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摘 要：从长远来看，农户融资状况成为影响农村经济发展的重要变量。本文利用1990-2011年的相关数据，对影响农户收入的变量进行回归分析，发现农户自有资金、正规金融机构贷款和民间借贷均对农民收入有显著的正向影响，而政府财政支农支出对农民收入没有显著影响。
关键词：农户融资；收入效应；单位根检验；多元回归
解决“三农”问题的关键是提高农民收入，从长远来看，金融是农民收入的重要影响因素。农户作为农村金融市场中融资的基本单位，其融资状况成为影响农村经济发展的重要变量。
一、文献回顾
目前很多学者都关注农村金融发展与农民收入之间的关系，虽然这些研究尚未得到一致的结论，但毋庸置疑的是，农村金融发展对农民收入具有重要的影响。
许崇正等（2005）从历年的统计数据出发，对农民收入增长的影响因素进行实证分析，结果显示信贷投资对农户人均收入影响不显著。方金兵等（ 2009） 采用带有控制变量的向量误差修正模型和格兰杰因果检验，发现短期内农村金融发展规模与农民收入增长呈现双向的格兰杰因果关系。唐礼智（ 2009） 用1980-2007 年的实地调研及统计数据表明：短期内农村正式金融和非正式金融与农民收入增长之间不存在明显的因果关系。宋冬林，李海峰（2011）运用主成分分析、VAR模型及格兰杰因果检验等实证方法得出结论：农村传统正式金融是农村金融的主体，但农村正式金融与农民收入增长之间不存在格兰杰因果关系，仅有农村非正式金融是农民收入的格兰杰原因。钱水土，许嘉扬（2011）利用中国23个省1988-2008年的面板数据，通过引入地区和时间两类虚拟变量，对中国农村金融的收入效应进行了比较分析，得出中国农村金融发展的收入效应具有显著的地区和时间差异的结论。
基于学者们的研究成果，本文对以下几方面作出改进：（1）农村经济增长不等于农民收入增长。不能用经济指标代替农民收入指标，金融发展与农民收入增长的关系不能被金融发展与经济增长的正向关系所替代。（2）丰富农户融资指标。农户融资不仅有来自正规金融机构的贷款，还包括民间贷款、自有资金和政府财政支农支出。（3）在模型中引入农村人力资本、农业政策等变量。这些变量也是影响农民收入的重要因素，加入这些因素更有利于挖掘农户融资行为对农民收入的真实影响。
二、指标选取和模型构建
（一）指标选取
1、农民收入（y）。农民收入水平用农民人均纯收入衡量。
2、农户自有资金（of）。国民经济核算中，收入减去消费剩下的用作储蓄或投资。因此用农民人均纯收入减去农民人均消费来表示农户自有资金用。
3、政府财政支农支出（fin）。用财政支农占国家财政支出的比重来衡量。
4、正规金融机构贷款（fil）。由于无农户贷款数据，正规金融機构贷款用人均农业贷款余额代替。
5、民间贷款（infil）。《全国农村固定观察点调查数据》1995-2009给出了人均农村贷款余额数据和来自正规金融机构人均贷款余额数据，本文用两者之差近似替代人均民间贷款。1990-1994、2010、2011年的数据用统计缺失值插补方法替换。
6、农户受教育程度（edu）。用农村劳动力中受教育程度是高中以上所占的比重来衡量。
7、农户就业结构（str）。用乡村就业人员中第一产业人员所占比重来衡量。
8、农产品收购价格指数（api）。此指数可以反映农产品收购价格总水平的变化情况，以及对农民收入的影响。
（二）模型设计
本文引入柯布-道格拉斯生产函数，通过变量的替代与转换，建立农民收入与农户融资的计量经济模型，以论证我国农户融资与农民收入之间的关系。柯布-道格拉斯生产函数的一般形式为Q=ALαKβ ，其中Q为产量，L和K分别为劳动和资本投入量。结合本文研究，设Q为农民收入，L为农户自身人力资本因素及政策因素，K为农户融资变量。
