农业供给侧结构性改革与金融支持问题研究

农业供给侧结构性改革与金融支持问题研究摘要：我国农村金融高风险、高成本、低收益的特征以及涉农金融机构规避风险的要求，使农业经济对金融资源的吸引力不足，金融供给与农村经济需求存在矛盾。本课题深入研究我国农村金融体系的构成和农村金融供给的典型特征，对我国农村金融供给失衡现象进行了实证分析，结合吴忠市农村金融供需结构失衡的主要表现，以及当地金融机构在支农工作中的实践经验，提出了金融支持农业供给侧结构性改革的政策建议。关键词：农业供给侧结构性改革；金融供给；金融需求；农村金融体系中图分类号：F323.9文献标识码：B文章编号：1674-0017-2017（10）-0053-10农业供给侧结构性改革，就是要解决制约农业农村发展的结构性、体制性矛盾，调整优化农业农村经济结构，推动中国农业农村发展由过度消耗资源生态、满足“量”的需求为主，向集约节约利用资源，满足“质”的需求和追求可持续发展转变。完善农村金融体系，推进农村金融服务并创新适合农村金融市场的金融产品和工具，将有效助力农业供给侧结构性改革的推进。实践中，由于不同地区农业经济和农村金融具有不同的强弱质特征，导致其发展水平也不尽相同。因此，如何正确创新和运用金融工具和服务来支持农业发展，合理的配置农村金融资源，改善农村金融供需结构，从而推动农业供给侧结构性改革，是本文研究的重点。一、文献综述金融与经济密不可分，现代金融发展理论的形成、发展与演进历程就是对经济与金融关系认识不断深化的过程。HughT.Patrick（1966）提出两种农村金融发展模式：“需求追随”和“供给领先”。前者强调农村金融组织及相关金融服务的产生源于农村经济主体的金融服务需求，需求先于农村金融组织的供给；后者强调农村经济主体的金融需求产生于农村金融组织及相关服务的供给，供给先于农村经济主体的需求。JuniorR.Davis、AngelaGaburici&PaulGHareC（1998）以罗马尼亚为例，从定量方面分析得出了影响农户贷款和?π畹闹饕?因素是农民收入、资源和贷款的使用。李颖（2014）以西部农村金融为研究对象，从供给层面分析西部农村金融抑制现象及原因，认为利率管制及金融产品单一、风险防范机制不健全制约西部农村金融发展。RonaldI.Mckinnon和EdwardS.Shaw（1993）研究了发展中国家金融发展与经济增长之间的相互关系，证明发展中国家广大的农村地区也存在着严重的金融抑制，强势的供给主体对农户和农村中小企业等弱势群体进行严格的客户甄选，增加了弱势群体获得正规金融部门信贷资金支持的难度。张兵等（2002）、李刚（2005）、季凯文等（2008）借鉴金融深化理论，对中国农村金融深化与农村经济增长之间的关系进行了理论与实证分析，研究表明，农村金融深化对农村经济增长具有促进作用。王修华、邱兆祥（2011）认为金融功能从宏观上可以概括为金融深度和金融宽度，即在农业供给侧改革下的金融需求释放，使得农村金融机构在存量上的增加与金融服务质量上的提升。蔡熙华（2016）研究发现，当代农村金融市场的有效需求具有信贷需求规模化，互联网金融需求大众化等特征，金融支持农业供给侧改革应当拓展信贷支持领域，放大信贷支持半径，尝试信用增级手段并改进信贷动态管理。二、我国农村金融体系的构成和农村金融供给的典型特征（一）农村金融体系的构成我国农村金融体系属于典型的“二元结构”（具体见图1）。（二）农村金融供给的典型特征经过多年的改革创新，我国农村金融体系不断健全，基础设施和生态环境明显改善，服务覆盖面不断扩大，可持续发展能力显著增强，为推进“三农”新发展和农民收入稳定增长作出了重要贡献。2007年至2016年，我国全部金融机构涉农贷款余额从6.1万亿元增加至28.2万亿元，占各项贷款的比重从22%提高至26.5%。农业保险保费收入从51.8亿元增长到417.1亿元，参保农户从4981万户次增长到2.04亿户次，承保农作物从2.3亿亩增加到17.2亿亩，分别增长了7.1倍、3.1倍和6.5倍。