農(nóng)業(yè)貸款、財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響

王 偉，張登國

（1.安徽科技學(xué)院，安徽滁州239000；2.中共山東黨校管理學(xué)部，濟(jì)南250000）

1 問題的提出

農(nóng)業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)，農(nóng)業(yè)的穩(wěn)固發(fā)展直接關(guān)系到整個(gè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的全局，然而農(nóng)業(yè)又具有天然的弱質(zhì)性，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的風(fēng)險(xiǎn)性較高，但相應(yīng)的收益卻較低。農(nóng)業(yè)的重要性和弱質(zhì)性使得如何促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展這一課題成為學(xué)者們一直所關(guān)注的焦點(diǎn)。農(nóng)業(yè)的健康發(fā)展需要持續(xù)的資金投入，針對農(nóng)業(yè)發(fā)展的資金投入問題的研究現(xiàn)已形成了一系列的農(nóng)村金融理論，而農(nóng)業(yè)信貸補(bǔ)貼論和農(nóng)村金融市場論則是這些理論形成的基礎(chǔ)，現(xiàn)代農(nóng)村金融理論主要以Hayak（1945）的局部知識論和Stiglitz（1989）的不完全市場理論為代表。

我國是典型的農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)業(yè)為我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展做出了重要的貢獻(xiàn)，而農(nóng)業(yè)發(fā)展的現(xiàn)狀卻表現(xiàn)為較為落后。針對這一現(xiàn)狀，我國的學(xué)者們對我國農(nóng)業(yè)發(fā)展的金融資源投入問題進(jìn)行了廣泛的研究。林毅夫（2003）認(rèn)為我國農(nóng)村金融改革關(guān)系到農(nóng)民、農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的大局，從發(fā)展的角度看，我國金融改革應(yīng)該更加注重培育和發(fā)展大量中小金融機(jī)構(gòu)，因?yàn)橄鄬τ诖笮徒鹑跈C(jī)構(gòu)而言，中小金融機(jī)構(gòu)在服務(wù)于農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和農(nóng)村的社會(huì)保障中具有更具比較優(yōu)勢。姚耀軍（2004）從農(nóng)村金融規(guī)模、結(jié)構(gòu)、效率這三個(gè)方面入手，實(shí)證研究了農(nóng)村金融發(fā)展與我國經(jīng)濟(jì)增長的相互關(guān)系。他的研究結(jié)論指出農(nóng)村金融發(fā)展推動(dòng)了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長，而農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長卻未影響到農(nóng)村金融發(fā)展。安翔（2005）通過對帕加諾模型作適當(dāng)擴(kuò)展后分析發(fā)現(xiàn)，在農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的過程中，農(nóng)村金融系統(tǒng)的快速發(fā)展對其具有明顯的促進(jìn)作用。杜興端、徐萬剛(2011)基于向量自回歸模型實(shí)證研究了農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，他們的研究顯示我國的金融支農(nóng)與農(nóng)業(yè)發(fā)展之間不存在任何方向上的格朗杰因果關(guān)系。與上述研究不同，本文認(rèn)為我國的農(nóng)業(yè)發(fā)展水平具有顯著的區(qū)域差異性，東部地區(qū)各省的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平明顯高于中西部地區(qū)。同時(shí)本文將研究政府財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響，現(xiàn)有的文獻(xiàn)已指出財(cái)政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)發(fā)展的具有顯著的影響，如國內(nèi)的學(xué)者何振國、王強(qiáng)（2006）、魏朗（2007）、焦方義（2010）等的研究，國外的學(xué)者 Jensen(2000)、Townsend(2001)等的研究。各省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不同，決定了政府對農(nóng)業(yè)的財(cái)政支出力度必然也存在一定的差異。因而立足于對具體區(qū)域的研究顯得更有必要。安徽是我國的農(nóng)業(yè)大省，近些年來經(jīng)濟(jì)取得了快速的增長，但是要真正實(shí)現(xiàn)安徽省在中部地區(qū)的崛起，其必須要實(shí)現(xiàn)從農(nóng)業(yè)大省向農(nóng)業(yè)強(qiáng)省的轉(zhuǎn)變。有鑒于此，本文以安徽省1990～2009年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)為依據(jù)，采用VAR模型，具體研究安徽省的農(nóng)業(yè)資金投入支持問題，以期為促進(jìn)安徽的農(nóng)業(yè)發(fā)展提供可選擇的政策建議。

