農(nóng)村信貸支持農(nóng)民收入的實證分析

摘要：當前發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟、提高農(nóng)民收入已成為解決我國“三農(nóng)”問題的重中之重，本文基于協(xié)整分析，利用ADF檢驗和Granger因果檢驗，通過對1984年至2013年間中國農(nóng)村信貸投放與農(nóng)民人均純收入的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行實證檢驗。檢驗數(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)民收入增長的重要影響因素。

關鍵詞：農(nóng)村信貸 農(nóng)民收入 農(nóng)村經(jīng)濟

改革開放30多年以來我國農(nóng)業(yè)發(fā)展取得了很大的成績，但目前出現(xiàn)的“三農(nóng)”問題已經(jīng)成為影響國民經(jīng)濟持續(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、提高農(nóng)民收入的方法有很多種，但歸根結底而言，農(nóng)村金融環(huán)境建設、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)民收入這一問題時，一般選取年度農(nóng)業(yè)貸款余額和年度農(nóng)民人均純收入兩個變量為研究對象，本文亦選取這兩個指標，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)營收入之和，用FI表示。本文樣本數(shù)據(jù)取自《中國統(tǒng)計年鑒》。數(shù)據(jù)區(qū)間為1984—2013年度數(shù)據(jù)。本文實證檢驗都是在EViews6.0和Excel2007中進行中。

自從1984年以來，我國農(nóng)村信貸與農(nóng)民收入都呈現(xiàn)出穩(wěn)步上升的趨勢，特別是進入21世紀以來，農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民人均收入增長的速度進一步加快，兩者的相關性愈發(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，本文對其進行了取對數(shù)處理，回歸方程假定為：

LnFI=α+ βLnRc + ê

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

二、實證分析

（一）單位根（ADF）檢驗

在計量經(jīng)濟學中，如果簡單的將兩個隨機序列數(shù)據(jù)直接進行回歸分析，很可能導致錯誤的結論。為了避免錯誤的回歸分析發(fā)生，在構建回歸模型之前，通常要對統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。本文采用Eviews6.0軟件對兩個序列數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，在包含常數(shù)項和趨勢項的情況下，檢驗結果見表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

ADF檢驗只是說明兩個序列變量具有穩(wěn)定的變動趨勢，但二者之間是否存在顯著的相關關系，則要進一步進行Johansen協(xié)整檢驗。使用自回歸中的協(xié)整檢驗，考慮截距項，排除時間趨勢項，確定AIC值（滯后階數(shù)）為2，檢驗數(shù)據(jù)見表2：

由表2中檢驗數(shù)據(jù)可知：在5%臨界水平下，原假設第一行（存在0個協(xié)整量）的跡統(tǒng)計量檢驗值=12.88>12.32，表明應拒絕存在0個協(xié)整量的假設，說明LnRc與LnFI之間確實存在一定的協(xié)整關系；在5%的臨界水平下，原假設第二行（至少存在1個協(xié)整量）的跡統(tǒng)計量檢驗值=2.41<4.13，表明應當接受 “至少存在1個協(xié)整量”假設，說明農(nóng)村信貸投入與農(nóng)民人均收入之間存在長期穩(wěn)定關系。

（三）ECM模型分析

Johansen協(xié)整檢驗只是證明了農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民人均收入之間確實存在一定的長期均衡關系，但把協(xié)整回歸檢驗中的隨機誤差當作均衡誤差，通過構建誤差修正模型，可以分析檢驗短期內(nèi)兩個經(jīng)濟變量相互間的動態(tài)均衡關系，從而可以將短期的均衡分析與長期的均衡分析結合起來。本文通過ECM模型對農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民收入增長之間關系進行短期均衡分析，檢驗結果如下：

DLnFI = 0.107528DLnRc

+ -0.080236Ut-1

（40.71454） （-5.31169）

上述檢驗結果表明，在短期內(nèi)農(nóng)民人均收入的變動不僅依賴于農(nóng)村信貸投入的變動，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)值較小說明均衡恢復的速度比較慢，農(nóng)民人均收入增長對農(nóng)村信貸規(guī)模的變化在反應上存在一定的滯后性。這在一定程度上也間接說明了我國農(nóng)村信貸資金的使用效率不高。

