安徽省農業貸款與農民收入關系的實證分析

姚佐文，王 蘇

（1.安徽農業大學 科技處；2.安徽農業大學 經濟與管理學院，安徽 合肥 230036）

安徽省農業貸款與農民收入關系的實證分析

姚佐文1，王 蘇2

（1.安徽農業大學 科技處；2.安徽農業大學 經濟與管理學院，安徽 合肥 230036）

農民增收不僅是經濟問題，而且是影響農村乃至全國穩定的政治問題.因此,增加農民收入是農業和農村經濟發展的出發點和歸宿.從1995-2009年的統計數據出發，以安徽省人均農業貸款與農民人均收入建立模型進行實證分析，運用Eviews6.0軟件分析得出農業貸款對農民收入的促進作用，進而針對增加安徽省農民收入提出相關對策建議.

農業貸款；農民收入；對策

1 引言

改革開放以來，我國政府始終高度重視農業、農村、農民問題.為了提高農民收入并減少農村貧困，在農村金融領域也進行了一系列的改革，如成立農業發展銀行、農業銀行運作和經營上的商業化、農村信用社與農業銀行脫鉤、按照合作制原則規范農村信用社、關閉農村合作基金會等.安徽作為中部農業大省，農民收入增長是安徽省經濟和社會發展的重要標志.中國人民銀行武漢分行課題組(2005)曾經對金融支持湖北農民增收問題做過一個調查，認為農民收入增長與農村資金投入之間存在著密切的聯系，又由于金融是農村資金投入主要來源之一，因此金融貸款與農民收入之間也存在著密切聯系.在此基礎上．其用函數Y=f(x)表示農業貸款與農民收入之間的關系，其中Y表示農民收入，x表示農業貸款.通過收集和整理1986至2003年農業貸款和農民家庭人均純收入數據，以及運用SPSS軟件進行模擬分析，可以得出如下線性回歸方程：Y=953.336 InX-2422.359 (其中：R2=0.876，F=112.641，t分別為10.163和6.581)，該回歸方程的決定系數R2=0.876表示經過對數變換后的農業貸款數值能以87%的程度解釋農民收入的變動；回歸方程的F檢驗值為112.641，伴隨概率幾乎為0，表示經對數變換后的農業貸款數值與農民收入之間總體上具有顯著的線性關系；回歸方程系數和常數項的t檢驗值分別為10.163和-6.581，伴隨概率兒乎為0，表示方程自變量和常數項在統計意義上講也是顯著的.許崇正和高希武(2005)通過假設信貸投資、農民受教育程度以及農戶就業結構是影響農民收入增長的重要因素，論證了農民家庭人均純收入與農村從業人員的就業結構、農村從業人員的人均年信貸投資額、農產品的收購價格水平以及農村勞動力的人均受教育年限的關系.[4]本文通過實證分析的方法研究安徽省農業貸款對農民收入增長的影響，并在此基礎上，提供理論支撐和現實的政策建議.

2 安徽省農業貸款對農民收入增長的實證分析[1]

2.1 變量的選取與相關數據的描述

本文中以a表示農村居民人均收入(元/人)，以b表示農民人均農業貸款(元/人).由于考慮的是同年兩個變量之間的關系，本文不考慮消除價格因素的影響.同時，為了消除數據中存在異方差的可能性，分別對兩個變量取自然對數，記為y和k，即y=log（a），k=log（b）.i y表示農民人均收入的一階差分，ik表示人均農業貸款的一階差分.

2.2 ADF單位根檢驗[2]

變量的平穩性是建立時間序列模型的重要前提.對非平穩性的時間序列，如果不進行單位根檢驗而直接進行回歸，可能出現“偽回歸”問題.利用Eviews6.0軟件，運用DF法對序列y與序列k進行單位根檢驗，檢驗其兩序列是否為平穩的時間序列.檢驗方程的選取是依據相應的時間序列的圖形來確定的，采用AIC準則確定最佳滯后階數，差分序列的檢驗類型按相應原則確定.見表1

表1

2.3 協整檢驗

為了確定農民人均農業貸款與農民人均收入增長之間是否存在長期的均衡關系，接下來利用協整檢驗來進行進一步解釋.以y為因變量，k為自變量，用OLS回歸方法估計回歸模型，結果如下：

其中，R2=0.8688，修正后的R2=0.8587.對方程（1）的殘差e序列進行平穩性檢驗，結果如表2所示，

所以從長期來看，農民人均農業貸款對農村居民人均收入有著較為顯著的影響.農民人均農業貸款每增加1%，農民的人均收入水平為0.4 6 9 9%.

2.4 Granger因果檢驗

表2

表3

由表3可知，零假設農民人均農業貸款不是農民人均收入增長的“格蘭杰原因”，發生的概率為0.1554.因此，在10%的概率下該零假設應該被拒絕，即農民人均農業貸款是農民人均收入增長的“格蘭杰原因”.而零假設農民人均收入增長農民不是人均農業貸款的“格蘭杰原因”，發生的概率為0.3602.因此，在10%的概率下該零假設應該被接受，即農民人均收入增長不是農民人均農業貸款的“格蘭杰原因”.

