利率與正規金融農戶信貸關系的實證研究

摘 要：根據2002～2011年我國農村信用社農戶貸款和基準貸款利率進行的實證研究表明，我國農戶貸款和利率之間呈顯著的負向變動關系。因此，目前提高利率無助于增加我國商業性正規金融機構對農戶的貸款供給。

關 鍵 詞：農戶貸款；貸款利率；關系

中圖分類號：F830.5 文獻標識碼：A 文章編號：1006-3544（2013）03-0036-02

農戶信貸市場的主要矛盾是資金供給不足，這已經成為一個不爭的事實，要想盡快緩解這個矛盾就需要吸引商業性正規金融機構的巨額資金參與其中。能否通過提高利率的方式增加商業性正規金融機構對農戶借貸市場的資金供給？本文通過理論分析和實證檢驗進行了解釋。

一、文獻綜述

近些年來，理論研究和經驗分析的成果均表明，發展中國家普遍存在相當嚴重的農戶金融抑制（Carter，1988；Anjini Kochar，1997；Jeremy D.Foltz，2004），農戶很難從正規金融機構得到信貸支持，在我國這一現象尤其嚴重， 農戶金融抑制程度高達70.92%（李銳、朱喜，2007）。有關農戶金融抑制的問題，國外學者早有研究，他們大都認為放松利率管制、實施較高的利率能夠緩解矛盾。麥金農（1973）認為對銀行貸款利率的上限限制，削弱了商業銀行為各階層小規模借款人提供服務的能力和愿望，低利率難以彌補銀行的管理費用和隱含在小規模放款內的潛在風險；利率上限，除限制了銀行的放款總量外，還使銀行資金流向少數資信高的借款人，廉價信貸實際上可能阻止“小人物”從有組織的銀行體系中爭奪長期資金。與此相反，高利率則會使更多的農戶從銀行得到信貸資金，提高資金使用效率，促進經濟發展。雅榮等（2002）的結論是低于市場利率上限的補貼利率常常把貧窮的農民擠出市場， 因為補貼被那些更富有和更有關系的農民搶奪走了， 這就加重了富裕的商業農民和僅能維持溫飽的農民之間的收入差距，同時也使得貧窮的農民更難得到信貸資金。

國內的學者也大都反對在農村地區實施低利率信貸政策。張杰（2003）通過對利率和農貸間關系的理論分析， 指出目前我國商業銀行等正式金融機構對農村地區貸款量減少， 在相當程度上可以說也是在利率管制政策限制下的自然反應。徐忠（2004）認為在貧困地區， 正規金融供給的減少導致高利貸盛行，使更多的農民陷入了貧困陷阱；受管制的低貸款利率水平不但沒有使農村的借款者從中受益， 反而加大了他們為獲得貸款而支付的大量的額外成本；對農村信貸資金供給不足必須通過從根本上改變農村金融市場上的價格形成機制來加以緩解， 也就是說，必須按市場規律，提高農村市場的貸款利率。易剛（2006）主張農村金融機構進行涉農貸款時，不宜實行優惠利率， 其貸款利率應比市場貸款利率稍高一些， 這樣不僅可以吸引更多的金融資源去農村發展，而且可以消滅尋租現象，讓更多農民得到貸款。

二、實證檢驗及結果分析

（一）數據說明

目前為農戶借貸市場提供資金供給的商業性正規金融機構基本只有農村信用社，因此本文將利用農村信用社的數據考察農村正式借貸市場中資金供需與利率的關系。本文的變量和數據資料主要包括農戶貸款、貸款利率和農戶收入三個方面，雖然我們主要是考察農戶貸款與利率之間的關系，但由于農戶收入是影響農戶貸款的重要因素，為了使模型更完善、更具解釋力，我們將農戶收入也作為變量納入其中。農戶貸款數據選擇的是2002～2011年我國農村信用社農戶貸款的季度數據。貸款利率數據我們選擇中國人民銀行公布的2002～2011年間金融機構人民幣貸款六個月至一年期限的基準利率，雖然農村信用社采取的利率可以在基準利率的基礎上進行浮動，且不同期限的利率也有較大差異，但它們與我們選定的基準利率的變動趨勢是相似的，因此為了簡便起見，我們僅使用六個月至一年的基準利率。由于人民銀行僅公布利率的變動情況，因此本文使用的季度利率數據是經由簡單計算得來的，具體計算方法是：對于沒有利率變動的季度，直接采用官方利率；對于有利率變動的季度，以不同利率實施時間（天數）為權數計算利率的加權平均數，作為本季度的利率；最后將所有季度名義利率減去該季度的通貨膨脹率得到相應實際利率。通貨膨脹率則根據全國居民消費價格指數計算而來，居民消費價格指數的季度數據用該季度末月的居民消費價格指數代替。 農民收入采用的是全國農村地區居民家庭平均人均純收入2002～2011年間的季度數據。本文所涉及的數據來源于中國金融年鑒（2003～2012）、國家統計局網站。