1.金融供给抑制现象严重具体表现为农村地区（特别是欠发达农村地区）金融供给主体缺位、错位问题一定程度仍然存在，信贷结构不平衡、各类金融协作效果差，局部供求矛盾突出，“资金离农”、“机构离农”问题一定程度依然存在等。农村金融市场在贷款规模、网点数量、金融服务、产品种类等方面与城市金融有较大差距，供给不足导致农村金融市场出现严重的资金短缺。以吴忠市为例，截止2016年末，全市共有银行业金融机构网点120个，其中部署在农村地区的网点仅占其总数的24.2%，而农村人口比例为54.4%，农村金融供给主体偏少。同时，农村合作金融机构在较长时间内成为吴忠辖区农村金融市场上唯一一家能够提供信贷产品的正规金融机构，来自再贷款、专项票据、税收等多方面的优惠政策使其保持着在农村金融市场上的事实垄断地位，这令吴忠市农村金融市场呈现出明显的供给型抑制特征，成为导致地区农村金融供需失衡，影响农业供给侧结构性改革的重要原因。2.金融供给效率较低宏观上，农村直接融资市场发展滞后，直接融资占比远逊于间接融资，两类市场规模不均使农村金融供给在总体结构上出现失衡。截止2016年12月底，我国股票交易市场期末境内上市公司（A、B股）共3052家，其中农、林、牧、渔行业板块中上市公司仅46家，在总体上市公司中占比为1.5%，市值占比约为7.3%，在所有行业中占比偏小，金融分割问题严重。微观上，随着商业化程度加深，出于控制成本、提高自身盈利能力和竞争优势的考虑，部分正规金融机构（如国有商业银行，农信社）选择逐步退出一些相对落后、业务量少的农村地区，并在城市设立大量网点，导致农村经济处于弱势地位。大量资金被其以揽储形式吸收再通过金融渠道外流向城市或“非农”部门，导致农村金融供给效率偏低。此外，金融机构与农户、乡镇企业间信息不对称，农村民间金融发展落后等问题也是造成我国农村金融供给效率较低的重要因素。3.信贷配给程度偏高信贷配给就是在信贷市场利率一定的条件下，贷款需求超过贷款供给，银行等金融企业对贷款进行配给的现象。信贷配给程度越高，说明信贷供需失衡越严重，信贷需求满足率越低。农村信贷配给程度无法直接计算，故本文采用涉农贷款在全部贷款中的比重α和农村经济（乡镇企业增加值+第一产业增加值估算）在GDP中的比重β来计算农村信贷配给程度R（结果见表1）。公式为：R=（β-α）/β×100%，其中，R为信贷配给度；α为经济主体掌握的信贷资金比重；β为经济在国民经济中的比重。从表1和图2可以看出，1978年到2016年中国农村信贷配给度总体呈现“先低后高”的特点。农村信贷配给度的变动幅度相对平稳，始终在60-85%的区间内变动。1978年始于农村的改革开放提高了农村经济在国民经济中的地位和重要性，国家出台许多政策加大对农村的支持力度，农村经济金融实现了快速协调发展，农村信贷配给度不断下降，1992年达到最低点60.89%。但从1993年开始，农村信贷配给度开始逐年缓慢上升，2016年达到峰值84.39%。在政府主导的机构改革模式下，政府对农村信贷市场准入设置政策性壁垒，造成中国农村信贷市场结构性失衡，限制了市场机制作用的发挥，导致农村金融市场效率低下，信贷配给现象不断加重。三、我国农村金融供需结构情况分析（一）模型设定及指标选取1.模型设定由于农村经济增长最直接的体现就是农村居民可支配收入的增长，所以用收入增长代替农村经济增长；农村的物质资本积累用农村固定资产投资表示；农村的技术进步和人力资本积累综合体现于农村劳动力的人力资本上，农民收入更多地依靠农村劳动力非农转移所获取的收入，所以把农村劳动力的非农转移也作为解释变量之一。经综合考量，我们选取农民可支配收入（Y）与农村人均固定资产投资（FAOP）和农村劳动力转移率（LTR）??建模型。分别建立以下的计量模型：1nY■=c■+α■1nFAOP■+β■1nLTR■+μ■1nFAOP■=c■+α■1nRFIR■+α■1nRFS■+α■1nRFE■+ε■1nLTR■=c■+β■1nRFIR■+β■1nRFS■+β■1nRFE■+ε■2.