农业供给侧结构性改革与金融支持问题研究Word文件下载.docx

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“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，与农村金融结构无格兰杰成因。

　　对lnFAOP与lnRFIR、lnRFS、lnRFE，lnLTR与lnRFIR、lnRFS、lnRFE分别做Johansen协整检验。

　　进一步分别得到标准化后的协整方程：

　　1nFAOP■=17.93703+0.783911nRFIR■-2.238921nRFE■-0.073801nRFS■+ε■

　　农村金融发展规模对农村人均固定资产投资影响显著且为正，而农村金融效率和农村金融结构对农村人均固定资产投资影响为负，总体上农村金融发展对农村人均固定资产投资影响为正向。

　　1nLTR■=4.59201+0.889721nRFIR■-2.531321nRFE■+1.019121nRFS■+ε■

　　农村金融效率对农村劳动力转移影响最大且为负，农村金融结构对农村劳动力转移影响次之为正，金融发展规模影响最小为正，农村金融发展对农村劳动力转移整体影响为正。

　　（三）结论

　　农村居民可支配收入受农村劳动力转移率的正向影响，农村劳动力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。

农村居民可支配收入同样受农村人均固定资产投资的正向影响，农村固定资产投资的扩大，会影响农村居民收入的增长，可扩大生产的有效投?

Y虽然存在一定的滞后效应，但对农村居民收入的增长效果更显著。

　　农村金融规模与农村人均固定资产投资是双向的因果关系、与农村劳动力转移率是单向的因果关系，且农村金融规模对两者的影响显著为正，即扩大农村金融规模，将会促进农村人均固定资产的增加，推动农村劳动力的非农转移，最终促进农村居民收入的增长。

农村金融结构与农村人均固定资产投资、农村劳动力转移率不存在单向的因果关系，但对农村人均固定资产投资是正向影响、对农村劳动力转移率是负向影响，即农村金融结构合理将会促进农村人均固定资产的投资、抑制农村劳动力的非农转移。

农村金融效率对农村人均固定资产投资式双向的因果关系、与农村劳动力转移率是单向的因果关系，且农村金融效率对于两者的影响为负，即农村金融效率制约了农村固定资产的形成和劳动力转移。

　　农村金融发展有助于农村劳动力的非农转移与农村固定资产的形成，农村劳动力的转移和农村固定资产的形成将促进农民工资性收入和经营性收入的增加，进而促进农民收入的增长，最终使得农村经济增长。

特别是农村金融效率。

长期来看，中国农村金融体系一直承担着资金动员的功能，而资源配置和风险管理的功能较低，农村金融效率低下，资金大量外流，农村资金效率的提高更多的是受制于国家相关政策的强制性规定，但资金的用途和使用效率并没有随之提升，所以无法形成有效的固定资产投资能力，创造更多的就业岗位，推进农村劳动力的转移，要想提高农民收入，促进农村经济长期发展，还需要依靠农村金融效率的提高，即尽可能的将农村资金留在农村，投向收益最大化的领域。