对柯布-道格拉斯生产函数两边取对数有：lnQ=lnA+αlnL+βlnK，因此本文采用多元线性回归模型。因变量为农民收入指标，自变量为农户融资变量、农户人力资本变量和国家政策变量。其中，农民人均纯收入（y）、农户自有资金（of）、正规金融机构贷款（fil）、民间贷款（infil）是绝对指标，其余自变量是相对指标。绝对指标在回归分析中易产生异方差、使其趋势线性化等后果，因此对绝对指标进行了自然对数变换，取对数后将更易得到平稳序列且不会改变时间序列的性质和相互关系。最终建立如下模型：
lny=α+β1lnof+β2lnfil+β3ln infil+β4fin+β5edu+β6str+β7api+u
其中：α是截距项；β1、β2、β3是弹性系数，表示自变量变动1%引起因变量变化的百分比；β4、β5、β6、β7是半弹性系数，表示自变量变动1个单位引起的因变量变动的百分比；u是随机扰动项。
三、实证分析
本文以1990-2011年的数据为基础，利用EViews6.0统计分析软件，采用上文推导出的模型对农民收入的影响因素做定量分析。数据来源于《新中国六十年统计资料汇编》、历年《中国统计年鉴》、《中国金融统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》、《全国农村固定观察点调查数据》。
1、单位根检验
在对经济变量的时间序列进行分析时，首先要对变量做单位根检验，因为使用非平稳序列进行回归时，会造成回归结果的偏差或产生伪回归。本文运用的是ADF检验，判断各变量是否平稳。
表1 各变量ADF检验结果
变量 ADF值 Prob.
lny -4.861614 0.0049
lnof -4.011014 0.0258 lnfil -3.527304 0.0622
lninfil -3.038292 0.0475
fin -3.097453 0.0422
str -4.350146 0.0134
edu -3.730561 0.0438
api -3.935402 0.0091
由ADF统计量及其相伴概率可以看出，序列lny、lnof、lninfil、fin、str、edu、api在5%的显著性水平下（其中lnfil在10%的显著性水平下）均是平稳序列，可以直接用lny、lnof、lnfil、lninfil、fin、str、edu、api建立多元线性回归模型。
2、多元线性回归方程
本文利用最小二乘法，对回归方程进行多次拟合，逐步剔除不显著的影响因素，得到的最优方程如下：
ln y=4.25+0.41 ln of+0.19 ln fil+0.14 ln infil-2.22str+0.25api
t（βi） ：（6.3120） （7.1417） （4.7336）（3.0026） （-3.7889） （2.4927）
p：（0.0000） （0.0000） （0.0002） （0.0084） （0.0016） （0.0240）
=0.9962 F=841.1792 D.W=1.7099
从结果中可以看出修正的拟合优度 为0.9962，非常接近1，说明回归直线对观测值的拟合程度很好； 统计量的值为841.1792，表明总体上看回归方程显著，即这些自变量对农民人均收入的影响在整体上是显著的；各自变量均在5%的显著性水平下通过回归系数显著性检验，说明这些自变量对农民人均收入有显著的影响。
3、回归结果分析
（1）农户自有资金（lnof）的斜率系数为0.41，说明农户人均自有资金投入每增加1%，会引起农民人均收入增加0.41%；正规金融机构贷款（lnfil）的斜率系数为0.19，说明农民人均金融机构贷款投入增加1%，会引起农民人均收入增加0.19%；民间贷款（lninfil）的斜率系数为0.14，说明农民人均民间贷款增加1%，会引起农民人均收入增加0.14%。其中，农户自有资金的收入效应是最大的，金融机构贷款的收入效应次之，民间借贷的收入效应最低。这是因为农户自有资金的融资成本最低，而民间借贷的利率要比金融机构贷款的利率高。
