場失靈的功能，提供那些市場不能滿足的具有外部效應的公共產品和公共服務，而農業(yè)由于具有弱質性，抵御自然風險能力較差政府必須介入農業(yè)投入。同時財政支農具有乘數(shù)效應，財政支農屬于政府支出，在宏觀經濟中的IS-LM模型中，增加政府支出具有產出效應。

根據(jù)新古典經濟增長模型，金融支農通過將儲蓄轉化為資本，農村資本投入量增加，從而發(fā)揮規(guī)模效應，產出增加。同時金融要素的投入也是將社會上閑置的資金聚攏發(fā)揮到真正需要資金的地方，促進了資源的有效配置。

（二）金融與財政投入共同對農民收入的影響作用

國內也有一小部分學者將這兩個影響農民增收的主要因素結合起來研究，倪旭等（2018）則得出農業(yè)貸款對農業(yè)產出的增加是顯著的且農業(yè)產出增加拉動了財政支出水平的結論。另一部分學者則主要研究金融支農與財政支農的協(xié)作性與聯(lián)動效應：溫濤（2005）通過1978——2002年數(shù)據(jù)得到財政支農對農民增收沒有作用，農業(yè)貸款對農民收入反而是阻礙作用，并揭示了我國現(xiàn)實中財政與金融支農存在的問題。

由此可見，現(xiàn)有的文獻更多是將金融支農和財政支農的作用獨立、割裂開分析，而這兩個變量在現(xiàn)實中是相互影響、相互制約著影響農民收入的增長。但研究財政支農與金融支農的交互作用的還比較空白。本文擬在前人的研究基礎上，選取我2009年——2016年的面板數(shù)據(jù)，重點探究金融支農與財政支農的交互效應對農民增收的影響，并在鄉(xiāng)村振興新戰(zhàn)略的背景下與時俱進地對我國三農問題提出一些參考意見。

三、模型、變量及數(shù)據(jù)說明

（一）模型的選擇

傳統(tǒng)刻畫投入與產出的生產函數(shù)一般都是采用柯布道格拉斯生產函數(shù)，但巴羅（Barro，1990）和薩拉伊馬?。⊿ala-Martin，1992）曾將財政支出引入到內生經濟增長模型中，而Feder（1982）、Greenwood （1990）等也將金融發(fā)展水平當做“要素投入”引入生產函數(shù)中。本文借鑒蔣柳（2011）的做法基于新古典經濟增長模型加入金融要素與財政支農要素，構建包含財政支農與信貸支農與農村經濟發(fā)展的關系函數(shù)：

其中，Y是產出水平，K是資本投入，L是勞動力投入，F(xiàn)是金融要素投入，G是財政支農投入，T是科技投入，A是一個常量。結合剩余勞動力理論和邊際收益遞減理論，以及我國農村確實存在勞動力供給過剩的實際，參考Prescott（1991）、溫濤（2005）、余新平（2010）等做法，對勞動力投入加一個容量限制，即：

此時，對（3.2）式兩邊取自然對數(shù)，得到

即[LnA、LnL]都為常量，在影響產出水平時可以暫不考慮。

（二）變量的選取及數(shù)據(jù)說明

本文選取的數(shù)據(jù)時間是從2009年開始，到2016年結束。而空間上本文選取的30個省份的面板數(shù)據(jù)，因為西藏的農村固定資產投資數(shù)據(jù)缺失，難以找到。本文數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國金融統(tǒng)計年鑒》、EPS數(shù)據(jù)庫、中國商務部對外貿易司網站。

四、實證結果分析

根據(jù)以上理論變量與指標的選取，最終構建如下面板數(shù)據(jù)模型：

其中i表示地區(qū)（30個省份），t表示時間（2009年—2016年），?it是隨機變量。

（一）平穩(wěn)性檢驗與協(xié)整檢驗

根據(jù)平穩(wěn)性檢驗得，各變量均是一階單整面板數(shù)據(jù)。說明他們之前存在協(xié)整關系，需要進一步協(xié)整檢驗。由Kao檢驗，P值<1%，拒絕原假設，說明五個變量存在協(xié)整關系。

