摘要：當(dāng)前發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)、提高農(nóng)民收入已成為解決我國(guó)“三農(nóng)”問(wèn)題的重中之重，本文基于協(xié)整分析，利用ADF檢驗(yàn)和Granger因果檢驗(yàn)，通過(guò)對(duì)1984年至2013年間中國(guó)農(nóng)村信貸投放與農(nóng)民人均純收入的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。檢驗(yàn)數(shù)據(jù)表明：農(nóng)村信貸投放增加及信貸資金使用效率提升是加快農(nóng)民收入增長(zhǎng)的重要影響因素。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村信貸 農(nóng)民收入 農(nóng)村經(jīng)濟(jì)

改革開(kāi)放30多年以來(lái)我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展取得了很大的成績(jī)，但目前出現(xiàn)的“三農(nóng)”問(wèn)題已經(jīng)成為影響國(guó)民經(jīng)濟(jì)持續(xù)、穩(wěn)定、健康發(fā)展的重要因素。雖然發(fā)展農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)、提高農(nóng)民收入的方法有很多種，但歸根結(jié)底而言，農(nóng)村金融環(huán)境建設(shè)、農(nóng)村信貸資金投放已成為提高農(nóng)民收入的重要一環(huán)。

一、數(shù)據(jù)與模型

在分析農(nóng)村信貸支持農(nóng)民收入這一問(wèn)題時(shí)，一般選取年度農(nóng)業(yè)貸款余額和年度農(nóng)民人均純收入兩個(gè)變量為研究對(duì)象，本文亦選取這兩個(gè)指標(biāo)，其中農(nóng)村信貸規(guī)模為年度農(nóng)業(yè)貸款額與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款額之和，用Rc表示；農(nóng)民人均收入為年度生產(chǎn)性收入和非生產(chǎn)性經(jīng)營(yíng)收入之和，用FI表示。本文樣本數(shù)據(jù)取自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。數(shù)據(jù)區(qū)間為1984—2013年度數(shù)據(jù)。本文實(shí)證檢驗(yàn)都是在EViews6.0和Excel2007中進(jìn)行中。

自從1984年以來(lái)，我國(guó)農(nóng)村信貸與農(nóng)民收入都呈現(xiàn)出穩(wěn)步上升的趨勢(shì)，特別是進(jìn)入21世紀(jì)以來(lái)，農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民人均收入增長(zhǎng)的速度進(jìn)一步加快，兩者的相關(guān)性愈發(fā)明顯。由于農(nóng)村信貸規(guī)模數(shù)值較大，農(nóng)民人均收入數(shù)值較小，為減弱誤差影響，本文對(duì)其進(jìn)行了取對(duì)數(shù)處理，回歸方程假定為：

LnFI=α+ βLnRc + ê

式中，α表示常數(shù)項(xiàng)，β表示自變量的敏感系數(shù)，ê則表示為隨機(jī)誤差。

二、實(shí)證分析

（一）單位根（ADF）檢驗(yàn)

在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中，如果簡(jiǎn)單的將兩個(gè)隨機(jī)序列數(shù)據(jù)直接進(jìn)行回歸分析，很可能導(dǎo)致錯(cuò)誤的結(jié)論。為了避免錯(cuò)誤的回歸分析發(fā)生，在構(gòu)建回歸模型之前，通常要對(duì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。本文采用Eviews6.0軟件對(duì)兩個(gè)序列數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，在包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的情況下，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。

由表1可知，在臨界值為5%的水平下LnRc序列和LnFI序列均是不平穩(wěn)的。然而進(jìn)行一階差分處理后，在臨界值為1%的水平下兩序列均平穩(wěn)。

（二）協(xié)整（Johansen）檢驗(yàn)

ADF檢驗(yàn)只是說(shuō)明兩個(gè)序列變量具有穩(wěn)定的變動(dòng)趨勢(shì)，但二者之間是否存在顯著的相關(guān)關(guān)系，則要進(jìn)一步進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。使用自回歸中的協(xié)整檢驗(yàn)，考慮截距項(xiàng)，排除時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，確定AIC值（滯后階數(shù)）為2，檢驗(yàn)數(shù)據(jù)見(jiàn)表2：