（2）农户就业结构（str）的斜率系数为-2.22。一般认为第一产业就业人员的收入水平低于第二、第三产业，因此农村就业人员从事第一产业的比重越高，意味着农户收入越低。即农村就业人员中第一产业人员比重每增加1个单位，会引起农民人均收入减少2.22%；农产品收购价格指数（api）的斜率系数为0.25，说明农产品收购价格指数每增加一个单位，会引起农民人均收入增加0.25%。
（3）在拟合回归方程的过程中，发现政府财政支农支出（fin）和农户受教育程度（edu）对农户收入影响不显著，这也是有现实意义的。政府财政支农支出总量不足、份额缩小、结构不合理、农户没有充分利用等原因，导致财政支农支出效益不明显。教育发展对农户收入有长远影响，一般认为个人的受教育程度越高，收入也越高，但就目前的“用工荒”来看，部分从事体力劳动的就业人员工资比脑力劳动的要高，所以农户受教育程度对农民收入也没有显著影响。
四、结论与建议
本文运用多元线性回归模型，研究了中国农户融资行为的收入效应。实证发现，农户自有资金、正规金融机构贷款和民间借贷均对农民收入有显著的正向影响，而政府财政支农支出对农民收入影响不显著。总体来看，融资能促进农民收入的增加，因此应改善农村融资环境，保证农户融资渠道畅通。
第一，从政策上允许和鼓励农村非正规金融规范发展，在法律上保障非正规金融和正规金融在资金提供上展开公平竞争，促使民间借贷更好地服务于农业、农村、农民。第二，推进农村正规金融体制改革，创新金融产品和服务方式，为农户量身打造支农品牌，提供农户正规金融机构贷款的可得性。第三，引导农户内源融资，即引导农户将自有资金用于生产经营投资。农户自有资金大部分没有用于经营生产，而是用于建房、子女教育和婚嫁、看病等方面。第四，加大政府财政支农的力度。最近几年政府财政支农的比重虽有所上升，但总体来看仍是下降的。第五，加强对农户进行金融知识教育和金融知识宣传。农户对金融机构的信贷政策、复杂的贷款程序了解不多，在一定程度上成为阻碍农户融资的一道无形门槛。
参考文献：
[1]宋冬林，李海峰.中国农村金融发展与农民收入增长的实证研究[J].经济问，2011（10）
[2]錢水土，许嘉扬.中国农村金融发展的收入效应[J].经济理论与经济管理.2011（3）
[3]李俊丽，王家传.山东省农户融资行为的实证分析[J].山东经济.2006（3）
[4]史清华，陈凯.欠发达地区农民借贷行为的实证分析[J].农业经济问题，2002（10）： 29-35
[5]苏亮瑜.农户金融服务需求实证研究[J].南方金融，2007（3）：41-43
[6]李元华.论优化农民融资环境与农村微观主体创新[J].经济纵横，2005（1）：45-47
作者简介：魏颖（1983-），女，河南郑州人，河南理工大学万方科技学院经管系专职教师；郭静安（1981-），男，河南郑州人，河南理工大学万方科技学院经管系专职教师。
关键词：农户融资；收入效应；单位根检验；多元回归
解决“三农”问题的关键是提高农民收入，从长远来看，金融是农民收入的重要影响因素。农户作为农村金融市场中融资的基本单位，其融资状况成为影响农村经济发展的重要变量。
一、文献回顾
目前很多学者都关注农村金融发展与农民收入之间的关系，虽然这些研究尚未得到一致的结论，但毋庸置疑的是，农村金融发展对农民收入具有重要的影响。
许崇正等（2005）从历年的统计数据出发，对农民收入增长的影响因素进行实证分析，结果显示信贷投资对农户人均收入影响不显著。方金兵等（ 2009） 采用带有控制变量的向量误差修正模型和格兰杰因果检验，发现短期内农村金融发展规模与农民收入增长呈现双向的格兰杰因果关系。唐礼智（ 2009） 用1980-2007 年的实地调研及统计数据表明：短期内农村正式金融和非正式金融与农民收入增长之间不存在明显的因果关系。宋冬林，李海峰（2011）运用主成分分析、VAR模型及格兰杰因果检验等实证方法得出结论：农村传统正式金融是农村金融的主体，但农村正式金融与农民收入增长之间不存在格兰杰因果关系，仅有农村非正式金融是农民收入的格兰杰原因。钱水土，许嘉扬（2011）利用中国23个省1988-2008年的面板数据，通过引入地区和时间两类虚拟变量，对中国农村金融的收入效应进行了比较分析，得出中国农村金融发展的收入效应具有显著的地区和时间差异的结论。