数据来源基于数据的可得性、连续性和可比性，选取的样本区间为1985―2015年的年度数据。为消除序列的共线性和异方差性，对各个变量进行取对数处理。数据来源于历年的《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》和《中国乡镇企业年鉴》、《中国乡镇企业及农产品加工业年鉴》等。3.指标解释对农村居民可支配收入（Y）、农村人均固定资产投资（FOAP）用1985年等于100的CPI进行平减。农村劳动力转移率（LTR）=用[农村非农就业人数+（城镇就业人数-城镇职工数）]/农村劳动力人数估算衡量。由于本文是以农村经济和金融为研究对象，而中国农村金融市场的发展较为缓慢，只考虑金融中介的发展。借鉴各类文献的做法并结合中国农村的具体情况，本文选择金融规模、结构和效率等作为衡量农村金融发展的3个指标。其中：农村金融规模（RFIR）=（农村贷款+农村存款）/农村GDP；农村金融结构（RFS）=乡镇企业贷款/农村贷款；农村金融效率（RFE）=农村贷款/农村存款（李万超等，2013）。（二）实证分析1.农民收入的决定因素分析（1）平稳性检验。为了避免时间序列出现变量相依的伪回归，对观测值的时间序列数据进行平稳性的检验是非常有必要的。利用ADF检验方法检验数据的平稳性问题，若ADF值大于临界值，则认为该序列没有单位根，即平稳序列。由表2的检验结果可知，各指标数据在10%的显著水平下，单位根检验的临界值小于相应的t统计量的值，表明各序列存在单位根，是非平稳序列。做一阶差分后，各序列的ADF的绝对值均大于时的临界值，所以各序列必须通过一阶差分后，才能达到平稳。（2）协整检验。由于各变量是一阶差分平稳的，即都是序列I（1）。因此满足构造VAR模型的必要条件，检验结果如表3：由表3可以看出：在5%的显著水平下，农村居民可支配收入、农村人均固定资产投资和农村劳动力转移率对数的协整检验拒绝无协整方程的假设，即三者之间存在协整关系1。（3）格兰杰因果检验。为防止经济数据序列之间存在伪回归，即本来不存在关系的经济序列却出现了较高的相关性，需要对所研究的经济序列做格兰杰因果检验。结果见表4。由格兰杰因果检验结果可知，在滞后1期10%的显著水平下，农村劳动力转移率是农村居民可支配收入的单向Granger因果关系，农村劳动力大量的非农转移带来农民工资性收入的不断增加，从而带动农民整体收入的增长。滞后2期时，在10%的显著性水平下，农村居民可支配收入与农村固定资产投资间存在单向Granger因果关系，原因在于农村固定资产投资的主体是广大农民，国家和其他社会主体对农村投资较少，以国家财政支农支出为例，2016年国家各项农林水支出18442亿元，同比增长5.9%，占国家全部财政支出的9.8%，较2011年占比仅增0.2%，并且农民用于固定资产投资的方向主要是建房，用于其他可扩大生产的投资较少，因此，促进农民收入的投资较少。二者的滞后期数之所以不同，主要是因为农村固定资产投资对农民收入的影响有时滞效应，所以滞后期数为2期；而农村劳动力非农转移当年就会对农村居民可支配收入产生影响，相应的滞后期数为1期。（4）协整方程式。按照SC和AIC信息准则确定VAR模型最优滞后期为2，回归结果如下：1nY■=4.76071+0.51831FAOP■+0.11571LTR■+μ■农村人均固定资产投资和农村劳动力转移率对农民人均可支配收入的影响均是正向的，农村人均固定资产投资对于增收的作用更大。2.农村金融发展对农民可支配收入的影响分析根据上文中的已知结果，对农村人均固定资产投资与农村进入规模、农村金融结构、农村金融效率；农村劳动力转移率与各金融变量分别做格兰杰因果检验。从表5中的检验结构可知，农村人均固定资产投资农村金融发展规模、农村金融效率分别是双向格兰杰因果关系，与农村金融结构不存在格兰杰因果关系。农村劳动力转移率与农村金融发展规模、农村金融效率分别存在单向的格兰杰因果关系，与农村金融结