　　四、农村金融供需结构失衡现象的吴忠表现

（一）农村经济发展概况

　　2016年，吴忠市完成农林牧渔业总产值113.1亿元，按可比价格计算，比上年增长4.8%，全市农林牧渔业增加值58.5亿元，比上年增长4.9%。

农村经济发展具有以下特征：

一是产业结构不合理，经济增长贡献率较低。

2016年，全市三次产业结构为12.5：

56.6：

30.9，农业对经济增长的贡献率为7.4%，分别低于二三产业56、21.8个百分点。

二是农村第二产业发展迅速，但农产品加工率仍处于较低水平。

三是农民收入结构发生重大变化。

外出务工等因素使农民收入来源从经营性收入向工资性收入、财产收入和转移性收入转变。

2016年，全市农村居民工资性收入、经营性收入和财产、转移性收入占人均可支配收入比例分别为45.7%、45.9%和8.5%。

（二）农村金融供给概况

　　近年来，吴忠市农村金融体系融资规模不断增加，融资比例适度增长，融资结构不断改善，在农业生产、农民增收、农村繁荣稳定等方面发挥了一定的促进作用。

截至2016年12月末，全市本外币各项贷款余额500.39亿元，同比增长8.6%。

全市涉农贷款余额309.5亿元，同比增长7.8%。

农村贷款余额271.3亿元，同比增长8.1%；

其中农户贷款余额为144.2亿元，全年新增15.3亿元，同比增长12%，占各项贷款余额比重为28.8%；

农村企业及各类组织贷款127.1亿元，同比增长3.9%，占各项贷款余额比重为25.4%；

农林牧渔业贷款余额为95亿元，全年新增1.8亿元，同比增长20.8%，占各项贷款余额比重为19.0%（见图4）。

涉农贷款占比不断增长，结构逐步优化。

　　（三）农村金融供给结构及特点

　　供给主体方面，吴忠市涉农金融机构总量明显偏少。

全市农村金融供给体系包括国有商业银行5家，政策性银行1家，地方法人金融机构10家，其中村镇银行5家，小额贷款公司36家。

在农村地区起主要作用的是市农发行、中国农业银行吴忠市分行、吴忠市黄河农村商业银行和部分村镇银行。

　　金融服务方面，吴忠市涉农金融机构具有明显的商业化和同质化特征，服务类型单一。

针对农业现代化的金融服务，如农业科技、农产品开发、水利设施、农产品营销等方面还基本处于空白。

各金融机构虽然根据自身的比较优势确定了各自的主要业务类型和目标客户群体，但在实际运行中，大部分金融机构还是更侧重于吸收存款和发放贷款。

　　金融功能方面，吴忠市各国有商业银行在农村金融市场中仅具备基本的资源配置、风险管理功能和金融服务等辅助功能；

农发行的政策性特征则使其兼具了除此之外的诱导与扩张功能、扶持和推进功能、有机协调和专业服务功能；

而农商行、信用社等农村合作性金融机构除基本金融功能外，还特有互助合作、提供信息和咨询功能。

　　（四）农村金融需求结构及特点

　　需求主体方面，吴忠市与全国大部分农地区相同，主要包括农户、农村企业和合作组织。

农村企业包括在农牧业发展过程中有一定规模的龙头企业和利用本地资源发展的无数中小微型企业，而中小微型企业是农村企业的绝对主体。

农村经济组织包括各种形式的生产或贸易性协会如牛羊协会、家庭农场和各种专业合作社等。

此外，由于乡镇政府部门存在基础设施建设和产业结构调整方面的融资需求，因此它们也是农村金融需求的主体。

　　需求产业方面，吴忠市农村资金需求主要源自于奶产业、牛羊肉产业、优质粮食产业和林果产业。

截止2016年12月末，全市奶牛饲养量达到18.1万头；

牛肉产量2.2万吨，增加0.2万吨，比上年增长11.6%；

牛羊肉产量4.2万吨，增长2.5%；

全市有一定规模的牛羊肉加工企业20多家，全年粮食播种面积320.5万亩，增加5.1万亩，比上年增长5.3%。

以上产业的发展为农村金融市场带来了比较旺盛的需求。

　　（五）农村金融供给结构失衡的表现

　　通过比较吴忠市农村金融供给与需求结构，我们发现，吴忠市农村金融供给失衡主要表现为：

1、金融供给效率与农村经济发展变化速度不对称。

近几年吴忠市休闲农业、旅游农业、科技农业等新业态得到不断培育，农业龙头企业、新型经营主体、农业大户获得多种政策支持，其中也包括各类金融扶持措施，但大部分金融扶持手段都为能落实或落实有限，金融供给效率低下，农业新业态的资金缺口很难从金融渠道获得弥补。

2、金融供给主体增长速度与需求主体增长速度不对称。

主要是农村地区金融机构网点分布数量少、类型单一且分布不均，跟不上遍布各地且不断增加的需求主体新增量。

3、金融服务的种类和方式与需求主体不断扩大的金融需求不对称。

主要是农村地区贷款覆盖率低、产品种类单一且手段落后，存贷比较低，整体呈现资金流出态势，金融机构对农村地区的服务中存在明显的产品、营销和评估排斥，难以满足农户及农村企业的新生的各种服务需求。