由表2中檢驗(yàn)數(shù)據(jù)可知：在5%臨界水平下，原假設(shè)第一行（存在0個(gè)協(xié)整量）的跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)值=12.88>12.32，表明應(yīng)拒絕存在0個(gè)協(xié)整量的假設(shè)，說(shuō)明LnRc與LnFI之間確實(shí)存在一定的協(xié)整關(guān)系；在5%的臨界水平下，原假設(shè)第二行（至少存在1個(gè)協(xié)整量）的跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)值=2.41<4.13，表明應(yīng)當(dāng)接受 “至少存在1個(gè)協(xié)整量”假設(shè)，說(shuō)明農(nóng)村信貸投入與農(nóng)民人均收入之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。

（三）ECM模型分析

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)只是證明了農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民人均收入之間確實(shí)存在一定的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但把協(xié)整回歸檢驗(yàn)中的隨機(jī)誤差當(dāng)作均衡誤差，通過(guò)構(gòu)建誤差修正模型，可以分析檢驗(yàn)短期內(nèi)兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量相互間的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，從而可以將短期的均衡分析與長(zhǎng)期的均衡分析結(jié)合起來(lái)。本文通過(guò)ECM模型對(duì)農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間關(guān)系進(jìn)行短期均衡分析，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

DLnFI = 0.107528DLnRc

+ -0.080236Ut-1

（40.71454） （-5.31169）

上述檢驗(yàn)結(jié)果表明，在短期內(nèi)農(nóng)民人均收入的變動(dòng)不僅依賴于農(nóng)村信貸投入的變動(dòng)，而且很大程度上受前一期農(nóng)村信貸規(guī)模投入量以及信貸資金使用效率的影響。誤差修正項(xiàng)Ut-1的系數(shù)為-0.08，反映前一期的差異有8%能在這一期得到消除，數(shù)值較小說(shuō)明均衡恢復(fù)的速度比較慢，農(nóng)民人均收入增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村信貸規(guī)模的變化在反應(yīng)上存在一定的滯后性。這在一定程度上也間接說(shuō)明了我國(guó)農(nóng)村信貸資金的使用效率不高。

（四）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)表明農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間存在一種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。但兩者之間因果關(guān)系如何，這需要進(jìn)一步開(kāi)展Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。表3為檢驗(yàn)數(shù)據(jù)，滯后期分別為1和2。

據(jù)表3數(shù)據(jù)可知，在5%顯著性水平下，農(nóng)村信貸規(guī)模增加是引致農(nóng)民人均收入增長(zhǎng)的重要原因，其影響時(shí)滯可以達(dá)到2個(gè)年度，即自1984年以來(lái)，我國(guó)農(nóng)村信貸規(guī)模是非中性的。從相反的作用方向來(lái)看，在滯后1—2期時(shí)，農(nóng)民人均收入增加作為農(nóng)村信貸規(guī)模增加的原因不成立。

（五）回歸模型

本文利用OLS方法對(duì)1984—2013年中國(guó)農(nóng)村信貸投放與農(nóng)民人均收入增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行回歸分析，推出如下回歸方程：

LnFI = 67.49LnRc + 187.67

其中：R2=0.949，F(xiàn)=921.399，DW值=0.4714，α和β的T 的檢驗(yàn)值分別是10.643和30.355。因此，我們可以得出以下結(jié)論：回歸模型擬合系數(shù)R2=0.949， F檢驗(yàn)值=921.399，表明回歸模型方程能以近95%的程度解釋農(nóng)村信貸投入與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的關(guān)系。

三、結(jié)論與政策建議

依據(jù)檢驗(yàn)數(shù)據(jù)可知：我國(guó)農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民人均收入之間有顯著的相關(guān)關(guān)系，但從進(jìn)一步的實(shí)證分析來(lái)看，當(dāng)前我國(guó)農(nóng)村信貸資金的利用效率還不夠高。因此，政府在鼓勵(lì)農(nóng)村信貸增長(zhǎng)的同時(shí)，應(yīng)進(jìn)一步完善農(nóng)戶貸款政策，合理調(diào)節(jié)農(nóng)村信貸結(jié)構(gòu)。

于此相應(yīng)，誤差修正模型檢驗(yàn)的短期均衡狀態(tài)說(shuō)明，我國(guó)農(nóng)民人均收入與農(nóng)村信貸規(guī)模之間存在的短期偏差只有8%的水平上能在當(dāng)月得到消除，這個(gè)數(shù)值較小，暗示均衡恢復(fù)的速度比較慢，且農(nóng)民人均收入增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村信貸規(guī)模的變化在反應(yīng)上存在一定的滯后性。這似乎也間接說(shuō)明我國(guó)農(nóng)村信貸資金使用效率不夠高。

