农业信贷论文当代农业信贷与农民收入的证实Word下载.docx

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关于生产函数的形式，根据Parente和Prescott﹙1991﹚［19］的做法，对劳动投入如果施加一个容量限制L，那么生产函数可以表示成：

y=kmin﹙L，L﹚θ﹙3﹚其中θ&

gt;

0，表示劳动相对于单位资本的产出弹性。

如果令m=min﹙L，L﹚θ，此时，m表示农业的最大劳动供给能力，则生产函数可以简化成：

y=mk﹙4﹚﹙4﹚式表示劳动投入一旦固定，产出与资本投入则成正比，这时生产属于规模报酬不变，也就是说，产出同比于资本的增长而增长。

﹙三﹚财政支农、农业信贷与农民收入的关系根据当期资本﹙kt﹚投入总量取决于前一期资本﹙kt&

#8722;

1﹚存量和本期资本投入，由于农业资金的来源主要包括财政支农投入、农业信贷投入和农民自主投入，则当期农业资本的表达式为：

kt=﹙1&

δ﹚kt&

1+e﹙x1，x2，x3﹚﹙5﹚其中，δ表示农业资本的折旧率，k代表资本存量，x1、x2、x3分别表示财政支农投入资金、农业信贷资金、农民自主投资资金，t表示期数。

那么由﹙4﹚、﹙5﹚式可得：

﹙12﹚由﹙12﹚式可以看出，农民人均收入取决于财政支农、农业信贷、农民自主投资以及各种资金的经济效率。

其中e'

x1﹙0，0，0﹚、e'

x2﹙0，0，0﹚、e'

x3﹙0，0，0﹚的大小表示各种资金投入所引起的收入弹性，即各种资金对农民收入贡献的大小。

变量选取、数据来源与数据预处理

﹙一﹚变量选取本研究主要探讨江西省财政支农、农业信贷与农民收入增长的关系，因此，选取农民人均纯收入、财政支农、农业信贷、农民自主投资四个指标为变量，分别用符号Y、X1、X2、X3表示。

﹙二﹚数据来源与数据预处理本研究数据来源于《新中国六十年的江西》、《江西统计年鉴》﹙2011、2012﹚，其中2010、2011年江西农业信贷数据从江西农业厅统计获得。

为了消除价格影响，以1980年为基期﹙1980=100﹚对所有的数据进行调整。

为了消除经济数据时间序列所造成的异方差，对研究的经济变量进行对数化处理，对数化序列分别记为：

LnY、LnX1、LnX2、LnX3，这样既不会改变原经济变量之间的协整关系，又更利于线性化经济变量，从而有利于模型建立，并能消除经济变量序列的异方差问题。

江西省财政支农、农业信贷与农民收入效应的实证分析

﹙一﹚江西省财政支农、农业贷款、农民自主投资和农民人均纯收入情况随着经济的发展，江西省财政支农、农业贷款、农民自主投资在逐年增加，如图1所示。

1980年财政支农仅为0.24亿元，但到2011年则达到了287.99亿元。

在2003年以前，财政支农占财政总支出的比例基本上在5%以下，之后随着国家对“三农”问题的重视和新农村建设，财政支农显著增长，到2007年后财政支农占财政支出的比例均在10%以上。

江西省农业贷款1980年至2011年呈明显上升趋势，1980年农业贷款为3.29亿元，占当年总贷款的6%，2011年农业贷款上千亿元，占总贷款的10.83%。

从2005年后，农业贷款占总贷款的比例一直达10%以上。

江西省农民自主投资在1980年~2011年呈现稳步上升趋势。

1980年，农民自主投资仅有2.5亿元，但到2011年达到了333.67亿元，增长约133.5倍。

1980年~2011年，江西省农民人均纯收入呈显著上升趋势，见图2。

1980年农民人均纯收入只有181元，到1994年突破了1000元，2011年则高达6892元，在31年中增长近38倍。

从图2可以明显看出，2004年之后江西省农民人均纯收入呈显著增长。

由于江西省从2005年开始全面取消了农业税，为了考察农业税取消前后财政支农、农业信贷对农民人均纯收入增长的影响，本文接下来分农业税取消前﹙1980年~2004年﹚与农业税取消后﹙2005年~2011年﹚两个阶段进行分析。

﹙二﹚单位根检验为了防止虚假回归，在进行变量协整回归前，需要对时间序列数据进行平稳性检验。

本文采用ADF对有关数据序列的平稳性进行检验，其检验结果见表1。

表1单位根检验的结果显示：

﹙1﹚农业税取消前﹙1980年~2004年﹚：

原序列LnX1的一阶差分序列DLnX1的ADF值小于1%置信水平的临界值，LnY、LnX2、LnX3的一阶差分序列DLnY、DLnX2、DLnX3均小于10%置信水平的临界值。