（二）單位根檢驗

本文采用Eviews6軟件對變量進行單位根檢驗。由于農戶貸款數據表現出明顯的季節變動，因此現采用X12季節調整方法對其進行季節調整，再對調整后的數據取對數。相應地，農戶收入數據也是先進行X12季節調整再取對數， 用Lincome表示。利率數據用I表示。通過檢驗發現變量Lloan、I和Lincome均為非平穩變量，但它們的一階差分？駐Lloan、？駐I和？駐Lincome皆為平穩變量，故Lloan、I和Lincome都是一階單整的，見表1。

（三）協整檢驗

因為上述三個變量都是單整的，并且具有相同的單整階數，故可以考慮對它們進行協整檢驗。我們采用的是Engle和Granger（1987）提出的協整檢驗方法，建立半對數線性方程，估計我國農戶貸款對利率的敏感性，模型形式為：

Lloan=？茁0+？茁1I+？茁2Lincome+ut

變量解釋如前所述，利用OLS估計得到：

Lloan=2.282-0.029I+0.942Lincome+■t

s.e.=（0.806） （0.010） （0.120）

t=（2.83） （-2.96） （7.88）

R2=0.847 D.W.=1.68

對上式的殘差■t 進行單位根檢驗， 不含常數和時間趨勢，由SIC準則確定滯后階數，其結果如表2所示。

檢驗結果顯示，■t 序列在1%的顯著性水平下拒絕原假設，接受不存在單位根的結論，因此可以確定■t 為平穩序列，即■t ～I（0）。

回歸結果顯示三個系數均十分顯著，R2表明模型擬合程度較好，且三個變量之間存在協整關系。農戶收入與農戶貸款之間是正相關關系， 農戶收入增加1%，將使農戶貸款增加0.942%。實際利率與農戶貸款之間是顯著的反向變動關系， 利率上漲1%，農戶貸款下降0.029%。

三、結論

通過實證檢驗，2002～2011年間我國農戶貸款和利率之間呈顯著的負向變動關系，在這種情況下，提高利率不僅不能提高反而會降低農戶從正規金融得到的貸款量， 因為單獨提高農戶貸款的利率雖然能夠吸引更多的供給資金，但由于非強迫性貸款需求（不是非貸不可的那部分貸款需求）的降低，使實際成交量，即農戶實際得到的資金量反而減少了。另外一點需要注意的是，雖然利率對農戶貸款的影響在統計上十分顯著，但在經濟上卻不顯著，利率增加一個百分點僅使農戶貸款減少0.029%，可見目前農戶貸款對利率的敏感性很低，利率顯然不是目前影響農戶貸款的重要因素，它的調節作用十分有限。反而是我們的控制變量——農戶收入， 對農戶貸款具有重要的影響。因此，政府亟需采取措施提高農民收入、完善農村社會保障體制以降低強迫性貸款需求的比重，同時通過教育培訓、文化下鄉、技術支持等手段增強農戶的生產營利能力，培養農戶的非強迫性貸款需求，這樣才能有效吸引商業性正規金融的資金進入農村地區，發揮其支持農村經濟增長和增加農民收入的作用，并促進良性互動和可持續發展。

參考文獻：

[1]洪銀興. 工業和城市反哺農業、農村的路徑研究[J]. 經濟研究，2007（8）.

[2]杜志剛，鄧愛民，景奉杰. 基于消費理論的中國農村實證研究評述[J]. 現代經濟探討，2011（11）.

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[6]張杰. 農戶、國家與中國農貸制度：一個長期視角[J]. 金融研究，2005（2）.

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[8]Anjini Kochar.， An Empirical Investigation of Rationing Constraints in Rural Credit Markets in India[J]. Journal of Development Economics，1997，Vol. 53.

[9]Jeremy D. Foltz. Credit Market Access and Profitability in Tunisian Agriculture[J]. Agricultural Economics，2004，Vol. 30.

（責任編輯：郄彥平；校對：李丹）