另外，Granger檢驗(yàn)表明，我國(guó)農(nóng)民收入增加并未導(dǎo)致農(nóng)戶信貸需求增加。從邏輯上說(shuō)，農(nóng)民收入的增長(zhǎng)意味著農(nóng)民財(cái)富的增加，農(nóng)民抵抗風(fēng)險(xiǎn)能力和投資性需求也隨之增強(qiáng)，對(duì)農(nóng)村信貸也應(yīng)當(dāng)有更高的需求。但實(shí)證結(jié)果卻與此相悖，根源可能在于當(dāng)前我國(guó)農(nóng)村尚存在大量的剩余勞動(dòng)力，農(nóng)村生產(chǎn)結(jié)構(gòu)尚未發(fā)生根本性變化，加之農(nóng)戶人均資本存量較低，最終導(dǎo)致信貸需求沒(méi)有隨著農(nóng)民收入增長(zhǎng)而增長(zhǎng)。

建議：一是政府應(yīng)當(dāng)繼續(xù)加強(qiáng)對(duì)農(nóng)村的信貸支持。農(nóng)業(yè)的發(fā)展不僅依賴于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資金的積累與農(nóng)戶生產(chǎn)性投資，也需要政府在政策上給予大力支持。二是推進(jìn)農(nóng)村金融體制改革，優(yōu)化農(nóng)村金融組織體系。不僅正規(guī)金融機(jī)構(gòu)應(yīng)盡量滿足農(nóng)業(yè)發(fā)展的信貸需求，民間金融機(jī)構(gòu)也應(yīng)在農(nóng)業(yè)發(fā)展中發(fā)揮其支撐作用。三是加大農(nóng)村信貸宣傳，鼓勵(lì)農(nóng)戶利用信貸推動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。當(dāng)農(nóng)戶獲得一定的信貸經(jīng)驗(yàn)并體會(huì)到農(nóng)村信貸產(chǎn)生的實(shí)際效益后，就會(huì)堅(jiān)持繼續(xù)信貸。因此，有必要加大農(nóng)村信貸的宣傳力度，使農(nóng)民更多了解信貸信息，將農(nóng)村信貸投放落到實(shí)處。四是鑒于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的特殊性，金融機(jī)構(gòu)應(yīng)當(dāng)建立自己的信貸標(biāo)準(zhǔn)，適度放松農(nóng)村信貸條件。五是隨著我國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)逐漸改善，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)應(yīng)更加注重信貸效率。

參考文獻(xiàn)：

[1] 劉輝煌、吳偉.我國(guó)農(nóng)戶借貸狀況及其收入效應(yīng)研究[J]，經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2014（8）

[2] 張茜.農(nóng)業(yè)信貸規(guī)模與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析[J]，西北農(nóng)林科技大學(xué)學(xué)報(bào)，2012（1）

（張永剛，1979年生，山西臨汾人，太原學(xué)院經(jīng)濟(jì)貿(mào)易系講師。研究方向：金融管理與實(shí)務(wù)）

摘要：當(dāng)前發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)、提高農(nóng)民收入已成為解決我國(guó)“三農(nóng)”問(wèn)題的重中之重，本文基于協(xié)整分析，利用ADF檢驗(yàn)和Granger因果檢驗(yàn)，通過(guò)對(duì)1984年至2013年間中國(guó)農(nóng)村信貸投放與農(nóng)民人均純收入的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。檢驗(yàn)數(shù)據(jù)表明：農(nóng)村信貸投放增加及信貸資金使用效率提升是加快農(nóng)民收入增長(zhǎng)的重要影響因素。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村信貸 農(nóng)民收入 農(nóng)村經(jīng)濟(jì)

改革開(kāi)放30多年以來(lái)我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展取得了很大的成績(jī)，但目前出現(xiàn)的“三農(nóng)”問(wèn)題已經(jīng)成為影響國(guó)民經(jīng)濟(jì)持續(xù)、穩(wěn)定、健康發(fā)展的重要因素。雖然發(fā)展農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)、提高農(nóng)民收入的方法有很多種，但歸根結(jié)底而言，農(nóng)村金融環(huán)境建設(shè)、農(nóng)村信貸資金投放已成為提高農(nóng)民收入的重要一環(huán)。