因此，在10%的统计水平上，一阶差分序列均属于平稳序列。

﹙2﹚农业税取消后﹙2005年~2011年﹚：

LnY、LnX1、LnX2、LnX3的一阶差分序列分别通过了临界水平1%、5%、10%、5%的ADF单位根检验，因此，在10%的统计水平上，其一阶差分序列也均属于平稳序列。

﹙三﹚协整检验由于时间序列LnY、LnX1、LnX2、LnX3均是平稳的一阶单整序列，因此它们之间可能存在长期稳定的均衡关系，即协整关系。

在计量经济理论中，对经济变量之间的协整关系检验通常用的方法是E&

G两步法、Pesaran&

Shin的ARDL法以及Johansen检验方法。

下面运用E&

G两步法来检验LnY、LnX1、LnX2、LnX3序列之间的协整关系。

由于两步法中的第一步单整检验在前文已经完成，因此接下来要做的第二步就是建立相关协整方程，并对其残差做相应的单位根检验。

1.LnY、LnX1、LnX2、LnX3的协整方程以LnY为被解释变量，LnX1、LnX2、LnX3为解释变量，其协整检验结果如下表2。

﹙1﹚农业税取消前﹙1980年~2004年﹚的回归方程为：

LnY=4.5283+0.0408LnX1+0.4446LnX2+0.1886LnX3﹙13﹚从﹙13﹚式可以看出，在农业税取消之前，财政支农、农业信贷、农民自主投资与农民人均纯收入弹性分别为0.0408、0.4446、0.1886，这说明在1980年~2004年财政支农每增加1%，只能引起农民人均纯收入增加0.0408%；

而农业信贷增加1%可引起农业人均纯收入增加0.4446%；

同时农民自主投资增加1%会引起农民收入增加0.1886%。

因此，在1980年~2004年间农业税取消前，江西省财政支农资金的配置效率较低，而农业信贷、农民自主投资的配置效率相对较高，对农民人均纯收入增长发挥着重要作用。

﹙2﹚农业税取消后﹙2005年~2011年﹚的回归方程为：

LnY=5.3715+0.1696LnX1+0.3555LnX2+0.1617LnX3﹙14﹚从﹙14﹚式可以发现，在农业税取消之后，财政支农、农业信贷、农民自主投资与农民人均纯收入之间的弹性分别为0.1696、0.3555、0.1617。

这说明农业税取消后，财政支农、农业信贷、农民自主投资每增加1%可引起农民人均纯收入分别增加0.1696%、0.3555%、0.1617%。

可见，相比农业税取消前，农业税取消后财政支农对农民人均纯收入增长发挥了积极作用。

2.残差稳定性检验为了能确定残差检验的类型，根据AIC准则确定其滞后期为0，因此，检验类型为﹙0，0，0﹚。

从表3可以看出：

农业税取消前后的ADF统计量分别为&

2.4343、&

2.8661，其在5%水平上均是显著的，说明残差序列均是平稳的，因此可以拒绝零假设，也由此可以认为农业税取消前后解释变量与被解释变量存在相互协整关系，即农民人均纯收入与财政支农、农业信贷和农民自主投资之间存在着长期均衡关系。

﹙四﹚建立误差修正模型误差修正模型﹙ECM﹚，又称为DHSY模型，它是由Davidson、Hendry、Srba和Yeo在1978年提出来的一种具有特定形式的计量经济学模型［20］。

由于LnY、LnX1、LnX2、LnX3之间存在长期协整关系，表明农民人均纯收入、财政支农、农业信贷与农民自主投资之间具有长期均衡关系，所以这些经济变量之间可以建立误差修正模型，以分析它们之间短期的互动影响以及相互调整速率。