（四）Granger因果關系檢驗

協(xié)整檢驗表明農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民收入增長之間存在一種長期的均衡關系。但兩者之間因果關系如何，這需要進一步開展Granger因果關系檢驗。表3為檢驗數(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)民人均收入增長的重要原因，其影響時滯可以達到2個年度，即自1984年以來，我國農(nóng)村信貸規(guī)模是非中性的。從相反的作用方向來看，在滯后1—2期時，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1984—2013年中國農(nóng)村信貸投放與農(nóng)民人均收入增長關系進行回歸分析，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 的檢驗值分別是10.643和30.355。因此，我們可以得出以下結論：回歸模型擬合系數(shù)R2=0.949， F檢驗值=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)民收入增長的關系。

三、結論與政策建議

依據(jù)檢驗數(shù)據(jù)可知：我國農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民人均收入之間有顯著的相關關系，但從進一步的實證分析來看，當前我國農(nóng)村信貸資金的利用效率還不夠高。因此，政府在鼓勵農(nóng)村信貸增長的同時，應進一步完善農(nóng)戶貸款政策，合理調(diào)節(jié)農(nóng)村信貸結構。

于此相應，誤差修正模型檢驗的短期均衡狀態(tài)說明，我國農(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%的水平上能在當月得到消除，這個數(shù)值較小，暗示均衡恢復的速度比較慢，且農(nóng)民人均收入增長對農(nóng)村信貸規(guī)模的變化在反應上存在一定的滯后性。這似乎也間接說明我國農(nóng)村信貸資金使用效率不夠高。

另外，Granger檢驗表明，我國農(nóng)民收入增加并未導致農(nóng)戶信貸需求增加。從邏輯上說，農(nóng)民收入的增長意味著農(nóng)民財富的增加，農(nóng)民抵抗風險能力和投資性需求也隨之增強，對農(nóng)村信貸也應當有更高的需求。但實證結果卻與此相悖，根源可能在于當前我國農(nóng)村尚存在大量的剩余勞動力，農(nóng)村生產(chǎn)結構尚未發(fā)生根本性變化，加之農(nóng)戶人均資本存量較低，最終導致信貸需求沒有隨著農(nóng)民收入增長而增長。

建議：一是政府應當繼續(xù)加強對農(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)金融機構應盡量滿足農(nóng)業(yè)發(fā)展的信貸需求，民間金融機構也應在農(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，鼓勵農(nóng)戶利用信貸推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。當農(nóng)戶獲得一定的信貸經(jīng)驗并體會到農(nóng)村信貸產(chǎn)生的實際效益后，就會堅持繼續(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)村信貸投放落到實處。四是鑒于農(nóng)村經(jīng)濟的特殊性，金融機構應當建立自己的信貸標準，適度放松農(nóng)村信貸條件。五是隨著我國農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟結構逐漸改善，農(nóng)村金融機構應更加注重信貸效率。

參考文獻：

[1] 劉輝煌、吳偉.我國農(nóng)戶借貸狀況及其收入效應研究[J]，經(jīng)濟問題，2014（8）

[2] 張茜.農(nóng)業(yè)信貸規(guī)模與農(nóng)村經(jīng)濟增長關系的實證分析[J]，西北農(nóng)林科技大學學報，2012（1）

（張永剛，1979年生，山西臨汾人，太原學院經(jīng)濟貿(mào)易系講師。研究方向：金融管理與實務）

摘要：當前發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟、提高農(nóng)民收入已成為解決我國“三農(nóng)”問題的重中之重，本文基于協(xié)整分析，利用ADF檢驗和Granger因果檢驗，通過對1984年至2013年間中國農(nóng)村信貸投放與農(nóng)民人均純收入的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行實證檢驗。檢驗數(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)民收入增長的重要影響因素。

關鍵詞：農(nóng)村信貸 農(nóng)民收入 農(nóng)村經(jīng)濟

改革開放30多年以來我國農(nóng)業(yè)發(fā)展取得了很大的成績，但目前出現(xiàn)的“三農(nóng)”問題已經(jīng)成為影響國民經(jīng)濟持續(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、提高農(nóng)民收入的方法有很多種，但歸根結底而言，農(nóng)村金融環(huán)境建設、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)民收入這一問題時，一般選取年度農(nóng)業(yè)貸款余額和年度農(nóng)民人均純收入兩個變量為研究對象，本文亦選取這兩個指標，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)營收入之和，用FI表示。本文樣本數(shù)據(jù)取自《中國統(tǒng)計年鑒》。數(shù)據(jù)區(qū)間為1984—2013年度數(shù)據(jù)。本文實證檢驗都是在EViews6.0和Excel2007中進行中。

自從1984年以來，我國農(nóng)村信貸與農(nóng)民收入都呈現(xiàn)出穩(wěn)步上升的趨勢，特別是進入21世紀以來，農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民人均收入增長的速度進一步加快，兩者的相關性愈發(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，本文對其進行了取對數(shù)處理，回歸方程假定為：