一、數(shù)據(jù)與模型

在分析農(nóng)村信貸支持農(nóng)民收入這一問(wèn)題時(shí)，一般選取年度農(nóng)業(yè)貸款余額和年度農(nóng)民人均純收入兩個(gè)變量為研究對(duì)象，本文亦選取這兩個(gè)指標(biāo)，其中農(nóng)村信貸規(guī)模為年度農(nóng)業(yè)貸款額與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款額之和，用Rc表示；農(nóng)民人均收入為年度生產(chǎn)性收入和非生產(chǎn)性經(jīng)營(yíng)收入之和，用FI表示。本文樣本數(shù)據(jù)取自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。數(shù)據(jù)區(qū)間為1984—2013年度數(shù)據(jù)。本文實(shí)證檢驗(yàn)都是在EViews6.0和Excel2007中進(jìn)行中。

自從1984年以來(lái)，我國(guó)農(nóng)村信貸與農(nóng)民收入都呈現(xiàn)出穩(wěn)步上升的趨勢(shì)，特別是進(jìn)入21世紀(jì)以來(lái)，農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民人均收入增長(zhǎng)的速度進(jìn)一步加快，兩者的相關(guān)性愈發(fā)明顯。由于農(nóng)村信貸規(guī)模數(shù)值較大，農(nóng)民人均收入數(shù)值較小，為減弱誤差影響，本文對(duì)其進(jìn)行了取對(duì)數(shù)處理，回歸方程假定為：

LnFI=α+ βLnRc + ê

式中，α表示常數(shù)項(xiàng)，β表示自變量的敏感系數(shù)，ê則表示為隨機(jī)誤差。

二、實(shí)證分析

（一）單位根（ADF）檢驗(yàn)

在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中，如果簡(jiǎn)單的將兩個(gè)隨機(jī)序列數(shù)據(jù)直接進(jìn)行回歸分析，很可能導(dǎo)致錯(cuò)誤的結(jié)論。為了避免錯(cuò)誤的回歸分析發(fā)生，在構(gòu)建回歸模型之前，通常要對(duì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。本文采用Eviews6.0軟件對(duì)兩個(gè)序列數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，在包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的情況下，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。

由表1可知，在臨界值為5%的水平下LnRc序列和LnFI序列均是不平穩(wěn)的。然而進(jìn)行一階差分處理后，在臨界值為1%的水平下兩序列均平穩(wěn)。

（二）協(xié)整（Johansen）檢驗(yàn)

ADF檢驗(yàn)只是說(shuō)明兩個(gè)序列變量具有穩(wěn)定的變動(dòng)趨勢(shì)，但二者之間是否存在顯著的相關(guān)關(guān)系，則要進(jìn)一步進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。使用自回歸中的協(xié)整檢驗(yàn)，考慮截距項(xiàng)，排除時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，確定AIC值（滯后階數(shù)）為2，檢驗(yàn)數(shù)據(jù)見(jiàn)表2：

由表2中檢驗(yàn)數(shù)據(jù)可知：在5%臨界水平下，原假設(shè)第一行（存在0個(gè)協(xié)整量）的跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)值=12.88>12.32，表明應(yīng)拒絕存在0個(gè)協(xié)整量的假設(shè)，說(shuō)明LnRc與LnFI之間確實(shí)存在一定的協(xié)整關(guān)系；在5%的臨界水平下，原假設(shè)第二行（至少存在1個(gè)協(xié)整量）的跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)值=2.41<4.13，表明應(yīng)當(dāng)接受 “至少存在1個(gè)協(xié)整量”假設(shè)，說(shuō)明農(nóng)村信貸投入與農(nóng)民人均收入之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。

（三）ECM模型分析

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)只是證明了農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民人均收入之間確實(shí)存在一定的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但把協(xié)整回歸檢驗(yàn)中的隨機(jī)誤差當(dāng)作均衡誤差，通過(guò)構(gòu)建誤差修正模型，可以分析檢驗(yàn)短期內(nèi)兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量相互間的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，從而可以將短期的均衡分析與長(zhǎng)期的均衡分析結(jié)合起來(lái)。本文通過(guò)ECM模型對(duì)農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間關(guān)系進(jìn)行短期均衡分析，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

DLnFI = 0.107528DLnRc

+ -0.080236Ut-1

（40.71454） （-5.31169）

上述檢驗(yàn)結(jié)果表明，在短期內(nèi)農(nóng)民人均收入的變動(dòng)不僅依賴于農(nóng)村信貸投入的變動(dòng)，而且很大程度上受前一期農(nóng)村信貸規(guī)模投入量以及信貸資金使用效率的影響。誤差修正項(xiàng)Ut-1的系數(shù)為-0.08，反映前一期的差異有8%能在這一期得到消除，數(shù)值較小說(shuō)明均衡恢復(fù)的速度比較慢，農(nóng)民人均收入增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村信貸規(guī)模的變化在反應(yīng)上存在一定的滯后性。這在一定程度上也間接說(shuō)明了我國(guó)農(nóng)村信貸資金的使用效率不高。

