农业贷款、财政支农投入对农民收入增长有效性研究，本文主要内容关键词为：支农论文,农民收入论文,贷款论文,有效性论文,财政论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
农业、农村和农民问题是经济发展理论和发展中国家普遍面临的一个不可逾越的根本性问题。我国是一个处于“经济转型”阶段的、具有典型“二元经济”特征的发展中农业大国，农业和农村经济发展意义重大。然而，任何经济增长在一定意义上都是资本投入的增加和资本产出的提高，资金的积累及资本的形成是经济发展的重要推动力，农业和农村经济的发展同样离不开资金的支持。但是，一方面，农业是“弱质”产业，自身资金的积累能力不足，另一方面，农业利润较低，经营风险较大，又难以形成有效的资金吸纳能力，因此，加大财政、金融对农业的支持力度，对促进农业和农村经济的可持续发展具有重要的战略意义。从政府的种种举措来看，其增加农业和农村投入的决心很大，但是，仅仅依靠增加农业贷款和财政支农投入真的能够有效地促进农民增收吗？本文试图在总结国内外相关研究的基础上，通过实证分析对这一问题进行验证。
一、文献综述
在已有理论文献中，国外学者对发展中国家的农村投融资问题进行了大量的研究。Ulrich Koester（2000）深入研究了功能完善的农村金融市场在实现由计划经济向市场经济转变以及提高农村资源的配置效率中的核心作用。他认为经济转轨国家由于缺乏有效的农村金融市场体系，国家的财政、金融部门对农村资金的配置效率是低下的。Jensen[8]分析了政府资助的农业信贷体系对信贷市场的扭曲，认为在发展中国家，农业信贷资金的筹集主要来自于国家财政，而发达国家的城乡金融体系已经日益整合为一体，逐步由政府资助补贴的农业信贷模式向市场化的融资方式转变。同时，Jensen通过实证分析得出结论：发展中国家政府主导的农业信贷体系在促进农业投资方面缺乏效率，而发达国家的市场化融资方式和国家的必要干预措施明显是更有效的。Robert M.Townsend[9]则研究了农业经营风险对农村融资活动以及农村金融发展的影响，他认为农业单位在缺乏必要的风险管理情况下，将导致农村金融部门对农业信贷的下降，政府推动的农业贷款会增大农村金融风险而且效率也是低下的。OECD（2001）专门对中国农村经济系统资金流失的渠道、规模和原因进行了分析研究，认为农业风险大、农民收入低下，农村信用和风险管理市场的不完善、地方政府的趋利性行为和寻租行为造成财政、金融资源的低效配置和大量转移是中国农村融资的主要问题，并指出如果不解决这些问题，农业、农村资金流失是不可避免的。
在国内，农业资金和农村投融资体制一直是研究的热点问题。张杰[3]认为在低收入发展中国家，政府常常被赋予扶持农业信贷的重要责任，但它们为农民所提供的越来越低息的信贷计划对于刺激农业发展的效果却微乎其微；同农业研究和推广投资或社会资本投资的收益比较，用于信贷计划的资源极少产生令人满意的利润结果。何广文[1]和林毅夫[2]指出国有金融在20世纪90年代中后期的改革中开始大规模撤出农村和农业（注：据林毅夫（2003）、何广文（2002）、张杰（2003）等人的研究和有关统计数据显示，从1999年开始全国上千家农村合作基金会全部关闭，四大国有商业银行共撤并31000多家地县以下基层机构，农村邮政储蓄只吸收储蓄不发放贷款，2000年期末余额为4578亿元， 2001年为5912亿元，2002年扶摇直上至7376亿元。邮政储蓄在存款市场的份额在2002年底已达8．48％，成为仅次于四大国有商业银行的第五大吸储大户。2003年邮政储蓄存款近8000亿元中60％以上来自农村，估计导致净流出农村资金在6000亿元以上。），就连国家明确定义在农村领域的农村信用社，为了自己脱困，也开始走规模经营、撤并集中之路，基层业务代办点大量撤并、人员清退，决策权限上收，业务非农化（注：据夏斌（2003）、章齐（2004）的研究，农村信用社存款远远大于贷款，其差额大部分投向了非农产业和城市，2002年农村信用社吸收存款19469亿元，各项贷款14117亿元，存贷差5352亿元，其中有价证券及投资1812亿元，净存中央银行684亿元，拆借给其他金融机构1152亿元，估计净流出农村资金在3000亿元左右。），从而导致了中国的正规金融机构无意向农村和农业提供贷款或在这方面缺乏效率。章齐、刘明兴、陶然和Vincent,Yiu Por Chen等[4]在研究中，也发现：“以全部国有及国有控股银行信贷水平所衡量的金融中介发展显著拉大了城乡收入差距，而且，金融机构在向农村和农业配置资金方面缺乏效率，农村和农业发展的金融资源过多的在中间环节消耗掉了。”而对于财政支农与农业经济发展之间相互关系的实证研究在国内并不多见，比较普遍的观点都认同财政支农资金虽然在支出结构与资金管理上存在问题导致其配置效率不高，但是，从总体上看，它还是有利于农业发展资金供给的，因而对农村经济的发展也肯定是有益的[5]。