2 研究方法與指標(biāo)數(shù)據(jù)說明

2.1 研究方法

本文主要是采用向量自回歸模型（VAR）來分析安徽省農(nóng)業(yè)貸款、財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響情況。VAR模型是Sims于1980提出的一種動(dòng)態(tài)聯(lián)立方程模型，該模型中的所有變量均被視為內(nèi)生變量，各方程都具有相同的解釋變量，并以被解釋變量的滯后變量作為相應(yīng)的解釋變量，從而研究變量之間的動(dòng)態(tài)聯(lián)系，且該模型能有效避免傳統(tǒng)聯(lián)系方程受經(jīng)濟(jì)理論不完善而引起的內(nèi)生變量和外生變量的劃分、估計(jì)和推斷等問題。VAR模型的一般數(shù)學(xué)表達(dá)式為：其中Yt=(y1t，y2t，……ykt)′ 為K維內(nèi)生變量向量，Xt=(x1t，x2t，……xkt)′ 為D維外生變量向量，A1,A2,A3……Ap是待估計(jì)的系數(shù)矩陣，P是自回歸滯后階數(shù)，εt是擾動(dòng)向量。

在VAR模型模型內(nèi)，還可以進(jìn)行各經(jīng)濟(jì)變量的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)以及方差分解等分析。本文的實(shí)證分析正是使用到這些分析方法來進(jìn)行研究。

2.2 指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)說明

本文主要研究的是農(nóng)業(yè)貸款、財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響，因而涉及的變量主要有農(nóng)業(yè)貸款變量、財(cái)政支農(nóng)變量和農(nóng)業(yè)發(fā)展變量。按照目前國內(nèi)外相關(guān)研究的慣例，本文選取安徽省第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值作為衡量農(nóng)業(yè)發(fā)展的指標(biāo)，用符號AGR表示；以全部金融機(jī)構(gòu)的農(nóng)業(yè)貸款來衡量農(nóng)業(yè)貸款情況，用符號ALOAN表示；以政府一般性財(cái)政支出中農(nóng)業(yè)支出作為衡量財(cái)政支農(nóng)的指標(biāo)，用符號FAGR表示。為了減輕數(shù)據(jù)波動(dòng)對模型計(jì)量分析的影響，本文對所有數(shù)據(jù)在計(jì)量分析前都進(jìn)行的了相應(yīng)的對數(shù)化處理。鑒于數(shù)據(jù)的可得性原因，本文樣本的長度選擇為1990～2009年，所采用的數(shù)據(jù)均來自相應(yīng)年份的《安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒》中的相關(guān)內(nèi)容。各變量的描述值如下表1所示。

表1 主要變量的描述值

3 VAR模型估計(jì)及其結(jié)果分析

3.1 單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

VAR模型所分析的數(shù)據(jù)均為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，其估計(jì)可靠性依賴于變量的平穩(wěn)性，因此數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性會(huì)嚴(yán)重影響到計(jì)量分析的結(jié)果正確與否。基于這一認(rèn)識，本文首先對LNAGR、LNFAGR和LNALOAN進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以避免數(shù)據(jù)的不穩(wěn)定所造成的虛假回歸問題。單位根檢驗(yàn)的方法較多，而其中使用較多的為ADF檢驗(yàn)。本文的單位根檢驗(yàn)正是采用ADF檢驗(yàn)這一方法來進(jìn)行分析，該檢驗(yàn)的一般形式為：

式(2)其中α為常數(shù)項(xiàng)，t為時(shí)間趨勢項(xiàng)，t-1為滯后階數(shù)。具體的結(jié)果如表2所示。

依據(jù)表2中ADF檢驗(yàn)結(jié)果，t-1本文判斷LNAGR、LNFAGR和LNALOAN均為一階單整I（1）變量，即各變量是穩(wěn)定的。在單位根檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，本文對LNAGR、LNFAGR和LNALOAN變量進(jìn)行了Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，Jo-hansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示：

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表3 農(nóng)業(yè)發(fā)展與農(nóng)業(yè)貸款、財(cái)政支農(nóng)支出之間的協(xié)整檢驗(yàn)

從Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%的置信水平上，農(nóng)業(yè)發(fā)展與農(nóng)業(yè)貸款、財(cái)政支農(nóng)支出之間至少存在3個(gè)長期穩(wěn)定的關(guān)系。協(xié)整關(guān)系表示成相應(yīng)的數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

協(xié)整方程中變量下方括號中的數(shù)值為t檢驗(yàn)值，可以說明變量之間線性相關(guān)的顯著性。

從協(xié)整的方程式可以看到，農(nóng)業(yè)貸款變量的系數(shù)為負(fù)的0.535749，財(cái)政支農(nóng)支出變量的系數(shù)為正的0.492807，這表明安徽省金融機(jī)構(gòu)的農(nóng)業(yè)貸款每增加1個(gè)百分點(diǎn)，相應(yīng)的會(huì)導(dǎo)致農(nóng)業(yè)產(chǎn)值近0.535749%的下降，而財(cái)政支農(nóng)支出每增加1個(gè)百分點(diǎn)，則會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增加近0.492807%，即農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)業(yè)發(fā)展的作用是負(fù)面的，財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響是正面的。這與一般的認(rèn)識存在差異，本文認(rèn)為可能的原因是：在農(nóng)業(yè)貸款的實(shí)際操作中，大量的貸款實(shí)際上并沒有作用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，或者是從農(nóng)業(yè)貸款到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的轉(zhuǎn)化效率極為低下。同時(shí)，農(nóng)業(yè)貸款對財(cái)政支農(nóng)支出可能存著一定的擠出效應(yīng)，由于金融機(jī)構(gòu)農(nóng)業(yè)貸款數(shù)據(jù)逐年的增長，造成了農(nóng)業(yè)投資不斷增加的虛假繁榮的假象，從而阻塞了財(cái)政通道對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的投入。

3.2 脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是模型中的一個(gè)內(nèi)生變的沖擊給其它內(nèi)生變量所帶來的影響，廣義脈沖比一般脈沖更具穩(wěn)定性和說服力，因?yàn)槠淠芘懦齎AR模型中變量順序?qū)Y(jié)果的影響。所以本文利用性質(zhì)良好的VAR(2)模型，給LNAGR、LNFAGR和LNALOAN一個(gè)廣義脈沖。圖1為農(nóng)業(yè)發(fā)展對各個(gè)變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。

由圖1可以看到，農(nóng)業(yè)發(fā)展對農(nóng)業(yè)貸款的響應(yīng)一直為負(fù)的，在第二期這種負(fù)面影響達(dá)到最大后有所減弱的態(tài)勢，但仍然為負(fù)的，在第七期后負(fù)面影響又開始逐漸增大。而農(nóng)業(yè)發(fā)展對財(cái)政支農(nóng)支出的反應(yīng)一直為正的，且正面影響有不斷上升的趨勢。這說明了我國財(cái)政支農(nóng)政策的力度不斷加大，對農(nóng)業(yè)發(fā)展具有顯著的推動(dòng)作用。這與上述的協(xié)整分析具有一致性。

圖1 農(nóng)業(yè)發(fā)展對沖擊的相應(yīng)

3.3 方差分解

方差分解方法可以進(jìn)一步研究系統(tǒng)中各變量之間的相關(guān)聯(lián)系，它把VAR系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量的變動(dòng)按其成因分解為各隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的沖擊，從而評價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。表4是對農(nóng)業(yè)發(fā)展做的方差分析。從表4中可以看到，農(nóng)業(yè)發(fā)展受自身的影響較大，其次是財(cái)政支農(nóng)支出，農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)最小。

表5 Variance Decomposition of LNAGR:

4 結(jié)論與政策建議

本文通過VAR模型實(shí)證研究了安徽省農(nóng)業(yè)發(fā)展與農(nóng)業(yè)貸款、財(cái)政支農(nóng)之間的關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上分析了它們之間的長期動(dòng)態(tài)影響。研究的結(jié)果顯示，安徽省的農(nóng)業(yè)發(fā)展與、農(nóng)業(yè)貸款、財(cái)政支農(nóng)之間存在一個(gè)長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，但是農(nóng)業(yè)貸款與財(cái)政支農(nóng)對農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響存在差異，農(nóng)業(yè)貸款對安徽省農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響是負(fù)的，而財(cái)政支農(nóng)支出卻促進(jìn)了農(nóng)業(yè)發(fā)展，且這種正面影響是逐漸上升的。