（四）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)表明農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間存在一種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。但兩者之間因果關(guān)系如何，這需要進(jìn)一步開(kāi)展Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。表3為檢驗(yàn)數(shù)據(jù)，滯后期分別為1和2。

據(jù)表3數(shù)據(jù)可知，在5%顯著性水平下，農(nóng)村信貸規(guī)模增加是引致農(nóng)民人均收入增長(zhǎng)的重要原因，其影響時(shí)滯可以達(dá)到2個(gè)年度，即自1984年以來(lái)，我國(guó)農(nóng)村信貸規(guī)模是非中性的。從相反的作用方向來(lái)看，在滯后1—2期時(shí)，農(nóng)民人均收入增加作為農(nóng)村信貸規(guī)模增加的原因不成立。

（五）回歸模型

本文利用OLS方法對(duì)1984—2013年中國(guó)農(nóng)村信貸投放與農(nóng)民人均收入增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行回歸分析，推出如下回歸方程：

LnFI = 67.49LnRc + 187.67

其中：R2=0.949，F(xiàn)=921.399，DW值=0.4714，α和β的T 的檢驗(yàn)值分別是10.643和30.355。因此，我們可以得出以下結(jié)論：回歸模型擬合系數(shù)R2=0.949， F檢驗(yàn)值=921.399，表明回歸模型方程能以近95%的程度解釋農(nóng)村信貸投入與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的關(guān)系。

三、結(jié)論與政策建議

依據(jù)檢驗(yàn)數(shù)據(jù)可知：我國(guó)農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民人均收入之間有顯著的相關(guān)關(guān)系，但從進(jìn)一步的實(shí)證分析來(lái)看，當(dāng)前我國(guó)農(nóng)村信貸資金的利用效率還不夠高。因此，政府在鼓勵(lì)農(nóng)村信貸增長(zhǎng)的同時(shí)，應(yīng)進(jìn)一步完善農(nóng)戶貸款政策，合理調(diào)節(jié)農(nóng)村信貸結(jié)構(gòu)。

于此相應(yīng)，誤差修正模型檢驗(yàn)的短期均衡狀態(tài)說(shuō)明，我國(guó)農(nóng)民人均收入與農(nóng)村信貸規(guī)模之間存在的短期偏差只有8%的水平上能在當(dāng)月得到消除，這個(gè)數(shù)值較小，暗示均衡恢復(fù)的速度比較慢，且農(nóng)民人均收入增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村信貸規(guī)模的變化在反應(yīng)上存在一定的滯后性。這似乎也間接說(shuō)明我國(guó)農(nóng)村信貸資金使用效率不夠高。

另外，Granger檢驗(yàn)表明，我國(guó)農(nóng)民收入增加并未導(dǎo)致農(nóng)戶信貸需求增加。從邏輯上說(shuō)，農(nóng)民收入的增長(zhǎng)意味著農(nóng)民財(cái)富的增加，農(nóng)民抵抗風(fēng)險(xiǎn)能力和投資性需求也隨之增強(qiáng)，對(duì)農(nóng)村信貸也應(yīng)當(dāng)有更高的需求。但實(shí)證結(jié)果卻與此相悖，根源可能在于當(dāng)前我國(guó)農(nóng)村尚存在大量的剩余勞動(dòng)力，農(nóng)村生產(chǎn)結(jié)構(gòu)尚未發(fā)生根本性變化，加之農(nóng)戶人均資本存量較低，最終導(dǎo)致信貸需求沒(méi)有隨著農(nóng)民收入增長(zhǎng)而增長(zhǎng)。