4、农村地区担保抵押体系建设与金融机构的风险防范要求不对称。

主要是农村地区不但存在贷款难，还普遍存在贷款贵。

由于农村地区信用体系建设比较滞后且缺乏有效的抵押担保物，金融机构出于成本和风险的考虑，一般都通过简单的提高利率等方式筛选客户和覆盖风险。

创新的各项金融服务也由于对农户还款能力的担忧而拒绝向农村地区输出。

　　五、金融支持农业供给侧结构性改革的吴忠实践

（一）加强支农再贷款管理，农业信贷资金供给成本不断降低

　　近年来，人民银行吴忠市中心支行不断强化支农再贷款管理，合理确定再贷款限额使用期限，引导涉农金融机构降低贷款利率水平，切实降低了广大农民的生产经营成本。

截至2017年6月末，全市累计发放支农再贷款3.45亿元，比去年同期增加2.67亿元，同比增长122.6%。

支持春耕生产累计投放36.54亿元，同比增长19.3%。

全市借用支农再贷款发放涉农贷款加?

嗥骄?

利率为4.35%，低于自有资金发放涉农贷款利率水平3.9个百分点。

（二）推动信贷产品创新，农户融资需求满足率有所提高

　　全市各金融机构加大创新力度，积极探索农村供应链金融，努力满足农业供应链各环节主体的融资需求，推出惠农卡、富农卡、速贷通、滩羊通、农户通、商户通、小微通等新型特色信贷产品20余种。

坚持让利于农，摒弃“一浮到顶”和就高不就低的利率定价机制，对5万元（含）以内的小额农户贷款实行优惠利率。

部分金融机构授信农户和企业覆盖面达到90%以上，有效支持羊绒、枸杞、肉牛养殖、圆枣、中药材种植等产业实现增产增收。

以青铜峡市绿色种植产业为例，截止2017年6月末，各金融机构累计向农户发放贷款23亿元，推动有机、富硒稻麦种殖面积由10万亩扩大到50万亩，覆盖5个乡镇38个村，农户资金需求满足率有所提高。

　　（三）开展服务模式创新，农村金融服务环境进一步改善

　　一是探索建立“公司+农户+保险”、“公司+基地+保险”、“公司+合作社+保险”等新型融资担保模式，对农业和农户进行有效的风险管理和经济补偿。

二是强化对支柱产业和龙头企业的金融支持，提供“网上申请、网上审核、网上授信、网上审批、网上支付”的一站式信贷服务。

以葡萄酒产业为例，截止2017年6月末，全市各金融机构共为御马酒庄、愚皇酒庄、罗山酒庄、汇达阳光生态酒庄等38家酒庄发放贷款22亿元。

三是推进“信用重建”工程，重点释放一批农村小额“黑名单”客户。

四是推行普惠金融，不断健全农村支付结算服务体系。

截止2017年6月末，全市助农取款服务点达575个，业务受理终端累计597台，覆盖行政村431个，覆盖率达到96.9%。

　　（四）深化“两权”抵押贷款试点，农村融资抵押渠道更趋多元

　　稳步推进农村“两权”抵押贷款试点工作，积极协调相关部门完善试点配套措施，着力扩大业务规模，积极盘活农村土地资产，增强农村土地资源效能，为农业经营主体特别是新型农业经营主体提供信贷资金支持。

截至2017年6月末，辖内试点县同心县农村宅基地已确权72，488户，农村宅基地确权率达到100%，农民住房财产确权率达到65%。

“两权”抵押贷款余额3.32亿元，比年初新增2349万元，惠及农户1.4万户，抵押土地8.2万亩，农村融资抵押渠道得到进一步拓展。

　　（五）着力推进金融精准扶贫，农村地区脱贫速度逐步加快

　　一是开展个性化评级授信，如盐池县联社推出的“631”评级法，即诚信度占60%，资产状况占30%，基本情况占10%，有效降低了贫困户贷款门槛。

截止2017年6月末，全县共评出信用乡镇3个、信用村60个、信用组320个、信用户2.32万户。

二是合理提高建档