針對本文以上的研究結(jié)論，為能實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)貸款、財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)發(fā)展的促進(jìn)作用，確保國民經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)的穩(wěn)固發(fā)展，并通過促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展，加快農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，進(jìn)而啟動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)市場，有效拉動(dòng)內(nèi)需。本文在此提出以下幾點(diǎn)建議：

（1）進(jìn)一步加大對農(nóng)業(yè)發(fā)展的資金投入。21世紀(jì)初開始，農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要性越來越得到整個(gè)社會(huì)的認(rèn)同，我國政府則連續(xù)7年出臺的1號文件都是針對促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展的，然而這也顯示出前期我國對農(nóng)業(yè)發(fā)展重視的不足。農(nóng)業(yè)發(fā)展的滯后與我國對農(nóng)業(yè)投入的不足具有顯著的聯(lián)系。雖然近些年來對農(nóng)業(yè)支持的力度已有顯著加大，但是仍顯不足，金融機(jī)構(gòu)針對農(nóng)業(yè)的貸款所占整個(gè)貸款的比重，以及財(cái)政支農(nóng)所占財(cái)政支出的比重，與我國農(nóng)業(yè)大國的地位難以相符合。安徽是農(nóng)業(yè)大省，也是農(nóng)業(yè)弱省，要實(shí)現(xiàn)安徽在中部地區(qū)的崛起，農(nóng)業(yè)的發(fā)展必須得到更多的支持，因此本文建議繼續(xù)加大對農(nóng)業(yè)發(fā)展的資金投入。

（2）優(yōu)化農(nóng)業(yè)貸款和財(cái)政支農(nóng)支出的分配結(jié)構(gòu)。本文的實(shí)證分析雖然指明安徽省政府的財(cái)政支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響是積極的，但是這種效果卻是較小的，而農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響卻并沒有隨著總量的增加而產(chǎn)生正的效用，這與支出的分配結(jié)構(gòu)是具有重要聯(lián)系的。因而本文建議優(yōu)化安徽省的農(nóng)業(yè)貸款和財(cái)政支農(nóng)支出分配結(jié)構(gòu)，將資金的分配更多的側(cè)重于農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)性投資，而不是消費(fèi)，以最大的發(fā)揮資金的生產(chǎn)效力。

（3）加快農(nóng)村金融體系建設(shè)。我國的農(nóng)村金融發(fā)展一直比較落后，在像安徽這樣的經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)省份表現(xiàn)的更為突出，這已嚴(yán)重影響到農(nóng)業(yè)貸款對農(nóng)業(yè)發(fā)展的積極作用的發(fā)揮。因此安徽應(yīng)加快農(nóng)村金融市場的建設(shè)，建立健全農(nóng)村金融市場體系、農(nóng)村金融制度和農(nóng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)經(jīng)營管理體系，以一步促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展和農(nóng)民增收。

[1] Hayek，F(xiàn) A.The Use of Knowledge in Society[J].American Economic Review，XXXV,1945，(4).

[2] Stig1itz，J.Market，Market Failures，and Development[J].American Economic Review，1989，(79).

[3] 林毅夫.金融改革和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展[J].北京大學(xué)中國經(jīng)濟(jì)研究中心工作論文，2003.

[4] 姚耀軍.中國農(nóng)村金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2004，（5）.

[5] 安翔.我國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)分析[J].經(jīng)濟(jì)問題，2005，（10）.

[6] 杜興端，徐萬剛.略論財(cái)政、金融支農(nóng)對農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響[J].經(jīng)濟(jì)問題，2011，(5).

[7] 何振國，王強(qiáng).財(cái)政支農(nóng)支出優(yōu)先次序研究[J].管理世界，2006，(10).

[8] 魏朗.財(cái)政支農(nóng)支出對我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響的研究[J].中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2007，(9).

[9] 焦方義.政府財(cái)政、金融資金支持與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展[J].社會(huì)科學(xué)輯刊，2010，(1).

[10] Jensen,E.The Farm Credit Systemas a Government-Sponsored En?terprise[J].Review of Agricultural Economics,2000,(2).

[11] Townsend,Robert M.,Jacon.The Credit Risk-Contigency System of an Asian Development Bank[J].Economic Perspectives,2001,(3).