LnFI=α+ βLnRc + ê

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

二、實證分析

（一）單位根（ADF）檢驗

在計量經(jīng)濟學中，如果簡單的將兩個隨機序列數(shù)據(jù)直接進行回歸分析，很可能導致錯誤的結論。為了避免錯誤的回歸分析發(fā)生，在構建回歸模型之前，通常要對統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。本文采用Eviews6.0軟件對兩個序列數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，在包含常數(shù)項和趨勢項的情況下，檢驗結果見表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

ADF檢驗只是說明兩個序列變量具有穩(wěn)定的變動趨勢，但二者之間是否存在顯著的相關關系，則要進一步進行Johansen協(xié)整檢驗。使用自回歸中的協(xié)整檢驗，考慮截距項，排除時間趨勢項，確定AIC值（滯后階數(shù)）為2，檢驗數(shù)據(jù)見表2：

由表2中檢驗數(shù)據(jù)可知：在5%臨界水平下，原假設第一行（存在0個協(xié)整量）的跡統(tǒng)計量檢驗值=12.88>12.32，表明應拒絕存在0個協(xié)整量的假設，說明LnRc與LnFI之間確實存在一定的協(xié)整關系；在5%的臨界水平下，原假設第二行（至少存在1個協(xié)整量）的跡統(tǒng)計量檢驗值=2.41<4.13，表明應當接受 “至少存在1個協(xié)整量”假設，說明農(nóng)村信貸投入與農(nóng)民人均收入之間存在長期穩(wěn)定關系。

（三）ECM模型分析

Johansen協(xié)整檢驗只是證明了農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民人均收入之間確實存在一定的長期均衡關系，但把協(xié)整回歸檢驗中的隨機誤差當作均衡誤差，通過構建誤差修正模型，可以分析檢驗短期內(nèi)兩個經(jīng)濟變量相互間的動態(tài)均衡關系，從而可以將短期的均衡分析與長期的均衡分析結合起來。本文通過ECM模型對農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民收入增長之間關系進行短期均衡分析，檢驗結果如下：

DLnFI = 0.107528DLnRc

+ -0.080236Ut-1

（40.71454） （-5.31169）

上述檢驗結果表明，在短期內(nèi)農(nóng)民人均收入的變動不僅依賴于農(nóng)村信貸投入的變動，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)值較小說明均衡恢復的速度比較慢，農(nóng)民人均收入增長對農(nóng)村信貸規(guī)模的變化在反應上存在一定的滯后性。這在一定程度上也間接說明了我國農(nóng)村信貸資金的使用效率不高。

（四）Granger因果關系檢驗

協(xié)整檢驗表明農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民收入增長之間存在一種長期的均衡關系。但兩者之間因果關系如何，這需要進一步開展Granger因果關系檢驗。表3為檢驗數(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)民人均收入增長的重要原因，其影響時滯可以達到2個年度，即自1984年以來，我國農(nóng)村信貸規(guī)模是非中性的。從相反的作用方向來看，在滯后1—2期時，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1984—2013年中國農(nóng)村信貸投放與農(nóng)民人均收入增長關系進行回歸分析，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 的檢驗值分別是10.643和30.355。因此，我們可以得出以下結論：回歸模型擬合系數(shù)R2=0.949， F檢驗值=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)民收入增長的關系。

三、結論與政策建議

依據(jù)檢驗數(shù)據(jù)可知：我國農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民人均收入之間有顯著的相關關系，但從進一步的實證分析來看，當前我國農(nóng)村信貸資金的利用效率還不夠高。因此，政府在鼓勵農(nóng)村信貸增長的同時，應進一步完善農(nóng)戶貸款政策，合理調(diào)節(jié)農(nóng)村信貸結構。

于此相應，誤差修正模型檢驗的短期均衡狀態(tài)說明，我國農(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%的水平上能在當月得到消除，這個數(shù)值較小，暗示均衡恢復的速度比較慢，且農(nóng)民人均收入增長對農(nóng)村信貸規(guī)模的變化在反應上存在一定的滯后性。這似乎也間接說明我國農(nóng)村信貸資金使用效率不夠高。

另外，Granger檢驗表明，我國農(nóng)民收入增加并未導致農(nóng)戶信貸需求增加。從邏輯上說，農(nóng)民收入的增長意味著農(nóng)民財富的增加，農(nóng)民抵抗風險能力和投資性需求也隨之增強，對農(nóng)村信貸也應當有更高的需求。但實證結果卻與此相悖，根源可能在于當前我國農(nóng)村尚存在大量的剩余勞動力，農(nóng)村生產(chǎn)結構尚未發(fā)生根本性變化，加之農(nóng)戶人均資本存量較低，最終導致信貸需求沒有隨著農(nóng)民收入增長而增長。