建議：一是政府應(yīng)當(dāng)繼續(xù)加強(qiáng)對(duì)農(nóng)村的信貸支持。農(nóng)業(yè)的發(fā)展不僅依賴于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資金的積累與農(nóng)戶生產(chǎn)性投資，也需要政府在政策上給予大力支持。二是推進(jìn)農(nóng)村金融體制改革，優(yōu)化農(nóng)村金融組織體系。不僅正規(guī)金融機(jī)構(gòu)應(yīng)盡量滿足農(nóng)業(yè)發(fā)展的信貸需求，民間金融機(jī)構(gòu)也應(yīng)在農(nóng)業(yè)發(fā)展中發(fā)揮其支撐作用。三是加大農(nóng)村信貸宣傳，鼓勵(lì)農(nóng)戶利用信貸推動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。當(dāng)農(nóng)戶獲得一定的信貸經(jīng)驗(yàn)并體會(huì)到農(nóng)村信貸產(chǎn)生的實(shí)際效益后，就會(huì)堅(jiān)持繼續(xù)信貸。因此，有必要加大農(nóng)村信貸的宣傳力度，使農(nóng)民更多了解信貸信息，將農(nóng)村信貸投放落到實(shí)處。四是鑒于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的特殊性，金融機(jī)構(gòu)應(yīng)當(dāng)建立自己的信貸標(biāo)準(zhǔn)，適度放松農(nóng)村信貸條件。五是隨著我國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)逐漸改善，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)應(yīng)更加注重信貸效率。

參考文獻(xiàn)：

[1] 劉輝煌、吳偉.我國(guó)農(nóng)戶借貸狀況及其收入效應(yīng)研究[J]，經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2014（8）

[2] 張茜.農(nóng)業(yè)信貸規(guī)模與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析[J]，西北農(nóng)林科技大學(xué)學(xué)報(bào)，2012（1）

（張永剛，1979年生，山西臨汾人，太原學(xué)院經(jīng)濟(jì)貿(mào)易系講師。研究方向：金融管理與實(shí)務(wù)）

摘要：當(dāng)前發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)、提高農(nóng)民收入已成為解決我國(guó)“三農(nóng)”問(wèn)題的重中之重，本文基于協(xié)整分析，利用ADF檢驗(yàn)和Granger因果檢驗(yàn)，通過(guò)對(duì)1984年至2013年間中國(guó)農(nóng)村信貸投放與農(nóng)民人均純收入的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。檢驗(yàn)數(shù)據(jù)表明：農(nóng)村信貸投放增加及信貸資金使用效率提升是加快農(nóng)民收入增長(zhǎng)的重要影響因素。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村信貸 農(nóng)民收入 農(nóng)村經(jīng)濟(jì)

改革開(kāi)放30多年以來(lái)我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展取得了很大的成績(jī)，但目前出現(xiàn)的“三農(nóng)”問(wèn)題已經(jīng)成為影響國(guó)民經(jīng)濟(jì)持續(xù)、穩(wěn)定、健康發(fā)展的重要因素。雖然發(fā)展農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)、提高農(nóng)民收入的方法有很多種，但歸根結(jié)底而言，農(nóng)村金融環(huán)境建設(shè)、農(nóng)村信貸資金投放已成為提高農(nóng)民收入的重要一環(huán)。

一、數(shù)據(jù)與模型

在分析農(nóng)村信貸支持農(nóng)民收入這一問(wèn)題時(shí)，一般選取年度農(nóng)業(yè)貸款余額和年度農(nóng)民人均純收入兩個(gè)變量為研究對(duì)象，本文亦選取這兩個(gè)指標(biāo)，其中農(nóng)村信貸規(guī)模為年度農(nóng)業(yè)貸款額與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款額之和，用Rc表示；農(nóng)民人均收入為年度生產(chǎn)性收入和非生產(chǎn)性經(jīng)營(yíng)收入之和，用FI表示。本文樣本數(shù)據(jù)取自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。數(shù)據(jù)區(qū)間為1984—2013年度數(shù)據(jù)。本文實(shí)證檢驗(yàn)都是在EViews6.0和Excel2007中進(jìn)行中。

自從1984年以來(lái)，我國(guó)農(nóng)村信貸與農(nóng)民收入都呈現(xiàn)出穩(wěn)步上升的趨勢(shì)，特別是進(jìn)入21世紀(jì)以來(lái)，農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民人均收入增長(zhǎng)的速度進(jìn)一步加快，兩者的相關(guān)性愈發(fā)明顯。由于農(nóng)村信貸規(guī)模數(shù)值較大，農(nóng)民人均收入數(shù)值較小，為減弱誤差影響，本文對(duì)其進(jìn)行了取對(duì)數(shù)處理，回歸方程假定為：

LnFI=α+ βLnRc + ê

式中，α表示常數(shù)項(xiàng)，β表示自變量的敏感系數(shù)，ê則表示為隨機(jī)誤差。

二、實(shí)證分析

（一）單位根（ADF）檢驗(yàn)