（二）面板模型設定檢驗

設定雙因素固定效應模型，LR檢驗拒絕原假設，說明面板模型存在個體效應和時間效應。接著設定雙因素隨機效應模型，根據(jù)Hausman檢驗結果，拒絕原假設，個體存在固定效應;時間序列接受原假設，時間序列存在隨機效應。因此面板模型存在個體固定效應和時間隨機效應。

（三）面板模型估計

由模型設定檢驗結果可知，本文多元線性估計模型采用截面固定效應+時間隨機效應，回歸結果如下：

回歸結果表明財政支農、金融支農、資本投入、技術投入都與農民人均收入存在正相關關系，且財政支農和金融支農以及他們的交叉項最為顯著，通過了1%的顯著性檢驗水平。資本投入和技術投入也都通過了10%的顯著性檢驗水平。因此財政支農和金融要素投入的措施都有利于農民人均收入的提高，符合理論的原假設。

交互效應分析：由LnF與LnG的交叉項為-0.01124，可見財政支農與信貸支農的交互效應為負，即兩者的共同作用對農民收入增長是負效應，會削弱農民收入的增加。這證實了目前支農資金出現(xiàn)的問題：金融支農和財政支農資金從總量上確實能夠推動農民收入的增加，但在資金使用效率上，由于金融的趨利性和農業(yè)的高風險、低回報性，金融資金真正投向農業(yè)領域的較少。國家財政對農業(yè)的直接補貼性，以及財政支農對金融支農的替代性，金融扶農優(yōu)惠資金更多地轉向第二、三產業(yè)，因此財政支農的投入增加，會導致更多的地方政府和金融機構將農業(yè)貸款等金融支農資金轉向非農領域，一定程度上削弱了金融支農和財政支農聯(lián)合的資金杠桿效用，也減少了金融資金本身對農民增收的推動作用。

五、分樣本回歸：區(qū)域對比分析

前文是基于全國30個省份總的分析，下文通過將全國30個省份劃分為東部、中部、西部三個分樣本進行回歸分析比較，回歸結果如下：

東部的財政支農投入與金融要素的投入在一定程度上都分別促進了收入的增加。而兩者的交互效應效應為負。而中部和西部財政支農與金融支農的系數(shù)為負值，交叉項為正值。說明我國金融支農與財政支農的效果在中西部并不好，與農民收入增加呈負相關，而且中部地區(qū)財政支農變量在實證中無法通過顯著性檢驗，而西部的金融支農變量也不顯著，由此說明我國的財政支農政策與金融支農政策具有地區(qū)差異性。同時，橫向上看，東部的財政支農與金融支農投入產出效果優(yōu)于西部，優(yōu)于中部。

全國及東部的金融與財政支農之間的交互效應都為負值，西部與中部的交互效應為正。交互效應為負值反映了增加財政支農的同時增加信貸支農反而不利于農民收入的增加，具有減弱增收的效應。東部在金融要素投入會比其他地區(qū)更多，而財政支農與金融支農之間存在相互替代性和擠出效應，隨著金融要素的投入政府會減少對東部地區(qū)的財政支出，然而我國的農村金融體系仍不完善，很多涉農貸款最后并沒有真正投向農村的發(fā)展，而是流向城市，因此產生了一個惡性循環(huán)。而中、西部地區(qū)，由于經濟欠發(fā)達，金融資金明顯比東部少，國家相對會增加對中西部的財政補貼，并且政府對中西部的發(fā)展還有具有具體的政策強制要求，資金使用在三農領域的效率會受到更嚴格的監(jiān)管與控制。