基于学者们的研究成果，本文对以下几方面作出改进：（1）农村经济增长不等于农民收入增长。不能用经济指标代替农民收入指标，金融发展与农民收入增长的关系不能被金融发展与经济增长的正向关系所替代。（2）丰富农户融资指标。农户融资不仅有来自正规金融机构的贷款，还包括民间贷款、自有资金和政府财政支农支出。（3）在模型中引入农村人力资本、农业政策等变量。这些变量也是影响农民收入的重要因素，加入这些因素更有利于挖掘农户融资行为对农民收入的真实影响。
二、指标选取和模型构建
（一）指标选取
1、农民收入（y）。农民收入水平用农民人均纯收入衡量。
2、农户自有资金（of）。国民经济核算中，收入减去消费剩下的用作储蓄或投资。因此用农民人均纯收入减去农民人均消费来表示农户自有资金用。
3、政府财政支农支出（fin）。用财政支农占国家财政支出的比重来衡量。
4、正规金融机构贷款（fil）。由于无农户贷款数据，正规金融機构贷款用人均农业贷款余额代替。
5、民间贷款（infil）。《全国农村固定观察点调查数据》1995-2009给出了人均农村贷款余额数据和来自正规金融机构人均贷款余额数据，本文用两者之差近似替代人均民间贷款。1990-1994、2010、2011年的数据用统计缺失值插补方法替换。
6、农户受教育程度（edu）。用农村劳动力中受教育程度是高中以上所占的比重来衡量。
7、农户就业结构（str）。用乡村就业人员中第一产业人员所占比重来衡量。
8、农产品收购价格指数（api）。此指数可以反映农产品收购价格总水平的变化情况，以及对农民收入的影响。
（二）模型设计
本文引入柯布-道格拉斯生产函数，通过变量的替代与转换，建立农民收入与农户融资的计量经济模型，以论证我国农户融资与农民收入之间的关系。柯布-道格拉斯生产函数的一般形式为Q=ALαKβ ，其中Q为产量，L和K分别为劳动和资本投入量。结合本文研究，设Q为农民收入，L为农户自身人力资本因素及政策因素，K为农户融资变量。
对柯布-道格拉斯生产函数两边取对数有：lnQ=lnA+αlnL+βlnK，因此本文采用多元线性回归模型。因变量为农民收入指标，自变量为农户融资变量、农户人力资本变量和国家政策变量。其中，农民人均纯收入（y）、农户自有资金（of）、正规金融机构贷款（fil）、民间贷款（infil）是绝对指标，其余自变量是相对指标。绝对指标在回归分析中易产生异方差、使其趋势线性化等后果，因此对绝对指标进行了自然对数变换，取对数后将更易得到平稳序列且不会改变时间序列的性质和相互关系。最终建立如下模型：
lny=α+β1lnof+β2lnfil+β3ln infil+β4fin+β5edu+β6str+β7api+u
其中：α是截距项；β1、β2、β3是弹性系数，表示自变量变动1%引起因变量变化的百分比；β4、β5、β6、β7是半弹性系数，表示自变量变动1个单位引起的因变量变动的百分比；u是随机扰动项。
三、实证分析
本文以1990-2011年的数据为基础，利用EViews6.0统计分析软件，采用上文推导出的模型对农民收入的影响因素做定量分析。数据来源于《新中国六十年统计资料汇编》、历年《中国统计年鉴》、《中国金融统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》、《全国农村固定观察点调查数据》。
1、单位根检验
在对经济变量的时间序列进行分析时，首先要对变量做单位根检验，因为使用非平稳序列进行回归时，会造成回归结果的偏差或产生伪回归。本文运用的是ADF检验，判断各变量是否平稳。
表1 各变量ADF检验结果
变量 ADF值 Prob.