从国内外的相关研究可以看出，经济转轨国家的农业信贷环境是非竞争性的，虽然银行提供储蓄便利，但它们并没有高度重视农业和农村的信贷需求（Glenn Pederson,1999），因此，农村资金的来源仍然主要依靠政府。然而，经济转轨国家政府主导的农业信贷和财政支持模式普遍在促进农业投资增加方面缺乏效率（Avishay Braverman,1990），如果仅仅依靠政府的资金支持，而不加强农村金融市场、农村金融制度和农业经营风险管理体系的建设以培育稳定的农业、农村资本形成机制是难以实现农民收入水平稳定增长的。文章的以下部分我们将用实证的方法来验证这一观点在我国同样是有效的。
二、研究的方法与数据
为了避免模型出现伪回归现象，在本研究中首先将利用Dickey & Fuller（1981）提出的考虑残差项序列相关的ADF单位根检验法，检验变量的平稳性，对于非平稳性的变量进行处理使之成为平稳时间序列。然后，利用格朗杰因果关系检验法（Granger Causality Test）分析我国农业信贷和财政支农投入对农民收入增长的影响。格朗杰因果关系的基本原理是，如果变量Y[，2]过去和现在的信息有助于改进变量Y[，1]的预测，则说变量Y[，1]是由变量Y[，2]格朗杰原因引起的。格朗杰因果关系检验法是建立在产生X[，t]，Yt的过程可表示为无限阶自回归的条件基础上的。格朗杰建立了下列检验方程：
式中Y[，t]和X[，t]为稳定的时间序列变量，U[，t]和V[，t]是干扰变量。α、β和λ是Y和X的系数，其检验步骤是：首先，用OLS方法对方程（2）进行回归得到无限制的离差平方和RSS[，1]。其次，用OLS方法对方程（3）进行回归又得到限制的离差平方和RSS[，2]。再次，用公式（4）计算F检验值：
F=〔（RSS[，2]-RSS[，1]）/N〕/[RSS[，1]/（T-2N-1）]（3）
式中N是滞后项的个数为分子的自由度，T-2N-1是分母自由度，T为样本总数。最后，如果计算的Fe＞F的判断值，则认为X[，t]是引起Yt变动的原因，如果F[，e]＜F的判断值，则说X[，t]不是引起Y[，t]变动的原因。利用同样的原理进行回归估计也可以确定Y[，t]是否是引起X[，t]，变动的原因。
格朗杰因果检验中最重要的是滞后时间长度的确定，在实际分析中检验的功效取决于最优滞后期数的确定。如果滞后期数随机确定，会导致检验结果的错误。在该项研究中，最优滞后期数的确定是按Akaike信息评价标准（AIC）和Schwarz评价标准（SC）确定的。
AIC=（RSS+2Kσ[2]）/T（4）
SC=（RSS+K（logT）σ[2]）/T（5）
式中，K是回归变量数，T是样本总数，RSS是离差平方和。
得出格朗杰因果检验的结果以后，我们将进行VAR分析，以确定各变量之间的具体关系。
为了能够客观地揭示我国的农业信贷和财政支农投入与农民收入增长之间的关系，我们以1978—2002年间农业贷款、财政支农资金、农业投资和农村居民人均纯收入的数据进行分析研究，并剔除了物价因素的影响。图1显示的是1978—2002年间农村居民人均纯收入的变化曲线，图2显示的是农业贷款、财政支农资金、农业投资的变化趋势。本研究所涉及的数据均来源于中国统计年鉴和中国金融年鉴。
图1 农民收入变化曲线
图2 财政支农、农业贷款和农业投资变化曲线
三、实证检验结果与分析
1.变量的平稳性检验
我们利用Eviews软件，对各变量进行单位根检验，以确定变量的平稳性。首先对农村居民人均纯收入、财政支农资金、农业贷款和农业投资取对数，分别用FR、CZ、DK和TZ表示。通过检验我们发现FR为平稳性变量，而CZ、DK和TZ均为非平稳变量。我们对于非平稳变量的处理主要采用差分法，结果见表1。其中CZ、ΔDK和ΔTZ分别表示对相关变量取一阶差分值。从表1我们可以看出经过处理后所有数据序列在5％显著水平下都是平稳的。
表1单位根检验
变量ADF检验
检验类型 滞后阶数
显著水平（临界值）