1.农业税取消前﹙1980年~2004年﹚的误差修正模型：

ΔLnYt=0.103+0.029ΔLnX1t+0.201ΔLnX2t+0.107ΔLnX3t&

0.248﹙LnYt&

1&

4.528&

0.041LnX1t&

0.445LnX2t&

0.189LX3t&

1﹚+εt﹙15﹚﹙15﹚式中ecmt&

1系数为&

0.248，符合一般反向修正机制的原则。

回归结果表明财政支农、农业信贷和农民自主投资对农民人均纯收入存在正向影响，但财政支农对农民人均纯收入短期影响依然较弱。

同时，我们发现短期调整系数较显著，表明每年实际发生的农民人均纯收入与其长期均衡值的偏差中的约24.8%将被修正。

2.农业税取消后﹙2005年~2011年﹚的误差修正模型：

ΔLnYt=0.130+0.071ΔLnX1t+0.121ΔLnX2t+0.063ΔLnX3t&

0.223﹙LnYt&

5.371&

0.170LnX1t&

0.355LnX2t&

0.162LX3t&

1+εt﹙16﹚﹙16﹚式中ecmt&

0.223，符合一般反向修正机制的原则。

回归结果表明，财政支农、农业信贷和农民自主投资的短期变动对农民人均纯收入存在显著的正向影响。

同时，在短期调整系数显著的情况下，每年实际发生的农民人均纯收入与其长期均衡值的偏差中的约22.3%将被修正。

﹙五﹚Granger因果关系检验Granger因果关系主要用来检验某一经济变量的所有滞后项是否对其他经济变量的本期值存在显著影响。

如果存在显著影响，那么该经济变量就是其他经济变量的Granger原因；

如果不存在显著影响，那么该经济变量就不是其他经济变量的Granger原因。

其检验结果如表4。

1.农业税取消前从表4可以看出，在10%的显著性水平上，在滞后2期，江西省财政支农是农民人均纯收入增长的Granger原因。

这说明，1980年~2004年的财政支农对农民人均纯收入增长起着微弱的作用。

在5%的显著性水平上，在滞后2期，江西省农民人均纯收入与农业信贷之间存在着单向的Granger因果关系，即农业信贷是农民人均纯收入增长的Granger原因，说明农业信贷的变动在滞后2期对当期农民人均纯收入的变化有较强的解释能力，从而揭示了增加农业信贷对提高农民人均纯收入起着重要的促进作用。

同时，在5%的显著性水平上，江西省农民人均纯收入与农民自主投资之间存在着Granger因果关系，即在滞后2期，江西省农民自主投资是农民人均纯收入增长的Granger原因。

但我们发现，随着滞后期增加，这种解释能力也在逐渐减弱。

2.农业税取消后从2005年~2011年，由于时间序列较短，故Granger因果关系检验效果并不十分理想，只能进行滞后1期的因果检验。

从表4可以大体看出，滞后1期的财政支农、农业信贷均是农民人均纯收入增长的Granger原因，但农民自主投资不是农民人均纯收入增长的Granger原因，这可能是由于农民自主投资在太短时间内还不能发挥增收作用所致。

﹙六﹚脉冲响应函数在现代经济变量的计量分析中，脉冲响应函数是用于衡量来自随机扰动项的一个标准冲击对内生经济变量现在和未来取值影响的变动轨迹，从而能够较直观地反映出各经济变量之间的动态交互作用以及有关效应。

分析农民人均纯收入与财政支农、农业信贷、农民自主投资之间的脉冲响应函数可进一步分析各经济变量之间的短期动态关系。

由于农业税取消后相应各经济变量序列过短，因此，本文不单独对农业税取消后时间序列进行单独的脉冲响应分析，而直接分析1980年~2011年的农民人均纯收入与财政支农、农业信贷、农民自主投资之间的脉冲响应函数。

如图3所示，用横轴表示冲击作用的滞后期间数﹙单位：

年﹚，其中实线代表脉冲响应函数曲线，虚线代表正负两倍标准差偏离带。

图﹙a﹚&

图﹙c﹚分别反映了在受到财政支农、农业信贷和农民自主投资一个正标准差冲击后，农民人均纯收入的脉冲响应情况。

从中可以看出：

农民人均纯收入对财政支农正标准差新息响应很弱，并最终收敛于0，这也进一步验证了农业税取消前财政支农对农民人均纯收入影响很小的事实。

农民人均纯收入对农业信贷冲击的响应在1~5期正响应逐渐增强，5~6期达到最强，然后逐渐收敛，表明江西省农业信贷对农民人均纯收入呈正向促进作用，这与现实也是相符的。