建議：一是政府應當繼續(xù)加強對農(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)金融機構應盡量滿足農(nóng)業(yè)發(fā)展的信貸需求，民間金融機構也應在農(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，鼓勵農(nóng)戶利用信貸推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。當農(nóng)戶獲得一定的信貸經(jīng)驗并體會到農(nóng)村信貸產(chǎn)生的實際效益后，就會堅持繼續(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)村信貸投放落到實處。四是鑒于農(nóng)村經(jīng)濟的特殊性，金融機構應當建立自己的信貸標準，適度放松農(nóng)村信貸條件。五是隨著我國農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟結構逐漸改善，農(nóng)村金融機構應更加注重信貸效率。

參考文獻：

[1] 劉輝煌、吳偉.我國農(nóng)戶借貸狀況及其收入效應研究[J]，經(jīng)濟問題，2014（8）

[2] 張茜.農(nóng)業(yè)信貸規(guī)模與農(nóng)村經(jīng)濟增長關系的實證分析[J]，西北農(nóng)林科技大學學報，2012（1）

（張永剛，1979年生，山西臨汾人，太原學院經(jīng)濟貿(mào)易系講師。研究方向：金融管理與實務）

摘要：當前發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟、提高農(nóng)民收入已成為解決我國“三農(nóng)”問題的重中之重，本文基于協(xié)整分析，利用ADF檢驗和Granger因果檢驗，通過對1984年至2013年間中國農(nóng)村信貸投放與農(nóng)民人均純收入的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行實證檢驗。檢驗數(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)民收入增長的重要影響因素。

關鍵詞：農(nóng)村信貸 農(nóng)民收入 農(nóng)村經(jīng)濟

改革開放30多年以來我國農(nóng)業(yè)發(fā)展取得了很大的成績，但目前出現(xiàn)的“三農(nóng)”問題已經(jīng)成為影響國民經(jīng)濟持續(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、提高農(nóng)民收入的方法有很多種，但歸根結底而言，農(nóng)村金融環(huán)境建設、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)民收入這一問題時，一般選取年度農(nóng)業(yè)貸款余額和年度農(nóng)民人均純收入兩個變量為研究對象，本文亦選取這兩個指標，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)營收入之和，用FI表示。本文樣本數(shù)據(jù)取自《中國統(tǒng)計年鑒》。數(shù)據(jù)區(qū)間為1984—2013年度數(shù)據(jù)。本文實證檢驗都是在EViews6.0和Excel2007中進行中。

自從1984年以來，我國農(nóng)村信貸與農(nóng)民收入都呈現(xiàn)出穩(wěn)步上升的趨勢，特別是進入21世紀以來，農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民人均收入增長的速度進一步加快，兩者的相關性愈發(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，本文對其進行了取對數(shù)處理，回歸方程假定為：

LnFI=α+ βLnRc + ê

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

二、實證分析

（一）單位根（ADF）檢驗

在計量經(jīng)濟學中，如果簡單的將兩個隨機序列數(shù)據(jù)直接進行回歸分析，很可能導致錯誤的結論。為了避免錯誤的回歸分析發(fā)生，在構建回歸模型之前，通常要對統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。本文采用Eviews6.0軟件對兩個序列數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，在包含常數(shù)項和趨勢項的情況下，檢驗結果見表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

ADF檢驗只是說明兩個序列變量具有穩(wěn)定的變動趨勢，但二者之間是否存在顯著的相關關系，則要進一步進行Johansen協(xié)整檢驗。使用自回歸中的協(xié)整檢驗，考慮截距項，排除時間趨勢項，確定AIC值（滯后階數(shù)）為2，檢驗數(shù)據(jù)見表2：

由表2中檢驗數(shù)據(jù)可知：在5%臨界水平下，原假設第一行（存在0個協(xié)整量）的跡統(tǒng)計量檢驗值=12.88>12.32，表明應拒絕存在0個協(xié)整量的假設，說明LnRc與LnFI之間確實存在一定的協(xié)整關系；在5%的臨界水平下，原假設第二行（至少存在1個協(xié)整量）的跡統(tǒng)計量檢驗值=2.41<4.13，表明應當接受 “至少存在1個協(xié)整量”假設，說明農(nóng)村信貸投入與農(nóng)民人均收入之間存在長期穩(wěn)定關系。