FR -5.084324 含线性趋势项和常数项 3
1％（4.4691）
CZ -3.156806 含线性趋势项和常数项 1
5％（-3.6219）
ΔCZ-3.024632*不含线性趋势项和常数项
1
1％（-2.6756）
DK -2.413312 含线性趋势项和常数项 2
5％（-3.6330）
ΔDK-3.686828** 含常数项
2
5％（-3.0114）
TZ -2.073667 含线性趋势项和常数项 2
5％（-3.6330）
TZ -4.612946*含线性趋势项和常数项 1
1％（-4.4415）
注：*（**）表示在1％（5％）的显著水平上拒绝有单位根的原假设。
2.农民收入与相关变量之间关系的验证
农村居民人均纯收入与相关变量之间的格朗杰因果检验结果见表2。由表2可知，在最优滞后期时ΔCZ不是FR的Granger原因，FR也不是ΔCZ的Granger原因，这说明在1978—2002年期间，财政支农资金的增长与农民收入之间并不存在明显的因果关系。虽然，FR是ΔDK的Granger原因被拒绝，但是，在1％的显著水平下，我们可以发现ΔDK是FR的Granger原因，这说明在1978—2002年期间，农业贷款的增长是导致农民收入变化的原因。而在5％的显著水平下，我们还可以发现ΔTZ与FR之间互为Granger原因，这说明在1978—2002年期间，农业投资的增长与农民收入之间存在双向的因果关系。
表2 FR与相关变量的Granger检验结果
变量零假设 最优滞后期
样板数 F统计值 概率
ΔCZΔCZ不是FR的Granger原因 1 230.10233 0.90325
FR不是ΔCZ的Granger原因 3 211.72283 0.20810
ΔDKΔDK不是FR的Granger原因 5 197.40004 0.00920
FR不是ΔDK的Granger原因 2 231.35432 0.29715
ΔTZΔTZ不是FR的Granger原因 5 196.19448 0.01578
FR不是ΔTZ的Granger原因 5 195.31488 0.01776
由于FR是非单整的变量，我们利用VAR模型确定它与相关变量之间的符号，其具体结果如下：
FR=1.145766×FR（-1）-0.178640×FR（-4）+0.108736×ΔTZ（-4）-0.118699×ΔDK（-4）+0.096607（6）（注：我们利用式（2）建立VAR模型，在格朗杰因果检验中已经确定ΔCZ不是FR的影响因素，因而模型中只包含FR与ΔTZ和ΔDK的滞后变量，其滞后期在格朗杰因果检验中已经确定，FR、?TZ和?DK的滞后期均为5。但是建模过程中ΔTZ和ΔDK在滞后期为1、 2、3、5与FR在滞后期为2、3、5时其系数在统计上都不显著，因此，最后我们在模型中只保留了能够通过检验的滞后期为4时的ΔTZ和ΔDK与滞后期为1、4时的FR。）
（0.076941）（0.074352）（0.058276）（0.054966）（0.102999）
（14.89140）（-2.402637）
（1.865873）（-2.159481）
（0.937946）
Adj.R-squared=0.981750，S.E=0.018858，F-statistic=256.5172，DW=2.677884
第一行括号的数字表示回归系数估计量的标准差，第二行括号的数字表示回归系数估计量的t统计量的值。向量自回归模型（6）的拟合优度达到0.981750，也通过了各项检验。从模型中可以看出，农民收入与农业投资的增长呈正相关关系，而与农业贷款的增长呈负相关关系。这说明1978—2002年间农业投资的增长与农民收入增长之间互为正向因果关系；而农业贷款的增加显然是不利于促进农民收入增长的。
3.进一步的统计分析
从理论上来说，农业贷款、财政支农投入的增加都可以增加农业发展的资金供给，促进农业投资的增长，从而进一步推动农民收入的增长。但是，实践却并没有支持这一理想化的论点。通过进一步的统计分析可以帮助我们更好地理解这一现象产生的原因。表3反映的是农业贷款和财政支农资金转化为农业投资的比率。由表3可知，1978—2002年间我国农业贷款、财政支农资金的绝对投入额增长较快，但是，它们转化为农业投资的效率却非常低下，进入90年代中期以后一直在百分之十几左右。由于地方政府的投资冲动和不规范行为使得大量的农业贷款和财政支农资金从农村流入了其他行业或者被挥霍浪费掉，从而分流了农业、农村发展的资金供给，造成农村经济发展资金短缺的状况一直难以得到有效的缓解。