從以上分析可看出，時間序列y、k兩者之間存在協整關系，農民人均農業貸款與農村居民人均收入增長之間存在長期的均衡關系.協整回歸方程表明，農民人均農業貸款每增加1個單位，將會促進農村居民人均收入增長0.47個百分點.

3 結論與對策

盡管農業貸款發揮了特定的作用，成為啟動和增加農民收入的直接推動力.但是，要增強農村經濟的發展后勁，使農民收入有一個持續、穩定的增長過程，靠目前這樣的金融運轉還是不夠.農民的收入增長水平的低迷對于我國國民經濟發展產生極大的不利影響.首先，

農民收入低速增長，不僅直接影響農民生活水平的提高和農戶生產投入的增加，而且對城鄉農民收入差距的縮小和整個國民經濟的增長產生了不利影響，在2000年我國基尼系數已經高達0.458，大大超過國際公認的0.4的警戒線.當前我國內地城鄉收入差距不斷提高，若計算醫療、教育、失業保障等非貨幣岡素，我國城鄉麓距可能高達六倍，為全球最高.相比較城鎮居民，農村居民無法享受公費醫療，同樣農村學校得到的補貼也遠遠少丁城鎮中小學，此外，城鎮居民還享受養老金保險、失業保險，最低生活救濟等等，這些對于農村居民來說，

全是可望不可及的；其次，也是最為突出的，即農民收入低速增長，使一度縮小的城鄉差距再度擴人，對擴大內需，促進經濟全面發展也產生了較大的負面效應.目前在我國，最貧困人口的占總人口20%左右，然而其收入或消費的份額只有4.7%，最富裕人口也占總人口20%左右，但是其收入或消費的份額高達50%，顯然我國的貧富差距已經突破了合理的限度.由此可見，我們需要解決目前金融體制中出現的問題，進一步提高其對農民增收的作用.

第一，完善農村金融生態環境.特別是農村鄉、鎮一級政府要全力支持農村信用社的工作開展，包括支持各農村金融機構清收不良貸款工作，同時要提高從業人員的本身素質和風險范同意識，對于關系貸款要開展嚴查嚴打，積極采取相關法律措施有效保護各農村金融機構的利益，同時，對內部控制要進一步加強.基于目前國有商業銀行縣級支行效茄普遍較差，建議進一步撤并商業銀行在農村的分支機構，在欠發達地區撤并鄉鎮一級的農業銀行營業所和郵政儲蓄機構，或將其轉變為農村信用社的儲蓄網點，理順農村金融組織體系.以減少不規范競爭的負面效應.針對產業化初期高投入、高風險特點，各級政府應為優化信貸環境發揮積極作用.建議地方政府應為農村信用社提供更多完善的服務，為農村信用社支持農業產業化創造更為優良的環境.[3]

第二，穩步推進農村信用社改革，進一步提升農村信用社支農的實力和水平.從目前實際情況看，在農村金融體系尚未完全建立之前，積極推進農村信用社改革，進一步提升農村信用社支農的實力和水平，是搞活農村金融上作的重中之重.目前國家農村信用社改革的總體思路已經明確：明晰產權關系，強化約束機制，增強服務功能，國家適當扶持，地方政府負責.[5]這表明農信社的改革在政策上有了實質性的突破.農村信用社由于歷史包袱較重，服務手段落后，管理基礎薄弱.要進一步發揮其支農的作用，顯然有一定的局限性，所以，有必要對農村信用社給予必要的政策扶持和傾斜.對農村信用社應在財政補償、稅收優惠、利率浮動、不良資產剝離、再貸款支持等方面給予一定的支持，切實幫助其減輕歷史包袱，改善經營管理，壯大支農的能力和水平，使其真正成為“三農”發展的主力軍.

第三，建立多元農村金融體系，提供完善的金融服務.要想緩解農村地區資金缺乏的緊張局面，加大資金投入，僅僅依靠政府財政和國有銀行是遠遠不夠的.因此，應該使合格的民間金融合法化，成為農村金融、地方金融的重要組成部分.如此一來，一方面可以引進競爭，使國有商業銀行和民間金融機構提高金融服務質量，進行金融創新；另一方面民間金融具有國有金融機構所缺乏的信息優勢，能夠很好地開展業務，靈活機動地處理農戶的小額貸款，滿足農村資金的部分需求，從而在一定程度上緩解資金缺乏的緊張局面.

〔1〕易丹輝.數據分析與EVIEWS應用[M].北京:中國統計出版社,2002.

〔2〕高鐵梅.計量經濟分析方法與建模[M].北京:清華大學出版社,2006.

〔3〕劉旦.中國農村金融發展效率與農民收入增長[J].山西財經大學學報,2007(1):44-49.

〔4〕周衛輝，戴建兵.河北省農村金融與農民收入關系的實證分析[J].河北師范大學學報(哲學社會科學版)，2008(4)：31-35.

〔5〕羅劍朝，闞先學.山西省農村金融對增加農民收入支持狀況實證分析[J].大連理工大學學報(社會科學版)，2009(3)：18-22.

〔6〕李國璋，耿理想.王秋晨甘肅省農村金融效率實證研究[期刊論文]-河南廣播電視大學學報，2010,23(4).

F304.4

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1673-260 X（2013）10-0088-02