因为农民取得信贷后，把信贷资金转变成农业实物投资再到增加农业收入需要一个过程，因而农业信贷对农民收入的增长作用必然存在着时滞，这里正好验证了这一点。

农民人均纯收入在受到农民自主投资的冲击后，其正响应在1~3期逐渐增强，第3期达到最强状态，但总体正响应不如农业信贷对农民人均纯收入的正响应强。

这说明，1980年~2011年在影响农民人均纯收入的因素方面，农业信贷比农民自主投资所起的作用更大，这与协整检验的结果是一致的。

图﹙d﹚&

图﹙f﹚分别反映了农民人均纯收入一个正标准差冲击对财政支农、农业信贷、农民自主投资的影响。

在受到冲击后，财政支农的总响应非常弱，几乎为0，这与前面Granger因果关系检验结果是一致的；

农业信贷的正响应在1~3期逐渐增强，第4期达到最强并逐步趋稳；

农民自主投资在1~3期的正响应逐渐增强，第4期达到最大，随后逐渐衰减，到第9期呈现出稳定收敛迹象。

﹙一﹚结论1.协整检验表明：

﹙1﹚江西省财政支农、农业贷款、农民自主投资对农民人均纯收入增长具有正向作用。

财政支农、农业贷款、农民自主投资每增长1个百分点，分别可引起农民人均纯收入增长0.0408、0.4446、0.1886个百分点。

这说明在农业税取消前，在促进农民收入增长的因素中，农业信贷发挥着更为重要的作用，其次是农民自主投资，而财政支农仅起着微弱作用。

因此在农业税取消前，江西省财政支农资金的配置是没有效率的。

﹙2﹚农业税取消后，财政支农、农业贷款、农民自主投资每增长1个百分点时，可以引起农民人均纯收入分别增长0.1696、0.3555、0.1617个百分点。

这表明在农民人均纯收入增长中，农业信贷依然发挥着比其他两者更为重要的作用。

但同时也看到在农业税取消后，财政支农对农民人均纯收入增长也发挥了重要作用，这说明取消农业税一方面直接促进了农民收入的增长，另一方面也调动了农民的积极性，间接地提高了财政支农对促进农民收入增长作用的发挥。

2.Granger因果关系检验表明：

﹙1﹚农业税取消前，滞后期数为2时，在5%的显著性水平上，农业信贷和农民自主投资均是农民人均纯收入增长的Granger原因。

滞后期数为2时，在10%的显著性水平上，江西省财政支农是农民人均纯收入增长的Granger原因。

﹙2﹚农业税取消后，滞后期数为1时，财政支农、农业信贷均是农民人均纯收入增长的Granger原因，但农民自主投资不是农民人均纯收入增长的Granger原因。

3.脉冲响应函数检验表明：

江西省农民人均纯收入与农业信贷、农民自主投资之间存在着较为显著的动态路径，且存在着一定的时滞，这是由于农业信贷资金、农民自主投资资金转化为实物资本均需要一定的时间，从而其对农民人均纯收入增长存在着滞后性。

但脉冲响应函数检验表明，农业税取消前，江西省财政支农对农民人均纯收入增长的作用不太明显，财政支农资金的配置缺乏效率。

﹙二﹚启示1.加大财政支农力度，优化财政资金配置，提高支农效率。

1980年~2011年江西省财政支农对农民人均纯收入增长总体上支持不力，揭示出进一步改进与优化财政支农的紧迫性。

尤其是在农业税取消前，财政支农对农民人均纯收入增长的作用远远小于农业信贷。

农业税取消后，虽然财政支农对农民人均纯收入增长的作用得到加强，但依然小于农业信贷对农民人均纯收入增长的作用，这必然有悖于政策的初衷，说明江西省财政资金配置效率依然低下，因此提高财政支农资金配置效率对于一个农业大省来说是一项非常紧迫的任务。

当前应做好以下几个方面的工作：

第一，政府应该建立长期稳定的财政支农资金增长机制，确保财政支农资金的增长速度大于财政支出的增长速度。

第二，优化财政支农结构，特别是要加大财政对农村专业合作组织的扶持力度，减少农业行政事业单位的事业费开支。

第三，财政支农资金的配置一定要与有利于农业、农副业等产业发展相联系，大力扶持农业产业化发展，真正做到为农民增产增收服务。

第四，加强农村水利、电力、交通等基础设施的财政支农投入，为农民增收创造有利条件。

第五，加强对财政支农资金的监管力度，提高财政支农资金的使用效率。

2.进一步加大农业贷款扶持农业的力度，促进农民收入的持续稳定增长。

以上研究表明，农业信贷对农民人均纯收入增长作用最大，这说明在1980年~2011年江西省农业信贷力度较大，且信贷资金配置是有效的。

因此，第一，应继续加大信贷支持力度，突出信贷支持重点，对农业产业项目资金应优先安排。

第二，应加强农业信贷风险控制，实施“政府+农户”、“保险+农户”、“农户+农户”、“政府+企业”、“银行+保险”的农业信贷保险模式，从而增强农业抵御风险的能力，确保农业信贷稳步促进农业生产发展。

3.加强农民自我资金积累，加大农民自主投资。

研究发现，农民自我积累资金在农民收入增长中也起着重要的作用，因此，要积极引导农民自我积累资金对农业的投入。

政府应以市场为导向，因地制宜，积极引导农民加强自我资金的积累与投入，并积极帮助农民解决农产品的产销问题。