lny -4.861614 0.0049
lnof -4.011014 0.0258 lnfil -3.527304 0.0622
lninfil -3.038292 0.0475
fin -3.097453 0.0422
str -4.350146 0.0134
edu -3.730561 0.0438
api -3.935402 0.0091
由ADF统计量及其相伴概率可以看出，序列lny、lnof、lninfil、fin、str、edu、api在5%的显著性水平下（其中lnfil在10%的显著性水平下）均是平稳序列，可以直接用lny、lnof、lnfil、lninfil、fin、str、edu、api建立多元线性回归模型。
2、多元线性回归方程
本文利用最小二乘法，对回归方程进行多次拟合，逐步剔除不显著的影响因素，得到的最优方程如下：
ln y=4.25+0.41 ln of+0.19 ln fil+0.14 ln infil-2.22str+0.25api
t（βi） ：（6.3120） （7.1417） （4.7336）（3.0026） （-3.7889） （2.4927）
p：（0.0000） （0.0000） （0.0002） （0.0084） （0.0016） （0.0240）
=0.9962 F=841.1792 D.W=1.7099
从结果中可以看出修正的拟合优度 为0.9962，非常接近1，说明回归直线对观测值的拟合程度很好； 统计量的值为841.1792，表明总体上看回归方程显著，即这些自变量对农民人均收入的影响在整体上是显著的；各自变量均在5%的显著性水平下通过回归系数显著性检验，说明这些自变量对农民人均收入有显著的影响。
3、回归结果分析
（1）农户自有资金（lnof）的斜率系数为0.41，说明农户人均自有资金投入每增加1%，会引起农民人均收入增加0.41%；正规金融机构贷款（lnfil）的斜率系数为0.19，说明农民人均金融机构贷款投入增加1%，会引起农民人均收入增加0.19%；民间贷款（lninfil）的斜率系数为0.14，说明农民人均民间贷款增加1%，会引起农民人均收入增加0.14%。其中，农户自有资金的收入效应是最大的，金融机构贷款的收入效应次之，民间借贷的收入效应最低。这是因为农户自有资金的融资成本最低，而民间借贷的利率要比金融机构贷款的利率高。
（2）农户就业结构（str）的斜率系数为-2.22。一般认为第一产业就业人员的收入水平低于第二、第三产业，因此农村就业人员从事第一产业的比重越高，意味着农户收入越低。即农村就业人员中第一产业人员比重每增加1个单位，会引起农民人均收入减少2.22%；农产品收购价格指数（api）的斜率系数为0.25，说明农产品收购价格指数每增加一个单位，会引起农民人均收入增加0.25%。
（3）在拟合回归方程的过程中，发现政府财政支农支出（fin）和农户受教育程度（edu）对农户收入影响不显著，这也是有现实意义的。政府财政支农支出总量不足、份额缩小、结构不合理、农户没有充分利用等原因，导致财政支农支出效益不明显。教育发展对农户收入有长远影响，一般认为个人的受教育程度越高，收入也越高，但就目前的“用工荒”来看，部分从事体力劳动的就业人员工资比脑力劳动的要高，所以农户受教育程度对农民收入也没有显著影响。
四、结论与建议
本文运用多元线性回归模型，研究了中国农户融资行为的收入效应。实证发现，农户自有资金、正规金融机构贷款和民间借贷均对农民收入有显著的正向影响，而政府财政支农支出对农民收入影响不显著。总体来看，融资能促进农民收入的增加，因此应改善农村融资环境，保证农户融资渠道畅通。
第一，从政策上允许和鼓励农村非正规金融规范发展，在法律上保障非正规金融和正规金融在资金提供上展开公平竞争，促使民间借贷更好地服务于农业、农村、农民。第二，推进农村正规金融体制改革，创新金融产品和服务方式，为农户量身打造支农品牌，提供农户正规金融机构贷款的可得性。第三，引导农户内源融资，即引导农户将自有资金用于生产经营投资。农户自有资金大部分没有用于经营生产，而是用于建房、子女教育和婚嫁、看病等方面。第四，加大政府财政支农的力度。最近几年政府财政支农的比重虽有所上升，但总体来看仍是下降的。第五，加强对农户进行金融知识教育和金融知识宣传。农户对金融机构的信贷政策、复杂的贷款程序了解不多，在一定程度上成为阻碍农户融资的一道无形门槛。
参考文献：
[1]宋冬林，李海峰.中国农村金融发展与农民收入增长的实证研究[J].经济问，2011（10）
[2]錢水土，许嘉扬.中国农村金融发展的收入效应[J].经济理论与经济管理.2011（3）
[3]李俊丽，王家传.山东省农户融资行为的实证分析[J].山东经济.2006（3）
[4]史清华，陈凯.欠发达地区农民借贷行为的实证分析[J].农业经济问题，2002（10）： 29-35
[5]苏亮瑜.农户金融服务需求实证研究[J].南方金融，2007（3）：41-43
[6]李元华.论优化农民融资环境与农村微观主体创新[J].经济纵横，2005（1）：45-47
作者简介：魏颖（1983-），女，河南郑州人，河南理工大学万方科技学院经管系专职教师；郭静安（1981-），男，河南郑州人，河南理工大学万方科技学院经管系专职教师。