在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中，如果簡(jiǎn)單的將兩個(gè)隨機(jī)序列數(shù)據(jù)直接進(jìn)行回歸分析，很可能導(dǎo)致錯(cuò)誤的結(jié)論。為了避免錯(cuò)誤的回歸分析發(fā)生，在構(gòu)建回歸模型之前，通常要對(duì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。本文采用Eviews6.0軟件對(duì)兩個(gè)序列數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，在包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的情況下，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。

由表1可知，在臨界值為5%的水平下LnRc序列和LnFI序列均是不平穩(wěn)的。然而進(jìn)行一階差分處理后，在臨界值為1%的水平下兩序列均平穩(wěn)。

（二）協(xié)整（Johansen）檢驗(yàn)

ADF檢驗(yàn)只是說(shuō)明兩個(gè)序列變量具有穩(wěn)定的變動(dòng)趨勢(shì)，但二者之間是否存在顯著的相關(guān)關(guān)系，則要進(jìn)一步進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。使用自回歸中的協(xié)整檢驗(yàn)，考慮截距項(xiàng)，排除時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，確定AIC值（滯后階數(shù)）為2，檢驗(yàn)數(shù)據(jù)見(jiàn)表2：

由表2中檢驗(yàn)數(shù)據(jù)可知：在5%臨界水平下，原假設(shè)第一行（存在0個(gè)協(xié)整量）的跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)值=12.88>12.32，表明應(yīng)拒絕存在0個(gè)協(xié)整量的假設(shè)，說(shuō)明LnRc與LnFI之間確實(shí)存在一定的協(xié)整關(guān)系；在5%的臨界水平下，原假設(shè)第二行（至少存在1個(gè)協(xié)整量）的跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)值=2.41<4.13，表明應(yīng)當(dāng)接受 “至少存在1個(gè)協(xié)整量”假設(shè)，說(shuō)明農(nóng)村信貸投入與農(nóng)民人均收入之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。

（三）ECM模型分析

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)只是證明了農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民人均收入之間確實(shí)存在一定的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但把協(xié)整回歸檢驗(yàn)中的隨機(jī)誤差當(dāng)作均衡誤差，通過(guò)構(gòu)建誤差修正模型，可以分析檢驗(yàn)短期內(nèi)兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量相互間的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，從而可以將短期的均衡分析與長(zhǎng)期的均衡分析結(jié)合起來(lái)。本文通過(guò)ECM模型對(duì)農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間關(guān)系進(jìn)行短期均衡分析，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

DLnFI = 0.107528DLnRc

+ -0.080236Ut-1

（40.71454） （-5.31169）

上述檢驗(yàn)結(jié)果表明，在短期內(nèi)農(nóng)民人均收入的變動(dòng)不僅依賴于農(nóng)村信貸投入的變動(dòng)，而且很大程度上受前一期農(nóng)村信貸規(guī)模投入量以及信貸資金使用效率的影響。誤差修正項(xiàng)Ut-1的系數(shù)為-0.08，反映前一期的差異有8%能在這一期得到消除，數(shù)值較小說(shuō)明均衡恢復(fù)的速度比較慢，農(nóng)民人均收入增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村信貸規(guī)模的變化在反應(yīng)上存在一定的滯后性。這在一定程度上也間接說(shuō)明了我國(guó)農(nóng)村信貸資金的使用效率不高。

（四）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)表明農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間存在一種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。但兩者之間因果關(guān)系如何，這需要進(jìn)一步開(kāi)展Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。表3為檢驗(yàn)數(shù)據(jù)，滯后期分別為1和2。

據(jù)表3數(shù)據(jù)可知，在5%顯著性水平下，農(nóng)村信貸規(guī)模增加是引致農(nóng)民人均收入增長(zhǎng)的重要原因，其影響時(shí)滯可以達(dá)到2個(gè)年度，即自1984年以來(lái)，我國(guó)農(nóng)村信貸規(guī)模是非中性的。從相反的作用方向來(lái)看，在滯后1—2期時(shí)，農(nóng)民人均收入增加作為農(nóng)村信貸規(guī)模增加的原因不成立。

（五）回歸模型

本文利用OLS方法對(duì)1984—2013年中國(guó)農(nóng)村信貸投放與農(nóng)民人均收入增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行回歸分析，推出如下回歸方程：