（三）ECM模型分析

Johansen協(xié)整檢驗只是證明了農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民人均收入之間確實存在一定的長期均衡關系，但把協(xié)整回歸檢驗中的隨機誤差當作均衡誤差，通過構建誤差修正模型，可以分析檢驗短期內(nèi)兩個經(jīng)濟變量相互間的動態(tài)均衡關系，從而可以將短期的均衡分析與長期的均衡分析結合起來。本文通過ECM模型對農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民收入增長之間關系進行短期均衡分析，檢驗結果如下：

DLnFI = 0.107528DLnRc

+ -0.080236Ut-1

（40.71454） （-5.31169）

上述檢驗結果表明，在短期內(nèi)農(nóng)民人均收入的變動不僅依賴于農(nóng)村信貸投入的變動，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)值較小說明均衡恢復的速度比較慢，農(nóng)民人均收入增長對農(nóng)村信貸規(guī)模的變化在反應上存在一定的滯后性。這在一定程度上也間接說明了我國農(nóng)村信貸資金的使用效率不高。

（四）Granger因果關系檢驗

協(xié)整檢驗表明農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民收入增長之間存在一種長期的均衡關系。但兩者之間因果關系如何，這需要進一步開展Granger因果關系檢驗。表3為檢驗數(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)民人均收入增長的重要原因，其影響時滯可以達到2個年度，即自1984年以來，我國農(nóng)村信貸規(guī)模是非中性的。從相反的作用方向來看，在滯后1—2期時，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1984—2013年中國農(nóng)村信貸投放與農(nóng)民人均收入增長關系進行回歸分析，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 的檢驗值分別是10.643和30.355。因此，我們可以得出以下結論：回歸模型擬合系數(shù)R2=0.949， F檢驗值=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)民收入增長的關系。

三、結論與政策建議

依據(jù)檢驗數(shù)據(jù)可知：我國農(nóng)村信貸規(guī)模與農(nóng)民人均收入之間有顯著的相關關系，但從進一步的實證分析來看，當前我國農(nóng)村信貸資金的利用效率還不夠高。因此，政府在鼓勵農(nóng)村信貸增長的同時，應進一步完善農(nóng)戶貸款政策，合理調(diào)節(jié)農(nóng)村信貸結構。

于此相應，誤差修正模型檢驗的短期均衡狀態(tài)說明，我國農(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%的水平上能在當月得到消除，這個數(shù)值較小，暗示均衡恢復的速度比較慢，且農(nóng)民人均收入增長對農(nóng)村信貸規(guī)模的變化在反應上存在一定的滯后性。這似乎也間接說明我國農(nóng)村信貸資金使用效率不夠高。

另外，Granger檢驗表明，我國農(nóng)民收入增加并未導致農(nóng)戶信貸需求增加。從邏輯上說，農(nóng)民收入的增長意味著農(nóng)民財富的增加，農(nóng)民抵抗風險能力和投資性需求也隨之增強，對農(nóng)村信貸也應當有更高的需求。但實證結果卻與此相悖，根源可能在于當前我國農(nóng)村尚存在大量的剩余勞動力，農(nóng)村生產(chǎn)結構尚未發(fā)生根本性變化，加之農(nóng)戶人均資本存量較低，最終導致信貸需求沒有隨著農(nóng)民收入增長而增長。

建議：一是政府應當繼續(xù)加強對農(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)金融機構應盡量滿足農(nóng)業(yè)發(fā)展的信貸需求，民間金融機構也應在農(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，鼓勵農(nóng)戶利用信貸推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。當農(nóng)戶獲得一定的信貸經(jīng)驗并體會到農(nóng)村信貸產(chǎn)生的實際效益后，就會堅持繼續(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)村信貸投放落到實處。四是鑒于農(nóng)村經(jīng)濟的特殊性，金融機構應當建立自己的信貸標準，適度放松農(nóng)村信貸條件。五是隨著我國農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟結構逐漸改善，農(nóng)村金融機構應更加注重信貸效率。

參考文獻：

[1] 劉輝煌、吳偉.我國農(nóng)戶借貸狀況及其收入效應研究[J]，經(jīng)濟問題，2014（8）

[2] 張茜.農(nóng)業(yè)信貸規(guī)模與農(nóng)村經(jīng)濟增長關系的實證分析[J]，西北農(nóng)林科技大學學報，2012（1）

（張永剛，1979年生，山西臨汾人，太原學院經(jīng)濟貿(mào)易系講師。研究方向：金融管理與實務）