2004年1号文件出台后，财政货币政策支持三农的力度加强了，然而，这种局面并没有得到改善。2004年3月12日，中国人民银行公布了2004年1—2月份的金融运行情况，其中的统计数据显示，农业贷款增长迅速，2004年头两个月增加了802亿元，同比多增加304亿元。但是，3月17日国家统计局发布的固定资产投资情况称，2004年1—2月份的农业投资只有10亿元，同比下降了25.1％。两个数据一经对比，就会发现有高达数百亿的农业贷款并没有用在农业投资上。另一方面，我国政府支农资金支出结构存在诸多的不合理之处。例如，财政支农资金用于人员供养及行政开支部分大体维持在70％左右，而用于建设性支出的比重不高。在财政农业建设性资金中，用于大中型带有社会性的水利建设比重较大，而农民可以直接收益的中小型的基础设施建设的比重较小。1996—2000年，中央财政累计安排水利基础设施建设投入达1100亿元，约占中央农业基本建设投入总量的70％，累计安排林业生态环境建设投资230亿元，占同期中央农业基本建设投资的14.3％。水利、林业生态等社会效益显著、受益对象不仅局限于农业，其投入一直统计在农业投入中，一定程度上夸大了政府农业投入的规模。
表3农业贷款和财政支农资金转化为农业投资的比率（单位：亿元）
财政支农与
年份 财政支农资金 农业贷款农业投资 农业投资占比
农业贷款合计
1978150.66 115.6266.26 53.34 20.03％
1979174.33 136.7311.03 57.92 18.62％
1980149.95 175.88
325.83 52.03 15.97％
1985153.62 416.63
570.25 35.91 6.30％
1990307.84 1038.08 1345.92 67.22 4.99％
1995574.93 1921.6
2496.53 219.09 8.78％
1996700.43 1919.1
2619.53 317.85 12.13％
1997766.39 3514.6
4280.99 412.71 9.64％
19981154.76 4444.2
5598.96 637.11 11.38％
19991085.76 4792.4
5878.16 835.5 14.21％
20001231.54 4889 6120.54 94015.36％
20011456.73 5711.5
7168.23 993.4 13.86％
20021530.33 6884.58 8614.91 1291.6 14.99％
注：2002年中央财政支农资金为1230亿元，地方财政支农资金根据相关资料估计得出。
四、研究结论及政策建议
实证分析的结果清楚地显示：1978—2002年间我国财政支农资金的增加并没有成为促进农民收入水平提高的关键因素，而农业贷款的增长反而还不利于农民收入的增长，只有农业投资的增加才能够有效地促进农民收入的增长。这一结果显然与政策制订者的初衷是背道而驰的。但是，这一结论并不是否定我国财政、金融支持农村经济发展和农民增收的有效性。其所揭示的恰恰不是政策的错误，而是证实了由于我国缺乏稳定的农业、农村资本形成机制而导致的资金配置效率低下这一事实。一方面，对农业和农村地区的投资决不是简单的注入资金的过程，现存的许多研究往往容易陷入这个“陷阱”，过多地纠在如何增加对农业和农村地区更多的资金投入，而政策运行的结果往往是一边资金的投入，同时更多的渠道出现大量资金的流失，还有许多资金沉淀在一些低效的项目之上。另一方面，政府将信贷计划视为增加农村资本量的一条轻而易举的途径，但却忘记了贷款不一定代表资本，仅仅增加货币供给不一定能够创造资本，如果农民将借款用于消费，则这部分资本就不再能够用于生产和投资。因此，仅仅依靠政府的资金支持，而不加强农村金融市场、农村金融制度和农业经营风险管理体系的建设难以实现农业、农村资金配置效率的提高。从农村经济发展的角度看，只有建立健全农村金融的法规制度，完善农村金融的市场体系，优化财政支农资金的配置结构，促进农业保险的快速发展，逐步规范地方政府的经济行为，并真正形成从农业贷款到农业投资的高效转化机制和财政支农资金支出的有效监控机制入手，才能实现农村资金的高效配置，从而进一步推动农民收入的稳定增长。
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