LnFI = 67.49LnRc + 187.67

其中：R2=0.949，F(xiàn)=921.399，DW值=0.4714，α和β的T 的檢驗(yàn)值分別是10.643和30.355。因此，我們可以得出以下結(jié)論：回歸模型擬合系數(shù)R2=0.949， F檢驗(yàn)值=921.399，表明回歸模型方程能以近95%的程度解釋農(nóng)村信貸投入與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的關(guān)系。

三、結(jié)論與政策建議

依據(jù)檢驗(yàn)數(shù)據(jù)可知：我國(guó)農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民人均收入之間有顯著的相關(guān)關(guān)系，但從進(jìn)一步的實(shí)證分析來(lái)看，當(dāng)前我國(guó)農(nóng)村信貸資金的利用效率還不夠高。因此，政府在鼓勵(lì)農(nóng)村信貸增長(zhǎng)的同時(shí)，應(yīng)進(jìn)一步完善農(nóng)戶貸款政策，合理調(diào)節(jié)農(nóng)村信貸結(jié)構(gòu)。

于此相應(yīng)，誤差修正模型檢驗(yàn)的短期均衡狀態(tài)說(shuō)明，我國(guó)農(nóng)民人均收入與農(nóng)村信貸規(guī)模之間存在的短期偏差只有8%的水平上能在當(dāng)月得到消除，這個(gè)數(shù)值較小，暗示均衡恢復(fù)的速度比較慢，且農(nóng)民人均收入增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村信貸規(guī)模的變化在反應(yīng)上存在一定的滯后性。這似乎也間接說(shuō)明我國(guó)農(nóng)村信貸資金使用效率不夠高。

另外，Granger檢驗(yàn)表明，我國(guó)農(nóng)民收入增加并未導(dǎo)致農(nóng)戶信貸需求增加。從邏輯上說(shuō)，農(nóng)民收入的增長(zhǎng)意味著農(nóng)民財(cái)富的增加，農(nóng)民抵抗風(fēng)險(xiǎn)能力和投資性需求也隨之增強(qiáng)，對(duì)農(nóng)村信貸也應(yīng)當(dāng)有更高的需求。但實(shí)證結(jié)果卻與此相悖，根源可能在于當(dāng)前我國(guó)農(nóng)村尚存在大量的剩余勞動(dòng)力，農(nóng)村生產(chǎn)結(jié)構(gòu)尚未發(fā)生根本性變化，加之農(nóng)戶人均資本存量較低，最終導(dǎo)致信貸需求沒(méi)有隨著農(nóng)民收入增長(zhǎng)而增長(zhǎng)。

建議：一是政府應(yīng)當(dāng)繼續(xù)加強(qiáng)對(duì)農(nóng)村的信貸支持。農(nóng)業(yè)的發(fā)展不僅依賴于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資金的積累與農(nóng)戶生產(chǎn)性投資，也需要政府在政策上給予大力支持。二是推進(jìn)農(nóng)村金融體制改革，優(yōu)化農(nóng)村金融組織體系。不僅正規(guī)金融機(jī)構(gòu)應(yīng)盡量滿足農(nóng)業(yè)發(fā)展的信貸需求，民間金融機(jī)構(gòu)也應(yīng)在農(nóng)業(yè)發(fā)展中發(fā)揮其支撐作用。三是加大農(nóng)村信貸宣傳，鼓勵(lì)農(nóng)戶利用信貸推動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。當(dāng)農(nóng)戶獲得一定的信貸經(jīng)驗(yàn)并體會(huì)到農(nóng)村信貸產(chǎn)生的實(shí)際效益后，就會(huì)堅(jiān)持繼續(xù)信貸。因此，有必要加大農(nóng)村信貸的宣傳力度，使農(nóng)民更多了解信貸信息，將農(nóng)村信貸投放落到實(shí)處。四是鑒于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的特殊性，金融機(jī)構(gòu)應(yīng)當(dāng)建立自己的信貸標(biāo)準(zhǔn)，適度放松農(nóng)村信貸條件。五是隨著我國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)逐漸改善，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)應(yīng)更加注重信貸效率。

參考文獻(xiàn)：

[1] 劉輝煌、吳偉.我國(guó)農(nóng)戶借貸狀況及其收入效應(yīng)研究[J]，經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2014（8）

[2] 張茜.農(nóng)業(yè)信貸規(guī)模與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析[J]，西北農(nóng)林科技大學(xué)學(xué)報(bào)，2012（1）

（張永剛，1979年生，山西臨汾人，太原學(xué)院經(jīng)濟(jì)貿(mào)易系講師。研究方向：金融管理與實(shí)務(wù)）