六、建議

本文基于以上實證結果及2018提出的“鄉(xiāng)村振興”戰(zhàn)略提出以下建議：

（一）確保財政資金的持續(xù)增長，擴大正向增收效果

政府發(fā)揮宏觀調控的作用，加大對“三農”問題的支出投入，將財政支農對農民增收的影響外現(xiàn)并放大，以確保我國在2020年實現(xiàn)全面小康社會，縮小城鄉(xiāng)收入差距。從我國40年的財政數(shù)據(jù)來看，我國財政支農占總財政支出的比例在波動中下降，最近5年保持在9%，未突破過10%。一是我國農業(yè)自身發(fā)展的壯大及科技進步對資金支持的替代性，減少了財政支農資金的投入，但是從實證的結果來看，政府及中央應繼續(xù)正價財政資金的投入，擴大財政支農對農民增收的正向效果。

（二）完善支農資金的分配管理機制，保持支農資金獨立性

在資金的投放過程中，應加強對資金的監(jiān)管，保持財政支農資金的獨立性。同時也要優(yōu)化農村金融的信貸環(huán)境，提高借貸積極性。簡化農村貸款的審批手續(xù)，省去許多不必要的麻煩，吸引農民和農業(yè)企業(yè)去金融機構貸款;對經營良好的農村金融機構或組織實行較優(yōu)惠的稅費政策;要大力改善農村信用環(huán)境，減少人為賴賬和信用欺詐行為。同時加強對投入到農村和農業(yè)產業(yè)的資金進行監(jiān)督和追蹤報道，完善農村金融資源回流機制。同時可以開展金融機構支持鄉(xiāng)村振興考核評估，從微觀審慎體系中將金融支持鄉(xiāng)村振興納入監(jiān)管中。

（三）完善農村金融體系，發(fā)揮金融支持“三農”作用

銀行要完善農業(yè)貸款擔保機制以及農業(yè)貸款定價機制，提高農業(yè)貸款的可得性。政府要推進兩權抵押機制，給農村貸款提供更多的機會，同時加強社會征信體系的建設，打造一個良好的農村信用環(huán)境。想要真正實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興，還需完善農村金融體系，發(fā)揮金融資金的杠桿作用，促進農業(yè)的規(guī)模生產和打造有品牌特色的農產品產業(yè)，帶動當?shù)氐慕洕l(fā)展，拉動農民的收入和生活水平的提高。同時也要完善農村金融法律體系，做到有法可依。

（四）建立財政、銀行、保險、擔?！八奈灰惑w”的多元化支農政策體系，縮小區(qū)域差異

2019年五部門聯(lián)合發(fā)布《關于金融服務鄉(xiāng)村振興的指導意見》，提出要建立“財政、銀行、保險、擔?！奈灰惑w的多元化、立體型的支農政策體系，提高金融服務鄉(xiāng)村振興的積極性與可持續(xù)性”。從本文的實證分析來看全國的樣本金融支農與財政支農的交互效應為負值，即反映了金融支農與財政支農的交互作用對農民增收為削弱作用，兩者并沒有做到“1+1>2”的作用。因此需要加強金融與財政的相互配合，加強貨幣政策與財政政策的相互補充、協(xié)調的作用，共同拉大金融與財政支農的交互效應。在增加支農力度的同時也需要考慮區(qū)域的協(xié)調性，在統(tǒng)籌規(guī)劃時，也要兼顧東、中、西部地區(qū)的差異性，因地制宜，有靈活地變動財政政策與金融支農政策，使每個區(qū)域都能發(fā)揮兩者最大的投入產出效率。

參考文獻：

[1]Sala-I-Martin， Xavier and Barro， Robert J.，1992， Convergence， Journal of Political Economy， Vol.100，Apr.，PP223-251.

[2]溫濤，冉光和，熊德平.中國金融發(fā)展與農民收入增長[J].經濟研究，2005（09）：30-43.

[3]余新平，熊皛白，熊德平.中國農村金融發(fā)展與農民收入增長[J].中國農村經濟，2010（06）：77-86+96.